Nhân tố 1 2 3 4 5 USE1 .818 USE2 .727 USE4 .679 USE3 .635 USE5 .624 RIS3 .832 RIS1 .811 RIS4 .722 RIS2 .716 SOC3 .813 SOC2 .810 SOC1 .797 SOC4 .676 ATT1 .896 ATT2 .856 ATT3 .827 CON1 .784 CON2 .774 CON3 .722 CON4 .626
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Kết quả xoay nhân tố cho thấy 24 biến phân thành 5 nhóm nhân tố. Trong đó, tất cả các biến đều có hệ số tải > 0.5 nên khơng có biến nào cần loại khỏi mơ hình, các biến quan sát được gom vào các nhóm nhân tố đã được đưa ra trong cơ sở lý luận, điều này cho thấy tính hợp lý của dữ liệu và củng cố mơ hình phân tích của
4.3.2 Phân tích nhân tố khám phá biến phụ thuộc
Kết quả phân tích EFA cho biến phụ thuộc theo bảng 4.9 cho thấy chỉ số KMO = 0.693 > 0.5 và kết quả kiểm định Bartlett’s là 172.174 với mức ý nghĩa sig = 0.000 < 0.05. Kết quả bước phân tích nhân tố phù hợp với dữ liệu nghiên cứu và dữ liệu nghiên cứu dùng để phân tích nhân tố là hồn tồn hợp lý.
Bảng 4.9. Kiểm định KMO và Bartlett’s của biến phụ thuộc
Giá trị KMO 0.693
Kiểm định Bartlett Approx. Chi-Square 172.174
df 6
Sig. .000
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Bảng 4.10. Kết quả phân tích nhân tố biến phụ thuộc
Nhân tố Nhân tố trích 1 EBA3 .749 EBA1 .730 EBA4 .727 EBA2 .631
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Trị số Eigenvalues = 2.02 > 1 các biến gom thành một nhân tố duy nhất và nhân tố này giải thích được 50.49% sự biến thiên của dữ liệu, thỏa điều kiện lớn hơn 50%. 4 biến EBA1, EBA2, EBA3, EBA4 được gom thành 1 nhóm nhân tố duy nhất (EBA) và tiếp tục được sử dụng trong các phân tích tiếp theo.
4.4 Kiểm định mơ hình và giả thuyết 4.4.1 Phân tích hệ số tương quan
Theo bảng 4.11, với hệ số tương quan đạt mức ý nghĩa 1%, kết quả phân tích tương quan cho thấy sig của các cặp phân tích tương quan giữa biến phụ thuộc ý định sử dụng với các biến độc lập đều <0.01. Điều này chứng tỏ biến phụ thuộc ý định sử dụng tương quan với các biến độc lập, do đó phân tích hồi quy là phù hợp. Một số cặp biến độc lập có hệ số tương quan thấp cho thấy khả năng 2 biến tồn tại
biến độc lập có sự tương quan với nhau, đối với vấn đề này cần chú ý hiện tượng đa cộng tuyến có thể xảy ra khi tiến hành kiểm định mơ hình.
Bảng 4.11. Ma trận hệ số tương quan Pearson
USE ATT RIS SOC CON EBA
USE Pearson Correlation 1 .455 ** .319** .260** .110 .522** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .059 .000 N 295 295 295 295 295 295 ATT Pearson Correlation .455 ** 1 .239** .271** .051 .628** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .380 .000 N 295 295 295 295 295 295 RIS Pearson Correlation .319 ** .239** 1 .216** .181** .360** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .002 .000 N 295 295 295 295 295 295 SOC Pearson Correlation .260 ** .271** .216** 1 .114* .341** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .050 .000 N 295 295 295 295 295 295 CON Pearson Correlation .110 .051 .181 ** .114* 1 .208** Sig. (2-tailed) .059 .380 .002 .050 .000 N 295 295 295 295 295 295 EBA Pearson Correlation .522 ** .628** .360** .341** .208** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 N 295 295 295 295 295 295
** Tương quan có mức ý nghĩa 1%.
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
4.4.2 Phân tích hồi quy bội
Các biến độc lập: (1) Nhận thức tính dễ sử dụng (USE); (2) Nhận thức tính thuận tiện (CON); (3) Thái độ hướng đến việc sử dụng (ATT); (4) Nhận thức sự an toàn khi sử dụng (RIS); (5) Ảnh hưởng của xã hội và biến phụ thuộc Ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử (EBA) được kiểm định bằng phân tích hồi quy. Sau
khi áp dụng phương pháp đưa đồng thời toàn bộ biến vào kiểm định một lần và phương trình hồi quy có dạng như sau:
EBA = β1 * USE + β2 * ATT + β3 * RIS + β4 * SOC + β5 * CON Trong đó β là hệ số hồi quy riêng phần (k=1…5)
Bảng 4.12. Tóm tắt mơ hình Mode R R2 Mode R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn Durbin- Watson 1 .720a .518 .510 .36279 1.586
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Bảng 4.13. Phân tích phương sai (ANOVA) ANOVAa Model Tổng bình phương df Trung bình độ lệch bình phương F Sig. 1 Hồi quy 40.879 5 8.176 62.119 .000b Phần dư 38.036 289 .132 Tổng 78.915 294
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Hệ số xác định của mơ hình hồi quy R2 hiệu chỉnh = 0.510 cho biết khoảng 51% sự biến thiên của “ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử” của người được khảo sát tại thành phố Hồ Chí Minh có thể được giải thích thơng qua sự tương quan tuyến tính giữa biến ý định và các biến độc lập trong mơ hình. Ngồi ra, phần biến thiên cịn lại mơ hình khơng giải thích được vì do các yếu tố khác tác động.
Hệ số Durbin Watson = 1.586, nằm trong khoảng [1,3] nên dữ liệu đưa vào mơ hình khơng tồn tại hiện tượng tự tương quan chuỗi bậc nhất.
Giá trị F được sử dụng để đánh giá khả năng suy rộng và áp dụng cho tổng thể bằng mơ hình hồi quy tuyến tính. Giá trị hệ số F = 62.119 và sig = 0.000 < 0.05, do đó đưa ra kết luận mơ hình hồi quy phù hợp với mẫu nghiên cứu và mơ hình suy rộng được.
quy tại bảng 4.14, hệ số VIF của từng nhân tố có giá trị rất thấp, cả 5 biến đều có trị số nhỏ hơn 2 (yêu cầu phải nhỏ hơn 10) nên nhận định hiện tượng đa cộng tuyến khơng xuất hiện trong mơ hình hồi quy này là hoàn toàn hợp lý. Các biến đều có ý nghĩa thống kê với sig < 0.05 nên được đưa vào mơ hình hồi quy.
Bảng 4.14. Kết quả mơ hình hồi quy bội
Nhân tố Hệ số chưa chuẩn hóa
Hệ số
chuẩn hóa t Sig.
Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận biến VIF Hằng số -.413 .299 -1.381 .168 USE .264 .055 .230 4.831 .000 .733 1.364 ATT .439 .045 .455 9.723 .000 .762 1.313 RIS .143 .048 .131 2.960 .003 .854 1.171 SOC .111 .042 .115 2.654 .008 .883 1.132 CON .103 .035 .122 2.925 .004 .959 1.043
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Từ kết quả cho thấy cả 5 yếu tố đều có mối tương quan dương với “ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử” gồm:
- “Nhận thức tính dễ sử dụng” đối với hành vi sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử tăng thêm 1 đơn vị thì “ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử” của khách hàng tăng lên 0.230 đơn vị (các nhân tố khác không đổi).
- “Thái độ hướng đến việc sử dụng” dịch vụ ngân hàng điện tử tăng thêm 1 đơn vị thì “ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử” của khách hàng tăng lên 0.445 đơn vị (các nhân tố khác không đổi).
- “Nhận thức sự an toàn khi sử dụng” đối với hành vi sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử tăng thêm 1 đơn vị thì “ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử” của khách hàng tăng lên 0.131 đơn vị (các nhân tố khác không đổi).
- “Ảnh hưởng của xã hội” đối với hành vi sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử tăng thêm 1 đơn vị thì “ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử” của khách hàng tăng lên 0.115 đơn vị (các nhân tố khác khơng đổi).
- “Nhận thức tính thuận tiện” đối với hành vi sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử tăng thêm 1 đơn vị thì “ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử” của khách hàng tăng lên 0.122 đơn vị (các nhân tố khác không đổi).
4.4.3 Đánh giá các giả định của mơ hình hồi quy
Sự chấp nhận và diễn giải kết quả hồi quy không thể tách rời các giả định của mơ hình hồi quy. Nếu các giả định của mơ hình hồi quy bị vi phạm thì các kết quả ước lượng sẽ khơng cịn đáng tin cậy nữa (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005).
Các giả định của mơ hình hồi quy bao gồm:
❖ Giả định khơng có hiện tượng đa cộng tuyến
Mơ hình hồi quy tuyến tính bội giả định khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập được phân tích. Kiểm định giả định này được thể hiện thông qua hệ số phóng đại (VIF): Nếu giá trị của VIF ≤ 10 thì có thể chấp nhận được, nếu giá trị VIF > 10 thì có hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng (Hair, 2010). Theo bảng 4.14 thì giá trị các VIF thành phần đều nhỏ hơn 2, chứng tỏ giả thiết này đúng trong mơ hình nghiên cứu này.
❖ Giả định phương sai của phần dư không đổi
Dựa vào đồ thị của phần dư chuẩn hoá theo giá trị dự báo biến phụ thuộc ý định sử dụng để thực hiện kiểm tra xem có hiện tương phương sai thay đổi khơng. Nhìn vào đồ thị phân tán ở Biểu đồ 4.1 cho thấy phần dư được phân tán ngẫu nhiên theo hoành độ 0, điều này cho thấy giả định này được chấp nhận.
❖ Giả định về phần dư phân phối chuẩn
Theo Hoàng trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2005), việc sử dụng mơ hình khơng đúng, phương sai khơng phải là hằng số, sự thiếu hụt của phần dư dẫn đến khơng đáp ứng được điều kiện để phân tích là một số nguyên nhân dẫn đến sự vi phạm phân phối chuẩn của phần dư gây ảnh hưởng cho kết quả phân tích. Biểu đồ Histogram, P-P được sử dụng để xem xét trong phần này.
Hình 4.2: Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hoá
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Dựa vào Biểu đồ 4.2 ta thấy đường cong có dạng hình chng, phù hợp với dạng đồ thị của phân phối chuẩn. Giá trị trung bình Mean gần bằng 0, độ lệch chuẩn là 0.991 gần bằng 1.
Ngoài ra, theo Biểu đồ 4.3, các điểm quan sát tập trung thành một đường chéo nên có thể chấp nhận giả thuyết phân phối của phần dư là phân phối chuẩn.
Từ các kết quả kiểm định trên, kết luận đưa ra cho giả định này là phù hợp trong q trình phân tích mơ hình.
Hình 4.3: Biểu đồ tần số P-P
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
❖ Giả định về tính độc lập của phần dư
Các ước lượng của mơ hình hồi quy khi xảy ra hiện tượng tương quan là không đáng tin cậy. Để kiểm định hiện tượng trên cho phần dư, tác giả sử dụng phương pháp kiểm định Dubin – Waston (d). Theo bảng 4.12, hệ số Durbin Watson = 1.586, nằm trong khoảng [1,3] và gần bằng 2, nên mơ hình khơng xuất hiện sự tương quan giữa các phần dư.
Như vậy, có thể nói các giả định của mơ hình hồi quy tuyến tính đều được thoả mãn.
4.4.4 Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Từ kết quả của phân tích hồi quy tiến hành kiểm định 5 giả thuyết trong bài nghiên cứu như sau:
- H1: “Nhận thức tính dễ sử dụng” có mối quan hệ tuyến tính dương đến “ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử” của khách hàng tại các ngân hàng ở thành
Kết quả kiểm định t của nhân tố “nhận thức tính dễ sử dụng” – có sig = 0.000 < 0.05. Điều này cho thấy “ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử” của khách hàng tại các ngân hàng ở thành phố Hồ Chí Minh bị ảnh hưởng bởi nhân tố “nhận thức tính dễ sử dụng” nên giả thuyết H1 được chấp nhận. Hệ số hồi quy của yếu tố là 0.230 – hệ số lớn thứ 2 trong 5 nhân tố – chứng tỏ yếu tố này có mức độ quan trọng thứ 2 trong mơ hình đánh giá sự ảnh hưởng đến “ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử”.
- H2: “Nhận thức tính thuận tiện” có mối quan hệ tuyến tính dương đến “ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử” của khách hàng tại các ngân hàng ở thành phố Hồ Chí Minh.
Kết quả kiểm định t của nhân tố nhận thức tính thuận tiện – có sig = 0.004 < 0.05. Điều này cho thấy “ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử” của khách hàng tại các ngân hàng ở thành phố Hồ Chí Minh bị ảnh hưởng bởi nhân tố “nhận thức tính thuận tiện” nên giả thuyết H2 được chấp nhận. Hệ số hồi quy của yếu tố là 0.122 – hệ số lớn thứ 4 trong 5 nhân tố – chứng tỏ yếu tố này có mức độ quan trọng thứ 4 trong mơ hình đánh giá sự ảnh hưởng đến “ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử”.
- H3: “Thái độ hướng đến việc sử dụng” có mối quan hệ tuyến tính dương đến “ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử” của khách hàng tại các ngân hàng ở thành phố Hồ Chí Minh.
Kết quả kiểm định t của nhân tố thái độ hướng đến việc sử dụng – có sig = 0.000 < 0.05. Điều này cho thấy “ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử” của khách hàng tại các ngân hàng ở thành phố Hồ Chí Minh bị ảnh hưởng bởi nhân tố “thái độ hướng đến việc sử dụng” nên giả thuyết H3 được chấp nhận. Hệ số hồi quy của yếu tố là 0.455 – hệ số lớn nhất trong 5 nhân tố – chứng tỏ yếu tố này có mức độ quan trọng bậc nhất trong mơ hình đánh giá sự ảnh hưởng đến “ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử”.
- H4: “Nhận thức sự an tồn” có mối quan hệ tuyến tính dương với “ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử” của khách hàng tại các ngân hàng ở thành phố Hồ Chí Minh.
Kết quả kiểm định t của nhân tố nhận thức sự an toàn khi sử dụng – có sig = 0.003 < 0.05. Điều này cho thấy “ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử” của khách hàng tại các ngân hàng ở thành phố Hồ Chí Minh bị ảnh hưởng bởi nhân tố “nhận thức sự an toàn” nên giả thuyết H4 được chấp nhận. Hệ số hồi quy của yếu tố là 0.131 – hệ số lớn thứ 3 trong 5 nhân tố – chứng tỏ yếu tố này có mức độ quan trọng thứ 3 trong mơ hình đánh giá sự ảnh hưởng đến “ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử”.
- H5: “Ảnh hưởng của xã hội” có mối quan hệ tuyến tính dương với “ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử” của khách hàng tại các ngân hàng ở thành phố Hồ Chí Minh.
Kết quả kiểm định t của nhân tố ảnh hưởng của xã hội – có sig = 0.008 < 0.05. Điều này cho thấy “ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử” của khách hàng tại các ngân hàng ở thành phố Hồ Chí Minh bị ảnh hưởng bởi nhân tố “ảnh hưởng của xã hội” nên giả thuyết H5 được chấp nhận. Hệ số hồi quy của yếu tố là 0.115 – hệ số nhỏ nhất trong 5 nhân tố – chứng tỏ yếu tố này có mức độ quan trọng thấp nhất trong mơ hình đánh giá sự ảnh hưởng đến “ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử”.
4.4.5 Kiểm định sự khác biệt trong ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử giữa các nhóm khách hàng
Sử dụng phương pháp phân tích phương sai một yếu tố (One-way ANOVA) nhằm kiểm định có sự khác biệt về ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử hay khơng giữa các nhóm khách hàng.
❖ Kiểm định sự khác biệt trong ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử giữa các nhóm giới tính
Giả thuyết H0: Khơng có sự khác biệt về ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử giữa các nhóm khách hàng có giới tính khác nhau.
Bảng 4.15 Kết quả ANOVA về giới tính khách hàng (1)
EBA
Thống kê Levene df1 df2 Sig.
.324 1 293 .569
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Kiểm định Lavenve Test trong kiểm định ANOVA có giá trị sig = 0.569 > 0.05, chứng tỏ khơng có sự khác biệt về phương sai một cách có ý nghĩa đối với ý định sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử giữa các nhóm khách hàng có giới tính khác nhau (Nam, Nữ). Do đó, có thể sử dụng kết quả phân tích ANOVA ở bảng tiếp theo.
Bảng 4.16 Kết quả ANOVA về giới tính khách hàng (2)
EBA Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. Giữa các nhóm .134 1 .134 .500 .480 Bên trong nhóm 78.781 293 .269