thang đo nếu
loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến
Hệ số tương quan biến tổng
Cronbach’s alpha nếu loại
biến Cronbach’s alpha = 0.785
BM2 7.5000 1.837 .623 .711
BM3 7.5000 1.956 .607 .728
BM4 7.5294 1.689 .647 .685
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Hệ số Cronbach’s alpha sau khi loại biến BM1 đạt 0.785> 0.6 và khơng có biến quan sát nào có giá trị tương quan biến tổng nhỏ hơn 0.3. Vì vậy thang đo này đạt độ tin cậy và 3 biến còn lại đều được sử dụng cho các bước phân tích tiếp theo. 4.2.3 Thang đo rủi ro tài chính
Bảng 4.6. Phân tích Cronbach’s alphathang đo rủi ro tài chính Trung bình Trung bình
thang đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến
Hệ số tương quan biến tổng
Cronbach’s alpha nếu loại
biến Cronbach’s alpha = 0.888
TC1 6.5784 2.127 .887 .751
TC2 6.4755 2.546 .746 .879
TC3 6.5343 1.925 .753 .890
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Hệ số Cronbach’s alpha thang đo rủi ro tài chính đạt 0.888 lớn hơn 0.6 và các biến quan sát đều có hệ số tương quan biến tổng khá cao và lớn hơn 0.3. Do đó, thang đo này đạt yêu cầu về độ tin cậy và tất cả các biến của thang đo được sử dụng cho các phân tích tiếp theo.
4.2.4 Thang đo rủi ro thông tin cá nhân
Bảng 4.7. Phân tích Cronbach’s alphathang đo rủi ro thơng tin cá nhân Trung bình
thang đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến
Hệ số tương quan biến tổng
Cronbach’s alpha nếu loại
biến Cronbach’s alpha = 0.856
TTCN1 7.0980 2.138 .850 .692
TTCN2 7.1373 2.454 .631 .885
TTCN3 7.0294 1.979 .729 .807
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Hệ số Cronbach’s alpha thang đo rủi ro thông tin cá nhân đạt 0.856 lớn hơn 0.6 và các biến quan sát đều có hệ số tương quan biến tổng khá cao và lớn hơn 0.3. Do đó, thang đo này đạt yêu cầu về độ tin cậy và tất cả các biến của thang đo được sử dụng cho các phân tích tiếp theo.
4.2.5 Thang đo rủi ro xã hội
Bảng 4.8. Phân tích Cronbach’s alphathang đo rủi ro xã hội Trung bình
thang đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến
Hệ số tương quan biến tổng
Cronbach’s alpha nếu loại
biến Cronbach’s alpha = 0.868
XH1 6.8824 2.646 .693 .867
XH2 6.8186 2.632 .803 .766
XH3 6.7794 2.587 .753 .809
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Hệ số Cronbach’s alpha thang đo rủi ro xã hội đạt 0.868 lớn hơn 0.6 và các biến quan sát đều có hệ số tương quan biến tổng khá cao và lớn hơn 0.3. Do đó, thang đo này đạt yêu cầu về độ tin cậy và tất cả các biến của thang đo được sử dụng cho các phân tích tiếp theo.
4.2.6 Thang đo rủi ro thời gian
Bảng 4.9. Phân tích Cronbach’s alphathang đo rủi ro thời gian Trung bình
thang đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến
Hệ số tương quan biến tổng
Cronbach’s alpha nếu loại
biến Cronbach’s alpha = 0.860
TG1 6.8922 2.254 .679 .854
TG2 6.9804 2.118 .758 .784
TG3 7.0490 1.860 .776 .766
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Hệ số Cronbach’s alpha thang đo rủi ro thời gian đạt 0.860 lớn hơn 0.6 và các biến quan sát đều có hệ số tương quan biến tổng khá cao và lớn hơn 0.3. Do đó, thang đo này đạt yêu cầu về độ tin cậy và tất cả các biến của thang đo được sử dụng cho các phân tích tiếp theo.
4.2.7 Thang đo ý định chấp nhận sử dụng ngân hàng trực tuyến
Bảng 4.10. Phân tích Cronbach’s alphathang đo ý định chấp nhận sử dụng ngân hàng trực tuyến
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến
Hệ số tương quan biến tổng
Cronbach’s alpha nếu loại
biến Cronbach’s alpha = 0.777 YDCN1 9.0637 2.040 .623 .701 YDCN2 9.0294 2.206 .490 .771 YDCN3 9.0441 2.190 .557 .735 YDCN4 9.0245 1.975 .659 .681
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Hệ số Cronbach’s alpha thang đo ý định chấp nhận sử dụng ngân hàng trực tuyếnđạt 0.777 lớn hơn 0.6 và các biến quan sát đều có hệ số tương quan biến tổng khá cao và lớn hơn 0.3. Do đó, thang đo này đạt yêu cầu về độ tin cậy và tất cả các biến của thang đo được sử dụng cho các phân tích tiếp theo.
4.3 Phân tích nhân tố EFA 4.3.1 Biến độc lập 4.3.1 Biến độc lập
Bảng 4.11. Kết quả kiểm định KMO và Bartlett biến độc lập Kiểm định KMO và Bartlett's Kiểm định KMO và Bartlett's
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .598
Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 2510.628
Df 153
Sig. .000
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Kết quả KMO cho thấy giá trị này bằng 0.598 lớn hơn 0.5, kiểm định Bartlett Test có giá trị sig = 0.000. Vì vậy, kết quả trên cho thấy áp dụng phân tích là phù hợp.
Bảng 4.12 Ma trận xoay nhân tố Nhân tố Nhân tố 1 2 3 4 5 6 HN4 .934 .142 HN1 .883 .116 HN3 .873 .016 TC1 .920 .007 TC2 .889 .219 TC3 .183 .867 TTCN1 .924 .093 TTCN3 .134 .887 TTCN2 .151 .805 XH2 .909 .179 XH1 .089 .879 XH3 .102 .864 TG1 .127 .889 TG3 .099 .884 TG2 .116 .851 BM4 .059 .866 BM3 .306 .800 BM2 .185 .799
Phương sai từng nhân tố 18.326 17.259 15.240 12.571 9.470 8.814
Tổng phương sai trích 81.680
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Theo kết quả bảng trên, sau khi phân tích nhân tố thì tại giá trị Eigenvalues lớn hơn 1 có 6 nhân tố hình thành. Kết quả giá trị phương sai tích lũy % =81.680 ( lớn hơn 50%) là đạt yêu cầu. Điều này cho biết tổng phương sai trích được là 81.680% biến thiên của dữ liệu nghiên cứu được giải thích bởi 6 nhân tố của mơ hình.
4.3.2 Biến phụ thuộc
Bảng 4.13. Bảng 4.13. Kết quả kiểm định KMO và Bartlett biến phụ thuộc
Kiểm định KMO và Bartlett's
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .775
Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 216.563
Df 6
Sig. .000
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Kết quả KMO cho thấy giá trị này bằng 0.775 lớn hơn 0.5, kiểm định Bartlett Test có giá trị sig = 0.000. Vì vậy, kết quả trên cho thấy áp dụng phân tích là phù hợp.
Bảng 4.14 Tổng phương sai trích biến phụ thuộc
Thành phần
Giá trị Eigenvalues
Tổng bình phương hệ số tải nhân tố Tổng % phương sai Phương sai tích lũy % Tổng % phương sai Phương sai tích lũy % 1 2.407 60.179 60.179 2.407 60.179 60.179 2 .658 16.452 76.631 3 .528 13.207 89.838 4 2.407 60.179 60.179 2.407 60.179 60.179
Phương pháp xoay: Principal Component Analysis.
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Từ kết quả bảng trên, sau khi phân tích nhân tố thì tại giá trị Eigenvalues>1 thì có 1 nhân tố được hình thành. Kết quả cộng dồn phương sai tích lũy là 60.179 (>50)cho biết rằng 60.179% biến thiên của dữ liệu nghiên cứu được giải thích bởi 1 nhân tố mới của mơ hình trên.
Bảng 4.15Ma trận nhân tố Nhân tố Nhân tố 1 YDCN4 .834 YDCN1 .810 YDCN3 .758 YDCN2 .693
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
4.4 Phân tích hồi quy 4.4.1 Phân tích tương quan 4.4.1 Phân tích tương quan Bảng 4.16Phân tích tương quan
Tương quan HN BM TC TTCN XH TG YDCN HN Pearson Correlation 1 Sig. (2-tailed) BM Pearson Correlation -.144* 1 Sig. (2-tailed) .040 TC Pearson Correlation .134 -.182** 1 Sig. (2-tailed) .057 .009 TTC N Pearson Correlation .193** .127 .012 1 Sig. (2-tailed) .006 .069 .862 XH Pearson Correlation -.044 .192** .058 .091 1 Sig. (2-tailed) .527 .006 .409 .196 TG Pearson Correlation -.178* -.026 .125 -.054 -.051 1 Sig. (2-tailed) .011 .717 .076 .440 .472 YDC N Pearson Correlation -.509** -.174* -.336** -.494** -.148* .144* 1 Sig. (2-tailed) .000 .013 .000 .000 .035 .040
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). *. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
Từ kết quả bảng trên cho thấy, mối tương quan của các yếu tố HN, BM, TC, TTXN, XH, TG với YDCN đều có giá trị Sig. < 0.05. Do đó, các biến HN, BM, TC, TTXN, XH, TG sẽ được đưa vào bước phân tích hồi quy.
4.4.2 Kết quả phân tích hồi quy
Phân tích hồi quy được thực hiện với 6 biến độc lập bao gồm: rủi ro hiệu năng, rủi ro bảo mật, rủi ro tài chính, rủi ro thơng tin cá nhân, rủi ro xã hội và rủi ro thời gian.
Bảng 4.17 Bảng đánh giá độ phù hợp của mơ hình theo R2
Model R R2 R Square hiệu chỉnh Sai số ước lượng
Thống kê sự thay đổi R2 Thay đổi F Thay đổi df1 df2 Sig. F Thay đổi 1 .752a .565 .552 .31207 .565 42.725 6 197 .000 a. Biến độc lập: (Constant), TG, BM, TTCN, XH, TC, HN b. Biến phụ thuộc: YDCN
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Từ kết quả trên cho thấy mơ hình có R2 hiệu chỉnh =0.552. Kết quả này cho thấy độ thích hợp của mơ hình là 55.2% hay có 55.2% sự biến thiên của ý định chấp nhận sử dụng ngân hàng trực tuyến được giải thích bởi các biến rủi ro thời gian, rủi ro bảo mật, rủi rothông tin cá nhân, rủi rotài chính, rủi roxã hội và rủi rohiệu năng.
Kiểm định F sử dụng trong bảng phân tích phương sai (ANOVA) là phép kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mơ hình hồi quytuyến tính tổng thể.
Bảng 4.18 Bảng kết quả kiểm định ANOVA ANOVAb Model Tổng bình phương df Bình phương trung bình F Sig. 1 Hồi quy 24.965 6 4.161 42.725 .000a Phần dư 19.185 197 .097 Tổng 44.150 203 a. Biến độc lập: (Hằng số), TG, BM, TTCN, XH, TC, HN b. Biến phụ thuộc: YDCN
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Kết quả phân tích cho thấy giá trị sig. = 0.000, chứng tỏ mơ hình hồi quy xây dựng là phù hợp với dữ liệu thu thập được với mức ý nghĩa 5%.
Bảng 4.19 Kết quả phân tích hồi quy
Coefficientsa Mơ hình Hệ số hồi quy chưa điều chỉnh Hệ số hồi quy điều chỉnh t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Std. Error Beta Tolera nce VIF 1 (Hằng số) 5.913 .255 23.142 .000 HN -.230 .027 -.417 -8.354 .000 .887 1.128 BM -.168 .036 -.231 -4.657 .000 .895 1.118 TC -.210 .032 -.324 -6.641 .000 .924 1.082 TTCN -.241 .032 -.370 -7.606 .000 .933 1.072 XH -.039 .029 -.065 -1.351 .178 .944 1.059 TG .054 .032 .081 1.670 .097 .941 1.063 a. Biến phụ thuộc:YDCN
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Kết quả phân tích các hệ số hồi quy cho thấy, các giá trị sig. của các biến độc lập: rủi ro hiệu năng, bảo mật, tài chính, thơng tin cá nhân đều nhỏ hơn 0.05 (với
mức ý nghĩa 5%), riêng sig. của biếnrủi ro thời gian là 0.097 (> 0.05) và biến rủi ro xã hội là 0.178 (>0.05). Do đó, trong tập dữ liệu này, chưa kết luận được biến rủi ro thời gian và rủi ro xã hội có tác động ý nghĩa lên biến ý định chấp nhận sử dụng ngân hàng trực tuyến của khách hàng.
Bảng 4.20. Kết quả kiểm định các giả thuyết
Giả thuyết Nội dung giả thuyết Kết quả kiểm
định
H1
Rủi ro hiệu năng có quan hệ ngược chiều với ý định chấp nhận sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến
Chấp nhận
H2 Rủi ro bảo mật có quan hệ ngược chiều với ý định
chấp nhận sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến Chấp nhận
H3 Rủi ro tài chính có quan hệ ngược chiều với ý định
chấp nhận sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến Chấp nhận
H4
Rủi ro về thông tin cá nhân có quan hệ ngược chiều với ý định chấp nhận sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến
Chấp nhận
H5 Rủi ro thời gian có quan hệ ngược chiều với ý định
chấp nhận sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến Bác bỏ
H6 Rủi ro xã hội có quan hệ ngược chiều với ý định
chấp nhận sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến Bác bỏ
4.4.3 Kiểm tra các giả định hồi quy tuyến tính
- Giả định liên hệ tuyến tính và phương sai của phần dư khơng đổi
Hình 4.1 Đồ thị phân tán phần dư chuẩn hóa
Nếu giả định liên hệ tuyến tính và phương sai khơng đổi thỏa mãn thì các giá trị dự đốn và phần dư khơng có liên hệ, chúng sẽ phân tán ngẫu nhiên. Kết quả thể hiện phần dư phân tán một cách ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đường đi qua tung độ o của đồ thị phân tán phần dư chuẩn hóa và giá trị dự đốn chuẩn hóa và khơng hình thành quy luật nào. Vì vậy, giả định giả định liên hệ tuyến tính và phương sai không đổi không bị vi phạm.
- Giả định các phần dư có phân phối chuẩn
Nghiên cứu sử dụng các biểu đồ tần số Histogram, P-P lot để kiểm tra giả định về phần dư có phân phối chuẩn.
Hình 4.3 Đồ thị P –Plot
Theo kết quả trong biểu đồ tần số Histogram cho thấy phân phối của phần dư xấp xỉ chuẩn. Giá trị trung bình của phần dư bằng 2.17E -15 (xấp xỉ bằng 0), độ lệch chuẩn là 0.990 gần bằng 1 và đồ thị P- Plot cho thấy các điểm quan sát phân tán không quá xa đường kỳ vọng. Do đó, giả thuyết về phân phối chuẩn khơng bị vi phạm.
- Giả định về đa cộng tuyến.
Kết quả kiểm định về khơng có mối tương quan giữa các biến độc lập tức là đo lường đa cộng tuyến sử dụng độ chấp nhận của biến (Tolerance) và hệ số phương sai VIF. Tất cả các hệ số phóng đại phương sai VIF đều nhỏ hơn 10, cao nhất chỉ là 1.128. Do đó hiện tượng đa cộng tuyến nếu có giữa các biến độc lập là chấp nhận được.
4.5 Kiểm định sự khác biệt của các biến định tính
4.5.1 Kiểm định ý định chấp nhận sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến theo giới tính
Bảng 4.21 Kết quả phân tích Independent Samples Test
Independent Samples Test Kiểm định
phương sai
Levene's Test Kiểm định trung bình
F Sig. t df Sig. (2- đuôi) Mean Difference Std. Error Difference 95% Confidence Interval of the Difference Lower Upper YDCN Phương sai đều 45.991 .000 9.485 202 .000 .51689 .05449 .40945 .62434
Phương sai không đều
9.653 177.232 .000 .51689 .05355 .41122 .62256
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Kiểm định Levene với giả thuyết Ho rằng với phương sai của hai tổng thể bằng nhau. Kết quả kiểm định với giá trị sig. Levene = 0.000 (<0.05), như vậy hai phương sai của hai tổng thể (nam, nữ) không đều. Với độ tin cậy 95%, có sự khác biệt về ý định chấp nhận sử dụng ngân hàng trực tuyến giữa nam và nữ.
Bảng 4.22 Khác biệt về ý định chấp nhận sử dụng ngân hàng trực tuyến giữa nam và nữ
Giới tính N Mean Sig
YDCN Nam 106 3.2618 0.0000
Nữ 98 2.7449
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Kết quả ở bảng trên cho thấy sự khác biệt về ý định chấp nhận sử dụng ngân hàng trực tuyến giữa nam và nữ, nam (3.2618) có ý định chấp nhận sử dụng cao hơn nữ (2.7449). Như vậy, có thể khẳng định giới tính có tác động tới ý định chấp nhận sử dụng ngân hàng trực tuyến.
4.5.2 Kiểm định ý định chấp nhận sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến theo nhóm tuổi
Giả thuyết Ho là phương sai các tổng thể bằng nhau.Theo kết quả của Test of Homogenerity of Variances có giá trị sig. = 0.000 nên có thể kết luận phương sai đánh giá về ý định chấp nhận sử dụng ngân hàng trực tuyến giữa các nhóm tuổi khác nhau thì khơng giống nhau một cách có ý nghĩa thống kê.
Kiểm định ANOVA với kết quả sig. = 0.000 nên có thể khẳng định có sự khác nhau về ý định chấp nhận sử dụng ngân hàng trực tuyến giữa các nhóm tuổi. Vì phương sai khơng đều nên ta sử dụng kết quả ở phần Tamhane trong bảng Multiple Comparisons, ta thấy mức ý nghĩa quan sát ở kiểm định chênh lệch trung bình cặp đều < 0.05.
Kết luận: Có sự khác biệt về ý định chấp nhận sử dụng ngân hàng trực tuyến theo nhóm tuổi. Như vậy, độ tuổi có ảnh hưởng tới ý định chấp nhận sử dụng ngân hàng trực tuyến.
4.5.3 Kiểm định ý định chấp nhận sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến theo trình độ học vấn
Giả thuyết Ho là phương sai các tổng thể bằng nhau. Theo kết quả của Test of Homogenerity of Variances có giá trị sig. = 0.000 nên có thể kết luận phương sai đánh giá về ý định chấp nhận sử dụng ngân hàng trực tuyến giữa các nhóm có trình độ học vấnkhác nhau thì khơng giống nhau một cách có ý nghĩa thống kê.
Kiểm định ANOVA với kết quả sig. = 0.000 nên có thể khẳng định có sự khác nhau về ý định chấp nhận sử dụng ngân hàng trực tuyến theo trình độ học vấn. Vì phương sai khơng đều nên ta sử dụng kết quả ở bảng sauở phần Tamhane trong bảng Multiple Comparisons, ta thấy mức ý nghĩa quan sát ở kiểm định chênh lệch trung bình cặp đều < 0.05.
Kết luận: Có sự khác nhau về ý định chấp nhận sử dụng ngân hàng trực