Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Trung bình Độ lệch chuẩn Kích thƣớc mẫu Giá trị dự đốn 1.8580 4.8112 3.3288 .49494 495 Phần dƣ -1.31338 1.41494 .00000 .40566 495 Giá trị dự đốn chuẩn hóa -2.972 2.995 .000 1.000 495 Phần dƣ chuẩn hóa -3.225 3.474 .000 .996 495
Kiểm tra phần dƣ cho thấy phân phối phần dƣ xấp xỉ chuẩn với trung bình Mean = 0, độ lệch chuẩn Std. Dev = 0.996 tức là gần bằng 1, do đó có thể kết luận rằng giả thuyết phân phối khơng bị vi phạm. Ngồi ra, hệ số Durbin-Watson trong bảng 3.10 là 1.989 nằm trong khoảng chấp nhận từ 1 đến 3 tức là phần dƣ độc lập với nhau. Ta có thể kết luận rằng phần dƣ khơng có hiện tƣợng tƣơng quan với nhau giữa các phần dƣ trong mơ hình hình hồi quy.
Bảng 3.10: Kiểm định tính độc lập của phần dƣ – hồi quy 1
Mơ hình R hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ƣớc lƣợng
Durbin- Watson 1 .773a .598 .595 .40731 1.989
b. Kiểm định độ phù hợp của mơ hình và ý nghĩa các hệ số của mô hồi quy: - Kiểm định sự phù hợp của mơ hình
Bảng 3.11 : Kiểm định F – hồi quy 1
Mơ hình Tổng bình phƣơng Bậc tự do df Trung bình bình phƣơng Kiểm định F Sig. 1 Hồi quy 121.011 4 30.253 182.353 .000b Phần dƣ 81.292 490 .166 Tổng 202.302 494
Qua bảng 3.10 và bảng 3.11 cho kết quả R square = 0.598 với mức ý nghĩa quan sát rất nhỏ (sig = 0) cho thấy mơ hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng đƣợc. Tuy nhiên, mơ hình thƣờng khơng phù hợp với dữ liệu thực tế nhƣ giá trị thể hiện. Trong tình huống này, điều chỉnh (0.595) từ đƣợc sử dụng để phản ánh sát hơn mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính đa biến vì nó khơng phụ thuộc vào độ lệch phóng đại của . Nhƣ vậy, hệ số hiệu chỉnh = 0.595 cho thấy sự tƣơng thích của mơ hình với biến quan sát là lớn với khoảng 59.5% biến thiên của biến phụ thuộc Thái độ có thể đƣợc giải thích bởi 4 biến độc lập trong mơ hình.
- Kiểm định ý nghĩa hệ số trong mơ hình hồi quy
Dựa vào bảng 3.8 cho kết quả kiểu mơ hình cuối cùng bao gồm cả 4 biến độc lập Hữu ích, Dễ sử dụng, Sự tin cậy, Sự thuận tiện và biến phụ thuộc là Thái độ.
Phƣơng trình có dấu của các hệ số thể hiện sự đồng biến phù hợp với mơ hình giả thiết, tức là Thái độ tỉ lệ thuận với Hữu ích, Dễ sử dụng, Sự tin cậy, Sự thuận tiện.
Giá trị Sig. của tất cả các hệ số đều nhỏ hơn 0.05 cho thấy các hệ số của phƣơng trình đều có nghĩa. Điều này cho thấy sẽ an tồn khi ta bác bỏ giả thuyết cho rằng hệ số hồi quy riêng của biến Hữu ích, Dễ sử dụng, Sự tin cậy, Sự thuận tiện bằng 0.
c. Kết quả phân tích hồi quy
Các kiểm định ở trên cho thấy các giả định của phƣơng trình hồi quy tuyến tính khơng bị vi phạm, mơ hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng đƣợc.
Từ bảng 3.8 ta có phƣơng trình hồi quy tuyến tính thể hiện mối quan hệ giữa Thái độ và 4 biến độc lập Hữu ích, Dễ sử dụng, Sự tin cậy, Sự thuận tiện nhƣ sau:
Thái độ = 0.208 * Hữu ích + 0.4 * Dễ sử dụng + 0.18 * Sự tin cậy + 0.184 * Sự thuận tiện
Từ phƣơng trình trên ta thấy Thái độ của khách hàng có liên quan đến các yếu tố Hữu ích, Dễ sử dụng, Sự tin cậy, Sự thuận tiện và mối quan hệ này thuận chiều với nhau (hệ số Beta chuẩn hóa các biến độc lập đều lớn hơn 0).
Với hệ số Beta chuẩn hóa là 0.4, cao nhất so với các biến độc lập còn lại nên yếu tố Dễ sử dụng có ảnh hƣởng lớn đến Thái độ của khách hàng và tiếp theo là nhân tố Hữu ích, Sự thuận tiện, Sự tin cậy.
3.3.2 Phân tích tác động của Thái độ đối với Ý định
Theo mơ hình nghiên cứu, phƣơng trình tuyến tính sau sẽ đƣợc phân tích:
Ý định = const + * Thái độ
Các hệ số của phƣơng trình trên sẽ đƣợc xác định thơng qua phân tích hồi quy.
3.3.2.1 Xem xét mối tƣơng quan của các biến thành phần
Hệ số tƣơng quan Pearson đƣợc sử dụng để lƣợng hóa mức độ chặt chẽ của mối liên hệ tuyến tính giữa hai biến định lƣợng (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008)
Bảng 3.12 : Ma trận hệ số tƣơng quan – hồi quy 2 Thái độ Ý định Thái độ Ý định Thái độ Hệ số tƣơng quan 1 .617** Mức ý nghĩa (2 chiều) .000 Kích thƣớc mẫu 495 495 Ý định Hệ số tƣơng quan .617** 1 Mức ý nghĩa (2 chiều) .000 Kích thƣớc mẫu 495 495 Xem xét ma trận tƣơng quan ở bảng 3.12, hệ số tƣơng quan là 0.617, cho thấy có sự tƣơng quan chặt chẽ giữa Thái độ và Ý định.
Phép kiểm định tƣơng quan Pearson với giá trị Sig < 0.05 thỏa mãn điều kiện. Do đó, các biến Thái độ và Ý định tiếp tục đƣợc phân tích hồi quy.
3.3.2.2 Phân tích hồi quy
a. Kiểm định các giả định của mơ hình hồi quy - Giả định liên hệ tuyến tính
Đồ thị phân tán giữa các phần dƣ và giá trị dự đốn của mơ hình hồi quy tuyến tính đƣợc sử dụng để kiểm định liên hệ tuyến tính (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Với phần dƣ trên trục tung và giá trị dự đoán trên trục hoành, đồ thị phân tán giữa các phần dƣ và giá trị dự đoán cho thấy các giá trị đƣợc phân phối một cách ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đi qua tung độ 0. Do đó, giả định liên hệ tuyến tính đƣợc thỏa mãn.
- Kiểm tra hiện tƣợng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập Bảng 3.13: Hệ số phƣơng trình – hồi quy 2
Kiểu mơ hình
Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Đa cộng tuyến B Độ lệch chuẩn Beta Độ chấp nhận VIF 1 (hằng số) 1.078 .142 7.603 .000 Thái độ .729 .042 .617 17.429 .000 1.000 1.000
Dấu hiệu của đa cộng tuyến là hệ số VIF vƣợt quá 10 (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Từ bảng 2.13 ta thấy tiêu chí Collinearity diagnostics (chẩn đốn hiện tƣợng đa cộng tuyến) với hệ số VIF (Variance inflation factor) của các biến độc lập trong mơ hình = 1 và độ chấp nhận các biến trong mơ hình đều đạt đƣợc tiêu chuẩn (Tolenrance > 0.0001). Vì vậy, mối quan hệ giữa các biến độc lập là không đáng kể, không ảnh hƣởng đến kết quả giải thích mơ hình. Do đó, có thể kết luận rằng khơng có hiện tƣợng cộng tuyến giữa hai biến Thái độ và Ý định.
- Kiểm tra phần dƣ:
Bảng 3.14 : Kiểm tra tính độc lập phần dƣ – hồi quy 2
Mơ hình R hiệu chỉnh Sai số chuẩn của
ƣớc lƣợng Durbin-Watson 1 .617a .381 .380 .59510 2.034
Qua bảng 3.14 ta thấy hệ số Durbin-Watson là 2.034 nằm trong khoảng chấp nhận từ 1 đến 3 tức là phần dƣ độc lập với nhau. Ta có thể kết luận rằng phần dƣ khơng có hiện tƣợng tƣơng quan với nhau giữa các phần dƣ trong mơ hình hình hồi quy.
Kiểm tra phần dƣ trong bảng 3.15 cho thấy phân phối phần dƣ xấp xỉ chuẩn với trung bình Mean = 0, độ lệch chuẩn Std. Dev = 0.999 tức là gần bằng 1, do đó có thể kết luận rằng giả thuyết phân phối không bị vi phạm.
Bảng 3.15: Thống kê phần dƣ – Hồi quy 2 Giá trị Giá trị nhỏ nhất Giát trị lớn nhất Trung bình Độ lệch chuẩn Kích thƣớc mẫu Giá trị dự đoán 2.1721 4.7244 3.5057 .46667 495 Phần dƣ -2.44827 1.91635 .00000 .59450 495 Giá trị dự đoán chuẩn hóa -2.858 2.612 .000 1.000 495 Phần dƣ chuẩn hóa -4.114 3.220 .000 .999 495
b. Kiểm định độ phù hợp của mơ hình và ý nghĩa các hệ số của mô hồi quy: - Kiểm định sự phù hợp của mơ hình hồi quy
Bảng 3.14 cho thấy giá trị hiệu chỉnh là 0.380, nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính phù hợp 38% với tập dữ liệu. Nói cách khác, 38% khác biệt của Ý định có thể đƣợc giải thích bởi sự khác biệt của Thái độ.
Bảng 3.16: Kiểm định F – hồi quy 2
Mơ hình Tổng các bình phƣơng Bậc tự do (df) Trung bình các bình phƣơng Tỷ số F Mức ý nghĩa (Sig.) 1
Biến thiên do hồi
quy 107.582 1 107.582 303.776 .000
b
Biến thiên do
phần dƣ 174.596 493 .354 Tổng 282.178 494
- Kiểm định ý nghĩa hệ số trong mơ hình hồi quy
Phân tích hồi quy bội bằng phƣơng pháp Enter, bảng 3.13 cho ta thấy
Phƣơng trình trên có dấu của các hệ số thể hiện sự đồng biến của Thái độ và Ý định , phù hợp với mơ hình giả thiết.
Giá trị Sig. của hệ số nhỏ hơn 0.05 cho thấy các hệ số của phƣơng trình là có ý nghĩa. Điều này cho thấy sẽ an toàn khi ta bác bỏ giả thuyết cho rằng hệ số hồi quy riêng của biến thái độ bằng 0.
c. Kết quả phân tích hồi quy
Các kiểm định ở trên cho thấy các giả định của phƣơng trình hồi quy tuyến tính khơng bị vi phạm, mơ hình tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng đƣợc. Từ bảng 3.13 ta có phƣơng trình hồi quy có dạng nhƣ sau:
Ý định = 1.078 + 0.729 * Thái độ
Phƣơng trình có hệ số của biến thái độ là 0.729 cho thấy Thái độ tỉ lệ thuận với Ý định và mối quan hệ này khá chặt chẽ.
3.3.3 Phân tích tác động của Giới tính
Phân tích này sử dụng phƣơng pháp Independent – samples T-test để đánh giá ảnh hƣởng của Giới tính đối với Thái độ, Ý định.
Bảng 3.17 : Đánh giá sự khác biệt Giới tính
Kiểm định Levene về sự cân bằng phƣơng sai
Kiểm định t cho đẳng thức của giá trị trung bình F Mức ý
nghĩa (sig.) Mức ý nghĩa 2 chiều Thái độ Phƣơng sai bằng nhau .001 .971 .754
Ý định Phƣơng sai bằng nhau 1.322 .251 .261
Giá trị Sig ở kiểm định Levenes ở bảng 3.17 của Thái độ và Ý định đều lớn hơn 0.05, điều này có nghĩa phƣơng sai giữa hai nhóm là khơng khác nhau. Với mức ý nghĩa 2 chiều (Sig. 2-tailed) của Thái độ và Ý định đều lớn hơn 0.05 điều này có nghĩa là khơng có sự khác biệt có ý nghĩa khi đánh giá Thái độ, Ý định theo Giới tính.
Bảng 3.18 : Giá trị trung bình theo Giới tính
Giới tính Số quan sát Giá trị trung
bình Độ lệch chuẩn Sai số chuẩn Thái độ Nam 254 3.3376 .63179 .03964
Nữ 241 3.3195 .64959 .04184
3.3.4 Phân tích tác động của Nhóm tuổi
Phân tích phƣơng sai một yếu tố (One-Way ANOVA) yêu cầu các nhóm so sánh phải có phân phối chuẩn (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Do đó, các nhóm tuổi cần phải đủ lớn để đƣợc xem nhƣ là phân phối chuẩn. Mẫu khảo sát đƣợc chia thành bốn nhóm tuổi gồm nhóm 1 có 14 mẫu (18 – 30 tuổi), nhóm 2 có 362 mẫu (31 – 40 tuổi), nhóm 3 có 100 mẫu (41 – 50 tuổi), nhóm 4 có 19 mẫu (51 – 60 tuổi)
Xem xét bảng 3.19 ta thấy giá trị mức ý nghĩa (Sig.) đều lớn hơn 0.05 nên điều kiện phƣơng sai không khác nhau đƣợc thỏa mãn, nhƣ vậy kết quả phân tích ANOVA ở bảng 3.20 có thể sử dụng tốt..
Bảng 3.19: Kiểm định phƣơng sai Nhóm tuổi
Kiểm định Levene Bậc tự do tử số (dHữu ích) Bậc tự do Mẫu số (dDễ sử dụng) Mức ý nghĩa (Sig.) Thái độ .673 3 491 .569 Ý định .816 3 491 .486
Qua bảng 3.20 cho thấy giá trị mức ý nghĩa (Sig.) đều lớn hơn 0.05 đối với tất cả các khái niệm. Do đó, các nhóm tuổi khơng có tác động đến các nhân tố Thái độ, Ý định
Bảng 3.20: Kết quả phân tích ANOVA – Nhóm tuổi Tổng của các bình phƣơng Bậc tự do (df) Trung bình các bình phƣơng Tỷ số F Mức ý nghĩa (Sig.) Thái độ Giữa các nhóm .789 3 .263 .641 .589 Trong cùng các nhóm 201.513 491 .410 Tổng 202.302 494 Ý định Giữa các nhóm 1.613 3 .538 .941 .421 Trong cùng các nhóm 280.565 491 .571 Tổng 282.178 494
3.3.5 Phân tích tác động của Thu nhập
Bảng 3.21: Thu nhập của đối tƣợng nghiên cứu
Thu nhập Tần số Tỉ lệ % Tỉ lệ tích lũy % Dƣới 5 triệu 175 35.4 35.4 Từ 5 đến 9 triệu 203 41.0 76.4 Từ 10 đến 14 triệu 61 12.3 88.7 Từ 15 đến 19 triệu 34 6.9 95.6 Trên 20 triệu 22 4.4 100.0 Tổng 495 100.0
Phân tích phƣơng sai một yếu tố (One-Way ANOVA) yêu cầu các nhóm so sánh phải có phân phối chuẩn (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Do đó, các nhóm tuổi cần phải đủ lớn để đƣợc xem nhƣ là phân phối chuẩn. Mẫu khảo sát đƣợc chia thành năm nhóm xem bảng 3.21.
Phân tích phƣơng sai một yếu tố (One-Way ANOVA) yêu cầu phƣơng sai của các nhóm so sánh phải đồng nhất (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Bảng 3.22 cho thấy giá trị mức ý nghĩa (Sig.) của Thống kê Levene đều lớn hơn 0.05 nên điều kiện về phƣơng sai không khác nhau đã đƣợc thỏa mãn. Nhƣ vậy kết quả phân tích ANOVA ở bảng 3.23 có thể sử dụng tốt.
Bảng 3.22: Kiểm định phƣơng sai Thu nhập
Thống kê Levene Bậc tự do tử số (dHữu ích) Bậc tự do mẫu số (dDễ sử dụng) Mức ý nghĩa (Sig.) Thái độ 1.639 4 490 .163 Ý định 1.594 4 490 .175
Bảng 3.23 cho thấy giá trị mức ý nghĩa Sig. của Thái độ và Ý định đều lớn hơn 0.05 do đó, Thu nhập khơng có tác động đến các nhân tố Thái độ và Ý định.
Bảng 3.23: Kết quả phân tích ANOVA Thu nhập
Tổng của các bình phƣơng Bậc tự do (df) Trung bình của các bình phƣơng Tỷ số F Mức ý nghĩa (Sig.) Thái độ Giữa các nhóm .866 4 .217 .527 .716 Trong cùng các nhóm 201.436 490 .411 Tổng 202.302 494 Ý định Giữa các nhóm 2.998 4 .749 1.315 .263
Trong cùng
các nhóm 279.181 490 .570 Tổng 282.178 494
3.3.6 Phân tích tác động của Trình độ học vấn
Phân tích phƣơng sai một yếu tố (One-Way ANOVA) yêu cầu các nhóm so sánh phải có phân phối chuẩn (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Do đó, các nhóm tuổi cần phải đủ lớn để đƣợc xem nhƣ là phân phối chuẩn. Mẫu khảo sát đƣợc chia thành bốn nhóm gồm: nhóm 1 có 112 mẫu (Tốt nghiệp PTTH), nhóm 2 có 57 mẫu (Trung cấp và Cao đẳng), nhóm 3 có 276 mẫu (đại học), nhóm 4 có 50 mẫu (Sau đại học).
Bảng 3.24: Kiểm định phƣơng sai Trình độ học vấn
Kiểm định Levene Bậc tự do tử số (dHữu ích) Bậc tự do mẫu số (dDễ sử dụng) Mức ý nghĩa (Sig.) Thái độ 2.415 3 491 .066 Ý định 2.316 3 491 .075
Phân tích phƣơng sai một yếu tố (One-Way ANOVA) yêu cầu phƣơng sai của các nhóm so sánh phải đồng nhất (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Bảng 3.24 cho thấy giá trị mức ý nghĩa (Sig.) của Thống kê Levene đều lớn hơn 0.05 nên điều kiện về phƣơng sai không khác nhau đã đƣợc thỏa mãn. Nhƣ vậy kết quả phân tích ANOVA ở Bảng 3.25 có thể sử dụng tốt.
Bảng 3.25: Kết quả phân tích ANOVA Trình độ học vấn Tổng của Tổng của các bình phƣơng Bậc tự do (df) Trung bình của các bình phƣơng Tỷ số F Mức ý nghĩa (Sig.) Thái độ Giữa các nhóm 3.073 3 1.024 2.525 .057 Trong cùng các nhóm 199.229 491 .406 Tổng 202.302 494 Ý định Giữa các nhóm 2.884 3 .961 1.690 .168 Trong cùng các nhóm 279.294 491 .569 Tổng 282.178 494
Qua bảng 3.25 cho thấy giá trị mức ý nghĩa (Sig.) đều lớn hơn 0.05 đối với tất cả các khái niệm. Do đó, các nhóm tuổi khơng có tác động đến các nhân tố Thái độ, Ý định.
3.4 Kết quả nghiên cứu các nhân tố ảnh hƣởng đến quyết định sử dụng thẻ tín dụng để thanh tốn qua máy POS tại TP HCM dụng để thanh toán qua máy POS tại TP HCM
3.4.1 Tóm tắt nghiên cứu
Luận văn đã đi sâu phân tích các nhân tố ảnh hƣởng đến quyết định sử dụng thẻ tín dụng, phân tích bắt đầu với thảo luận 10 ngƣời nhằm chỉnh sửa, bổ sung biến quan sát. Tiếp theo tiến hành nghiên cứu định lƣợng trên 50 ngƣời nhằm đánh giá sơ bộ về độ tin cậy của thang đo để đo lƣờng các khái niệm nghiên cứu sau khi hiệu chỉnh xây dựng thang đo chính thức và tiến hành nghiên cứu chính thức trên 495 ngƣời có hiểu biết về thanh tốn bằng thẻ tín dụng tại TP.HCM.