Mơ hình
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy chuẩn hóa t Sig. Collinearity Statistics B Std.
Error Beta Tolerance VIF
Hằng số 5.445 .256 21.271 .000
Rủi ro sản phẩm -.043 .083 -.037 -.517 .605 .555 1.803
Rủi ro thông tin cá nhân
-.265 .071 -.272 -3.711 .000 .516 1.939
Rủi ro thanh toán -.192 .067 -.212 -2.858 .005 .505 1.979
Rủi ro tài chính -.324 .072 -.288 -4.465 .000 .664 1.505
Trong kết quả trên, nếu sig. < 0.05 tương đương với độ tin cậy 95% và |t| > 2 thì nhân tố đó được chấp nhận, có nghĩa là nó có sự tác động đến ý định sử dụng
MHTT. Kết quả hồi quy cho thấy có 3 nhân tố thỏa mãn điều kiện là: Rủi ro thông
tin cá nhân, Rủi ro thanh toán, Rủi ro tài chính.
Hình 4.1: Kết quả phân tích hồi quy
Rủi ro thơng tin cá nhân
Rủi ro thanh tốn Ý định hành viMHĐTTT
β = - 0.272 Sig.= 0.000 β = - 0.212 Sig.= 0.05 β = - 0.288 Sig.= 0.000
Hệsố hồi quy thểhiện dưới hai dạng: (1) chưa chuẩn hóa (Unstandardized) và (2)
chuẩn hóa (Standardized). Vì hệsốhồi quy chưa chuẩn hóa (B), giá trị của nó phụ
thuộc vào thang đo cho nên chúng ta không thể dùng chúng để so sánh mức độ tác
động của các biến độc lập vào biến phụ thuộc trong cùng một mơ hình được. Hệ số hồi quy chuẩn hóa (beta, ký hiệu β) là hệ số chúng ta đã chuẩn hóa các biến. Vì vậy
chúng được dùng đểso sánh mức độ tác động của các biến phụ thuộc vào biến độc
lập.Biến độc lập nào có trọng số này càng lớn có nghĩa là biến đó có tác động mạnh
vào biến phụ thuộc.
Vì thế, phương trình hồi quy tuyến tính được thể hiện như sau:
Ý định hành vi sử dụng mua sắm trực tuyến = – 0.288 * Rủi ro tài chính – 0.272 * Rủi ro thông tin cá nhân – 0.212 * Rủi ro thanh toán
Kết luận: Trong các yếu tố nhận thức rủi ro thì ý định sử dụng mua sắm trực tuyến chịu tác động lớn nhất bởi nhận thức rủi ro về mặt tài chính (β = - 0.288). Họ sẽ khơng có xu hướng sử dụng mua sắm trực tuyến vì họ sợ rủi ro mất tiền nhưng không mua được hàng như ý muốn, họ sợ mua phải sản phấm với giá cao. Kế đến, rủi ro bị mất các thông tin cá nhân như số tài khoản ngân hàng, mật khẩu cũng tác động làm giảm ý định sử dụng mua hàng trực tuyến (β = - 0.272). Cuối cùng, nhận thức về rủi ro trong việc thanh toán, sợ bị trừ tiền trong khi hàng chưa nhận, sợ gặp phải nhà cung cấp ảo lừa đảo cũng tác động đến ý định hành vi. Yếu tố rủi ro sản phẩm khơng có ý nghĩa trong mơ hình hồi quy này nên khơng tác động đến ý định hành vi sử dụng. Điều này khơng có nghĩa là yếu tố này khơng quan trọng, khơng có nghĩa là người tiêu dùng khơng sợ rủi ro về việc có thể mua phải một sản phẩm kém chất lượng.Điều này có thể lý giải là vấn đề chất lượng sản phẩm là yếu tố tất yếu, yếu tố cần có trước khi người tiêu dùng có ý định MHTT.Các kết quả phân tích trên đây sẽ là cơ sở để tác giả đưa ra những hàm ý kiến nghị cho các nhà quản trị trong lĩnh vực MHTT. Nội dung này sẽ được trình bày trong chương cuối cùng của nghiên cứu này.
4.3.3 Giả định khơng có mối tương quan giữa các biến độclập(đolường đa cộng tuyến)
Đa cộng tuyến là trạng thái trong đó các biến độc lập có tương quan chặt chẽ với
nhau.Vấn đề của hiện tượng đa cộng tuyến là chúng cung cấp cho mơ hình những
thơng tin rất giống nhau, và rất khó tách rời ảnh hưởng của từng biến một đến biến phụ thuộc. Hiệu ứng khác của sự tương quan khá chặt giữa các biến độc lập là nó làm tăng độ lệch chuẩn của các hệ số hồi quy và làm giảm giá trị thống kê t của kiểm định ý nghĩa của chúng nên các hệ số có khuynh hướng kém ý nghĩa hơn khi khơng có đa cộng tuyến trong khi hệ số xác định R square vẫn khá cao.
Để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến, chỉ số thường dùng là hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation Factor).
Thông thường, nếu VIF của một biến độc lập nào đó lớn hơn 10 thì biến này hầu như khơng có giá trị giải thích biến thiên của Y trong mơ hình MLR (Hair & cộng sự 2006 trích trong Nguyễn Đình Thọ, 2011).
Theo bảng hệ số hồi quy, hệ số VIF của các biến độc lập có giá trị từ 1.803 đến
1.979 (tất cả đều nhỏ hơn 10).Vì vậy có thể luận, mơ hình khơng xảy ra hiện tượng
đa cộng tuyến.
4.3.4 Phân tích ảnh hưởng của các biến định tính đến xu hướng tiêu dùng
Mục tiêu: Để trả lời câu hỏi có sự khác biệt hay khơng về ý định hành viMHTT
giữa nam và nữ và giữa ba nhóm thu nhập.
4.3.4.1 Kiểm định sự khác nhau về ý định hành vi mua sắm trực tuyến theo giới tính giới tính
Kiểm định Independent-sample T-test sẽ cho ta biết có sự khác biệt về ý định
hành vi mua sắm trực tuyến giữa phái nam và nữ.
Theo như kết quả trong kiểm định Levene, Sig. > 0.05 (Sig =0.477) nên phương
sai giữa phái nam và phái nữ không khác nhau một cách có ý nghĩa thống kê. Cịn
giá trị sig trong kiểm định t > 0.05 (Sig = 0.15) nên ta kết luận khơng có sự khác
biệt về trung bình giữa hai nhóm khách hàng nam và nữ. Suy ra, chấp nhận Ho.
Kết luận: Trongnhận thức về rủi ro, yếu tố giới tính khơng ảnh hưởng đến ý
định hành viMHTT.