4.3. Kiểm định mơ hình hồi quy
4.3.2. Phân tích hồi quy tuyến tính bội
Trong phƣơng pháp phân tích hồi quy bội, các giả định cần thiết phải đƣợc kiểm tra trƣớc khi tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính (Nguyễn Đình Thọ, 2011; Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008):
- Giả định liên hệ tuyến tính
- Giả định khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập - Giả định phƣơng sai phần dƣ không đổi
- Giả định phân dƣ có phân phối chuẩn
- Giả định khơng có hiện tƣợng tự tƣơng quan giữa các phần dƣ
4.3.2.1. Kiểm định các giả định của mơ hình hồi quy
a. Giả định liên hệ tuyến tính
Đồ thị phân tán giữa các phân dƣ và giá trị dƣ đốn của mơ hình hồi quy tuyến tính sẽ đƣợc sử dụng để kiểm tra giả định liên hệ tuyến tính (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Với phần dƣ trên trục tung và giá trị dự đốn trên trục hồnh, đồ thị phân tán giữa các phần dƣ và giá trị dự đốn của mơ hình cho thấy các phần dƣ phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đƣờng đi qua tung độ 0 [Xem hình 8.1, Phụ lục 8]. Vậy giả định liên hệ tuyến tính đƣợc thỏa mãn.
b. Giả định khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập
Để kiểm tra hiện tƣợng đa cộng tuyến, chỉ số thƣờng dùng là hệ số phóng đại phƣơng sai VIF (Nguyễn Đình Thọ, 2011). Theo kết quả trình bày trong bảng 4.5, tất cả các biến độc lập trong mơ hình hồi quy có giá trị VIF từ 1.093 đến 1.920, đều rất nhỏ hơn 10. Do đó ta có thể kết luận khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mơ hình hồi quy.
Bảng 4.5. Hệ số phƣơng trình hồi quy
Mơ hình Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa T Sig. Đa cộng tuyến B Độ lệch
chuẩn Beta Sai số VIF
1 Hằng số -1.400 .398 -3.516 .001 Hữu ích mong đợi .290 .056 .217 5.157 .000 .756 1.323 Dễ sử dụng mong đợi .309 .067 .218 4.634 .000 .605 1.653 Ảnh hƣởng xã hội .341 .069 .191 4.974 .000 .915 1.093 Tin cậy cảm nhận .349 .059 .298 5.870 .000 .521 1.920 Chi phí cảm nhận -.155 .048 -.139 -3.257 .001 .735 1.361 Hỗ trợ Chính phủ .169 .054 .148 3.155 .002 .609 1.642 Cộng đồng ngƣời dùng .150 .041 .161 3.635 .000 .682 1.465 [Xem bảng 8.7, Phụ lục 8]
c. Giả định phƣơng sai phần dƣ không đổi
Để kiểm tra giả định phƣơng sai phần dƣ không đổi, ta cần sử dụng kiểm định tƣơng quan hạng Spearman giữa giá trị tuyệt đối phần dƣ và các biến độc lập. Kết quả tất cả các kiểm định Spearman đều có sig. > 0.05 [Xem bảng 8.8 , Phụ lục 8].
Ngoài ra đồ thị phân tán giữa phần dƣ và giá trị dự đoán cho thấy các phần dƣ phân tán ngẫu nhiên quanh đƣờng tung độ 0 [Xem hình 8.1, Phụ lục 8]. Do đó, có thể kết
luận giả định phƣơng sai phần dƣ không đổi không vi phạm.
d. Giả định phần dƣ có phân phối chuẩn
Để kiểm tra giả định phần dƣ có phân phối chuẩn, ta sử dụng biểu đồ tần số Histogram, biểu đồ Q-Q Plot, biểu đồ P-P Plot và kiểm định Kolmogorov-Smirnov một mẫu (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Biểu đồ tần số Histogram cho thấy phân phổi của phần dƣ có giá trị trung bình bằng 5.21E-15 (xấp xỉ bẳng 0) và độ lệch chuẩn bằng 0.987 (xấp xỉ bằng 1) [Xem hình 8.2, Phụ lục 8]. Biểu đồ P-P Plot và Q-Q Plot cho thấy các điểm quan sát tập trung sát đƣờng chéo
[Xem hình 8.3 & 8.4,, Phụ lục 8]. Kiểm định Kolmogorov-Smirnov một mẫu cho
thấy phân phối phần dƣ có giá trị trung bình bằng 0 và độ lệch chuẩn xấp xỉ bằng 1 (0.98665336) với sig. = 0.289> 0.05 [Xem bảng 8.9 , Phụ lục 8]. Do đó, ta có thể kết luận rằng giả định phần dƣ có phân phối chuẩn khơng vi phạm.
e. Giả định khơng có hiện tƣợng tự tƣơng quan giữa các phần dƣ
Hệ số Durbin-Watson (d) có thể dùng để kiểm định tƣơng quan của các sai số kề nhau. Hệ số d có giá trị từ 1 đến 3 cho biết các phần dƣ độc lập với nhau (Hồng Ngọc Nhậm, 2008). Theo kết quả trình bày trong bảng 4.6, ta thấy hệ số d = 1.639, nằm trong khoảng từ 1 đến 3. Do đó ta có thể kết luận các phần dƣ trong mơ hình hồi quy là độc lập với nhau.
Bảng 4.6. Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính bội
Mơ hình R R2 R2 hiệu chỉnh Độ lệch chuẩn của ƣớc lƣợng Durbin- Watson 1 .809a .655 .645 .53071 1.639 [Xem bảng 8.5, Phụ lục 8]
4.3.2.2. Kết quả phân tích hồi quy
a. Kiểm tra sự phù hợp của mơ hình hồi quy
Kết quả phân tích hồi quy trong bảng 4.6 cho thấy hệ số R2 hiệu chỉnh bằng 0.645, nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính phù hợp 64,5% với tập dữ liệu. Ngoài ra, kết quả kiểm định F trong bảng 4.7 có Sig. < 0.05 cho thấy giả thuyết R2 = 0 không thỏa mãn. Và bảng 4.5 cho thấy kết quả của kiểm định t có giá trị sig. < 0.05, có
nghĩa là giả thuyết các hệ số β = 0 bị bác bỏ với mức ý nghĩa 95%. Nhƣ vậy, ta có thể khẳng định mơ hình hồi quy phù hợp với tập dữ liệu và 64.5% biến thiên của Ý định sử dụng đƣợc giải thích bởi các nhân tố Hữu ích mong đợi, Dễ sử dụng mong đợi, Ảnh hƣởng xã hội, Tin cậy cảm nhận, Chi phí cảm nhận, Hỗ trợ Chính phủ và Cộng đồng ngƣời dùng. Bảng 4.7. Kết quả kiểm định F Mơ hình Tổng các bình phƣơng Df Bình phƣơng trung bình F Sig. 1 Hồi quy 137.168 7 19.595 69.574 .000 Phần dƣ 72.384 257 .282 Tổng 209.552 264 [Xem bảng 8.6, Phụ lục 8]
b. Đánh giá tầm quan trọng của các biến trong mơ hình
Phân tích hồi quy tuyến tính bội đƣợc thực hiện bằng phƣơng pháp Enter với 8 biến độc lập và 1 biến phụ thuộc. Kết quả phân tích trong bảng 4.8 cho thấy biến Điều kiện thuận lợi (FC) không tác động đến Ý định sử dụng (BI); Các biến Hữu ích mong đợi (PE), Dễ sử dụng mong đợi (EE), Ảnh hƣởng xã hội (SI), Điều kiện thuận lợi (FC), Tin cậy cảm nhận (PCR), Hỗ trợ Chính phủ (GS) và Cộng đồng ngƣời dùng (UC) tác động dƣơng đến Ý định sử dụng (BI); Cịn biến Chi phí cảm nhận (PCO) tác động âm đến Ý định sử dụng (BI).
Bảng 4.8. Hệ số phƣơng trình hồi quy chƣa loại biến
Mơ hình Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa T Sig. Đa cộng tuyến B Độ lệch
chuẩn Beta Sai số VIF
1 Hằng số -1.634 .436 -3.752 .000 Hữu ích mong đợi .303 .057 .227 5.314 .000 .733 1.364 Dễ sử dụng mong đợi .311 .067 .220 4.673 .000 .605 1.654 Ảnh hƣởng xã hội .339 .068 .190 4.957 .000 .915 1.093
Điều kiện thuận lọi .081 .062 .056 1.316 .189 .743 1.345 Tin cậy cảm nhận .350 .059 .299 5.896 .000 .521 1.920 Chi phí cảm nhận -.181 .052 -.163 -3.516 .001 .626 1.599 Hỗ trợ Chính phủ .158 .054 .138 2.907 .004 .593 1.685 Cộng đồng ngƣời dùng .158 .042 .170 3.792 .000 .668 1.497 [Xem bảng 8.4, Phụ lục 8]
Sau khi loại bỏ biến Điều kiện thuận lợi (FC) có sig. = 0.189 > 0.05, ta tiến hành phân tích hồi quy lần 2 và thu đƣợc kết quả nhƣ trình bày trong bảng 4.5. Do đó, giả thuyết H4 bị bác bỏ và các giả thuyết H1, H2, H3, H5, H6, H7, H8 đƣợc chấp nhận với mức ý nghĩa 95% [Xem bảng 4.9].
Bảng 4.9. Kết quả kiểm định giả thuyết
Mối quan hệ Giả thuyết Kết quả
H1 PE – BI Ảnh hƣởng dƣơng Chấp nhận H2 EE – BI Ảnh hƣởng dƣơng Chấp nhận H3 SI – BI Ảnh hƣởng dƣơng Chấp nhận H4 FC – BI Ảnh hƣởng dƣơng Không chấp nhận H5 PCR – BI Ảnh hƣởng dƣơng Chấp nhận H6 PCO – BI Ảnh hƣởng âm Chấp nhận H7 GS – BI Ảnh hƣởng dƣơng Chấp nhận H8 UC – BI Ảnh hƣởng dƣơng Chấp nhận
Từ kết quả phân tích hồi quy lần 2 trong bảng 4.5, ta có thể viết đƣợc phƣơng trình hồi quy nhƣ sau:
Ý định sử dụng = 0.218*Hữu ích mong đợi + 0.217*Dễ sử dụng mong đợi
+ 0.191*Ảnh hƣởng xã hội + 0.298*Tin cậy cảm nhận – 0.139*Chi phí cảm nhận + 0.148* Hỗ trợ Chính phủ + 0.161*Cồng đồng ngƣời dùng (4.2)
Kết quả phân tích dữ liệu nghiên cứu cho thấy các nhân tố Hữu ích mong đợi (PE), Dễ sử dụng mong đợi (EE), Ảnh hƣởng xã hội (SI), Tin cậy cảm nhận (PCR), Chi phí cảm nhận (PCO), Hỗ trợ Chính phủ (GS), Cộng đồng ngƣời dùng (UC) tác động đến Ý định sử dụng; và nhân tố Điều kiện thuận lợi (FC) không tác động đến Ý định sử dụng VĐT của các khách hàng cá nhân. Cụ thể nhƣ sau:
- Tin cậy cảm nhận (PCR) tác động mạnh nhất đến Ý định sử dụng VĐT của
khác hàng (β = 0.289). Điều này phù hợp với kết quả các nghiên cứu trƣơc đây của (Wang et al., 2003; Yuen et al., 2011; Laurn & Lin, 2005; Amin et al., 2008 và Yu, 2012). Kết quả này cho thấy đối với các dịch vụ tài chính điện tử nói chung và dịch vụ VĐT nói riêng, khách hàng rất quan tâm đến tính an toan và bảo mật, họ lo sợ bị đánh cắp các thông tin cá nhân, thông tin tài khoản và nhƣ vậy có nhiều khả năng họ sẽ bị mất quyền riêng tƣ cá nhân và mất tiền trong tài khoản điện tử. Do đó, khi khách hàng có mức độ Tin cậy cảm nhận cao thì họ sẽ có Ý định sử dụng dịch vụ cao hơn.
- Hữu ích mong đợi (PE) là nhân tố tách động mạnh thứ hai đến Ý định sử
dụng VĐT của khách hàng (β = 0.218). Điều này phù hợp với các nghiên cứu trƣớc đây của (Venkatesh et al., 2003; Amin, 2009; Chong et al., 2010; Yu, 2012; Lê Phan Thị Diệu Thảo & Trần Minh Sáng, 2012 và Nguyễn Chí Hùng, 2012). Khi khách hàng có cảm nhận cao về hiệu quả và lợi ích của việc sử dụng VĐT mang lại thì họ sẽ có ý định sử dụng dịch vụ đó cao hơn.
- Dễ sử dụng mong đợi (EE) là nhân tố tác động mạnh thƣ ba đến Ý định sử
dụng VĐT của khách hàng (β = 0.217). Điều này phù hợp với các nghiên cứu trƣớc đây (Venkatesh et al., 2003; Amin, 2009; Chong et al., 2010; Yu, 2012; Lê Phan Thị Diệu Thảo & Trần Minh Sáng, 2012 và Nguyễn Chí Hùng, 2012). Khi khách hàng nhận thấy công nghệ mới dễ sử dụng thì họ sẽ có ý định sử dụng cơng nghệ đó cao hơn.
- Ảnh hƣởng xã hội (SI) tác động tích cực đến Ý định sử dụng VĐT của
khách hàng (β = 0.191). Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trƣớc đây của (Venkatesh et al., 2003 và Yu, 2012) và phù hợp với xã hội có tính tập
thể cao với dân số trẻ nhƣ Việt Nam. Khi những ngƣời quan trọng, nhƣ ngƣời thân, bạn bè, đồng nghiệp và những ngƣời nổi tiếng, có uy tín khun dùng thì khách hàng sẽ có ý định sử dụng dịch vụ cao hơn.
- Cộng đồng ngƣời dùng (UC) tỷ lệ thuận với Ý định sử dụng VĐT của khách
hàng (β = 0.161). Điều này hồn tồn phù hợp vì tại Việt Nam VĐT là một sản phẩm công nghệ khá mới đới với ngƣời dùng, do đó số lƣợng ngƣời mua và ngƣời bán chấp nhận thanh toán chƣa nhiều và các doanh nghiệp cung cấp dịch vụ VĐT chƣa liên thông, liên kết với nhau. Điều này đã và đang gây cản trở đối với ý định sử dụng của khách hàng. Vì vậy, nếu cảm nhận của khách hàng về Cộng đồng ngƣời dùng đƣợc nâng cao thì Ý định sử dụng VĐT của họ sẽ cao hơn.
- Hỗ trợ Chính phủ (GS) có tác động tích cực đến Ý định sử dụng VĐT của
khách hàng (β = 0.148). Điều này phù hợp với các nghiên cứu trƣớc đây (Tan & Teo, 2000; Jaruwachirathanakul and Fink, 2005; Chong et al., 2010). Khi khách hàng nhận thấy sự đảm bảo về chính sách, cơ sở hạ tầng thanh tốn và hành lang pháp lý từ phía cơ quan quản lý thì họ sẽ có Ý định sử dụng dịch vụ cao hơn.
- Chi phí cảm nhận (PCo) có tác động ngƣợc chiều đến Ý định sử dụng VĐT
của khách hàng (β = -0.139). Điều này phù hợp với kết quả của các nghiên cứu trƣơc (Tan & Teo, 2000; Sahut, 2009; Lê Phan Thị Diệu Thảo & Trần Minh Sáng, 2012). Khi khách hàng có Chi phí cảm nhận càng cao thì Ý định sử dụng VĐT càng thấp và ngƣợc lại.
- Kết quả nghiên cứu cho thấy Điều kiện thuận lợi (FC) không ảnh hƣởng đến
Ý định sử dụng VĐT của khách hàng cá nhân tại Việt Nam. Điều này là
hồn tồn có thể lý giải đƣợc, vì ngày nay các thiết bị cơng nghệ nhƣ máy vi tính, điện thoại thơng minh, internet đã trở nên phổ biến, rất dễ dàng tiếp cận và sử dụng đối với khách hàng. Và để quyết định sử dụng một dịch vụ tài chính điện tử nhƣ VĐT thì khách hàng thƣờng quan tâm đến các nhân tố khác nhƣ đã phân tích ở trên. Do đó, kết luận Điều kiện thuận lợi (FC) không ảnh hƣởng đến ý định sử dụng VĐT là hợp lý.