CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.4.1. Phân tích tương quan và hồi quy tuyến tính
Dữ liệu dựng trong phõn tớch hồi quy tương quan ủược người nghiờn cứu lựa chọn là dữ liệu chuẩn húa (ủược xuất ra từ phần mềm SPSS sau quỏ trỡnh phõn tớch nhõn tố khỏm phỏ). ðể xỏc ủịnh mối quan hệ nhõn quả giữa cỏc biến trong mụ hỡnh, bước ủầu tiờn ta cần phõn tớch tương quan giữa cỏc biến xem thử cú mối liờn hệ tuyến tớnh giữa biến ủộc lập và biến phụ thuộc hay khụng. Kết quả của phần phõn tớch này dự khụng xỏc ủịnh ủược mối quan hệ nhõn quả giữa biến phụ thuộc và biến ủộc lập nhưng nú ủúng vai trũ làm cơ sở cho phõn tớch hồi quy. Cỏc biến biến phụ thuộc và biến ủộc lập có tương quan cao với nhau báo hiệu sự tồn tại của mối quan hệ tiềm ẩn giữa hai biến. ðồng thời, việc phõn tớch tương quan cũn làm cơ sở ủể dũ tỡm sự vi phạm giả ủịnh của phõn tớch hồi qui tuyến tớnh: cỏc biến ủộc lập cú tương quan cao với nhau hay hiện tượng ủa cộng tuyến.
Bảng 3.28: Ma trận hệ số tương quan giữa biến ủộc lập và biến phụ thuộc
YDSD RRXH NCHS TD CNDDSD RRTCBM NCTG NTVTHD LICN TCCQ YDSD 1 .609** .420** .646** .678** .826** .495** .764** .379** .397**
RRXH 1 .00 .00 .00 .00 .00 .00 .00 .00
NCHS 1 .00 .00 .00 .00 .00 .00 .00
TD 1 .00 .00 .00 .00 .00 .00
CNDDSD 1 .00 .00 .00 .00 .00
RRTCBM 1 .00 .00 .00 .00
NCTG 1 .00 .00 .00
NTVTHD 1 .00 .00
LICN 1 .00
TCCQ 1
Ta thấy rằng, cỏc hệ số tương quan giữa biến ủộc lập và biến phụ thuộc ủều cú ý nghĩa (sig<0.05), do vậy cỏc biến ủộc lập ủưa vào phõn tớch hồi quy là phự hợp. Như vậy, giữa cỏc thang ủo ủo lường mức ủộ ý ủịnh sử dụng dịch vụ ngõn hàng ủiện tử trong mô hình nghiên cứu không có mối tương quan tuyến tính với nhau. Vì thế, sẽ khụng xuất hiện ủa cộng tuyến trong phõn tớch hồi quy.
Bờn cạnh ủú, kết quả phõn tớch cũng cho thấy mức tương quan tuyến tớnh giữa từng thang ủo trờn với thang ủo ý ủịnh sử dụng dịch vụ ngõn hàng ủiện tử, trong ủú
mối quan hệ tương quan cao nhất là giữa thang ủo rủi ro tài chớnh và bảo mật với ý ủịnh sử dụng với r = 0.826.
3.4.1.2. Phõn tớch hồi quy và kiểm ủịnh giả thuyết a. Phân tích hồi quy
Phõn tớch hồi quy tuyến tớnh sẽ giỳp chỳng ta biết ủược cường ủộ ảnh hưởng của cỏc biến ủộc lập lờn biến phụ thuộc. ðể tiến hành phõn tớch hồi quy tuyến tớnh bội, cỏc biến ủưa vào mụ hỡnh theo phương phỏp Enter. Tiờu chuẩn kiểm ủịnh là tiờu chuẩn ủược xõy dựng vào phương phỏp kiểm ủịnh giỏ trị thống kờ F và xỏc ủịnh xỏc suất tương ứng của giỏ trị thống kờ F, kiểm ủịnh mức ủộ phự hợp giữa mẫu và tổng thể thơng qua hệ số xác định R2. Cơng cụ chẩn đốn giúp phát hiện sự tồn tại của cộng tuyến trong dữ liệu ủược ủỏnh giỏ mức ủộ cộng tuyến làm thoỏi húa tham số ước lượng là: Hệ số phúng ủại phương sai (Variance inflation factor - VIF). Quy tắc khi VIF vượt quỏ 10, ủú là dấu hiệu của ủa cộng tuyến (Trọng & Ngọc, 2005, 218).
Cỏc nhõn tố gồm cú: 9 biến ủộc lập rủi ro tài chớnh và bảo mật, cảm nhận dễ dàng sử dụng, nguy cơ thời gian, thỏi ủộ, nguy cơ hiệu suất, tiờu chuẩn chủ quan, lợi ớch cảm nhận, rủi ro xó hội, nhận thức về tớnh hữu dụng ủược ủưa vào phõn tớch hồi quy.
Do vậy cần cú sự ủiều chỉnh về giả thuyết và mụ hỡnh nghiờn cứu sau phộp phõn tớch nhân tố.
Dựa vào cơ sở lý thuyết và kết quả phõn tớch ở trờn, ta sẽ ủưa tất cả cỏc biến ủộc lập trong mụ hỡnh hồi quy ủó ủiều chỉnh bằng phương phỏp ủưa vào cựng một lỳc Enter ủể chọn lọc dựa trờn tiờu chớ chọn những biến cú mức ý nghĩa < 0.05.
Kết quả phõn tớch hồi quy tuyến tớnh cho cỏc biến số ủược thể hiện thụng qua cỏc bảng sau:
Bảng 3.29. Hệ số R-Square từ kết quả phân tích hồi quy Model Summaryb
Mô hình R R2 R2 hiệu
chỉnh
Sai số chuẩn của
ước lượng Durbin-Watson
1 .907a .822 .815 .251 1.816
So sánh hai giá trị R Square và Adjusted R Square có thể thấy Adjusted R Square nhỏ hơn, dựng nú ủể ủỏnh giỏ ủộ phự hợp của mụ hỡnh sẽ an toàn hơn vỡ nú khụng thổi phồng mức ủộ phự hợp của mụ hỡnh. Vậy, nghiờn cứu sẽ sử dụng R2 hiệu chỉnh ủể ủỏnh giỏ mức ủộ phự hợp của mụ hỡnh nghiờn cứu. ðộ phự hợp của mụ hỡnh ủược kiểm ủịnh bằng trị thống kờ F ủược tớnh từ R2 của mụ hỡnh tương ứng với mức ý nghĩa
sig, với giá trị sig càng nhỏ thì càng an toàn khi bác bỏ giả thuyết Ho là hệ số trước các biến ủộc lập ủều bằng nhau và bằng 0 (trừ hằng số). Mụ hỡnh hồi quy tuyến tớnh bội ủưa ra là phự hợp với dữ liệu và cú thể sử dụng ủược.
Hệ số hồi quy chuẩn húa của phương trỡnh cú thể thấy cỏc giỏ trị Beta ủều khỏc 0, ủể xỏc ủịnh ủược mức ủộ quan trọng của cỏc yếu tố tham dự vào ý ủịnh sử dụng dịch vụ ngõn hàng ủiện tử.
Bảng 3.30: Hệ số hồi quy chuẩn hóa của phương trình Hệ số chưa
chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa Mô hình
B Sai số
chuẩn Beta
t Sig. Toler
ance VIF
(Constant) -.900 .195 -4.626 .000
Rủi ro xã hội -.136 .037 -.127 -3.655 .000 .618 1.619 Rủi ro hiệu suất .073 .036 .062 2.025 .044 .800 1.250
Thỏi ủộ .152 .037 .144 4.088 .000 .595 1.681
Cảm nhận dễ dàng sử dụng .196 .036 .184 5.153 .000 .580 1.724 Biến
ủộc lập
Rủi ro tài chính và bảo mật -.432 .053 -.365 -8.203 .000 .374 2.672 Nguy cơ thời gian .071 .037 .060 1.884 .061 .740 1.352 Nhận thức về tính hữu dụng .200 .038 .216 5.212 .000 .432 2.313 Lợi ích cảm nhận -.031 .030 -.033 -1.043 .298 .720 1.389 Tiêu chuẩn chủ quan .047 .033 .045 1.424 .156 .729 1.371
Như vậy, kết quả cho thấy ủa phần cỏc biến ủộc lập ủều cú tỏc ủộng cú ý nghĩa lên biến phụ thuộc (sig<0.05) trừ yếu tố rủi ro thời gian, lợi ích cảm nhận và tiêu chuẩn chủ quan cú sig>0.05 nờn bị loại khỏi mụ hỡnh. Và cỏc nhõn tố ủưa vào phõn tớch hồi quy bao gồm: rủi ro xó hội, rủi ro hiệu suất, thỏi ủộ, cảm nhận dễ dàng sử dụng, rủi ro tài chính và bảo mật, nhận thức về tính hữu dụng .
Hệ số xỏc ủịnh hiệu chỉnh Adjusted R-Square là 0.815, nghĩa là mụ hỡnh hồi quy tuyến tớnh ủó xõy dựng phự hợp với tập dữ liệu ủến 81.5%, ủiều này cho thấy mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và cỏc biến ủộc lập là khỏ chặt chẽ, cả 6 biến trờn gúp phần giải thớch 81.5% sự khỏc biệt của mức ủộ ý ủịnh sử dụng ngõn hàng ủiện tử của khỏch hàng cỏ nhõn ủược quan sỏt. Như vậy, mức ủộ phự hợp của mụ hỡnh tương ủối cao. Tuy nhiờn sự phự hợp này chỉ ủỳng với dữ liệu mẫu. ðể kiểm ủịnh xem cú thể suy diễn mụ hỡnh cho tổng thể thực hay khụng ta phải kiểm ủịnh ủộ phự hợp của mụ hỡnh.
Kiểm ủịnh F sử dụng trong bảng phõn tớch phương sai vẫn là một phộp giả thuyết về ủộ phự hợp của mụ hỡnh hồi quy tuyến tớnh tổng thể. Kết quả phõn tớch cho thấy, kiểm ủịnh F cú giỏ trị là 123.251 với Sig. = 000(b) chứng tỏ mụ hỡnh hồi quy
tuyến tớnh bội là phự hợp với tập dữ liệu và cú thể sử dụng ủược ủể suy rộng ra cho tổng thể (phụ lục 5).
Kết quả thống kê còn cho thấy, các hệ số hồi quy chuẩn hóa của phương trình hồi quy ủều khỏc 0 và Sig.<0.05, chứng tỏ 6 thành phần ủều tham dự vào ý ủịnh sử dụng dịch vụ ngõn hàng ủiện tử. So sỏnh giỏ trị (ủộ lớn) của hệ số chuẩn húa cho thấy:
tỏc ủộng theo thứ tự từ mạnh ủến yếu của cỏc thành phần: rủi ro tài chớnh và bảo mật, nhận thức về tớnh hữu dụng, cảm nhận dễ dàng sử dụng, thỏi ủộ, rủi ro xó hội, rủi ro hiệu suất.
b. Kiểm ủịnh giả thuyết
Mụ hỡnh hồi quy tuyến tớnh bằng phương phỏp Enter ủược thực hiện với một số giả ủịnh và mụ hỡnh chỉ thực sự cú ý nghĩa khi cỏc giả ủịnh này ủược ủảm bảo. Do vậy, ủể ủảm bảo cho ủộ tin cậy của mụ hỡnh, ủề tài cũn phải thực hiện một loạt cỏc dũ tỡm sự vi phạm cỏc giả ủịnh cần thiết trong hồi quy tuyến tớnh.
Giả ủịnh liờn hệ tuyến tớnh và phương sai khụng ủổi: nếu giả ủịnh liờn hệ tuyến tớnh và phương sai bằng nhau ủược thỏa món thỡ khụng nhận thấy cú liờn hệ gỡ giữa các giá trị dự đốn và phần dư, chúng sẽ phân tán rất ngẫu nhiên. Nếu giả định tuyến tớnh ủược thỏa món (ủỳng) thỡ phần dư phải phõn tỏn ngẫu nhiờn trong một vựng xung quanh ủường ủi qua tung ủộ 0 của ủồ thị phõn tỏn của phần dư chuẩn húa (Standardized Residual) và giá trị dự đốn chuẩn hĩa (Standardized Predicted Value).
Và nếu phương sai khụng ủổi thỡ cỏc phần dư phải phõn tỏn ngẫu nhiờn quanh trục 0 (tức quanh giỏ trị trung bỡnh của phần dư) trong một phạm vi khụng ủổi (Hoàng & Chu – tập 1, 2008).
ðầu tiờn là giả ủịnh liờn hệ tuyến tớnh. Phương phỏp ủược sử dụng là biểu ủồ Scatterplot với giá trị phần dư chuẩn hĩa trên trục tung và giá trị dự đốn chuẩn hĩa trờn trục hoành. Nhỡn vào biểu ủồ ta thấy phần dư khụng thay ủổi theo một trật tự nào đối với giá trị dự đốn. Vậy giả thuyết về liên hệ tuyến tính khơng bị vi phạm.
Giả ủịnh tiếp theo cần xem xột là phương sai của phần dư khụng ủổi. ðể thực hiện kiểm ủịnh này, chỳng ta sẽ tớnh hệ số tương quan hạng Spearman của giỏ trị tuyệt ủối phần dư và cỏc biến ủộc lập. Giỏ trị sig của cỏc hệ số tương quan với ủộ tin cậy 95% cho thấy khụng ủủ cơ sở ủể bỏc bỏ giả thuyết H0 là giỏ trị tuyệt ủối của phần dư ủộc lập với cỏc biến ủộc lập. Như vậy, giả ủịnh về phương sai của sai số khụng ủổi không bị vi phạm.
ðể dũ tỡm sự vi phạm giả ủịnh phõn phối chuẩn của phần dư ta sẽ dựng hai cụng cụ vẽ của phần mềm SPSS là biểu ủồ Histogram và ủồ thị P-P plot. Nhỡn vào biểu ủồ Histogram (Hỡnh 3.4) ta thấy phần dư cú phõn phối chuẩn với giỏ trị trung bỡnh gần bằng 0 và ủộ lệch chuẩn của nú gần bằng 1 (= 0.982). Nhỡn vào ủồ thị P-P plot (Hỡnh 3.3) biểu diễn cỏc ủiểm quan sỏt thực tế tập trung khỏ sỏt ủường chộo những giỏ trị kỳ vọng, cú nghĩa là dữ liệu phần dư cú phõn phối chuẩn. Dựa vào ủồ thị phõn tỏn của phần dư chuẩn hĩa và giá trị dự đốn chuẩn hĩa cho thấy các giá trị dự đốn chuẩn hóa và phần dư phân tán chuẩn hóa phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh ủường ủi qua tung ủộ 0. Như vậy, giả ủịnh liờn hệ tuyến tớnh và phương sai khụng thay ủổi thỏa món.
Hình 3.3. ðồ thị P-P Plot
Hỡnh 3.4. Biểu ủồ Histogram
Dựa vào biểu ủồ tần số của cỏc phần dư cho thấy phần dư phõn phối xấp xỉ chuẩn (trung bỡnh Mean = -7.76E-15 và ủộ lệch chuẩn Std. Dev. = 0,982, tức gần bằng 1). Do ủú, cú thể kết luận rằng giả thuyết phõn phối chuẩn khụng bị vi phạm (Hoàng &
Chu – tập 1, 2008).
Giả ủịnh tiếp theo về tớnh ủộc lập của phần dư cũng cần ủược kiểm ủịnh. Ta dựng ủại lượng thống kờ Durbin-Watson (d) ủể kiểm ủịnh (Bảng 3.29). ðại lượng d này cú giỏ trị từ 0 ủến 4. Trong thực tế, khi tiến hành kiểm ủịnh Durbin- Watson người ta thường ỏp dụng quy tắc kiểm ủịnh ủơn giản như sau: nếu 1 < d < 3 thỡ kết luận mụ hình không có tương quan; nếu 0 < d <1 thì kết luận mô hình có sự tương quan dương;
nếu 3 < d < 4 thì kết luận mô hình có sự tương quan âm. Từ kết quả ở bảng 3.29 ta có 1< d =1.816 < 3 như vậy ta cú thể kết luận cỏc phần dư là ủộc lập với nhau và tớnh ủộc lập của phần dư ủó ủược bảo ủảm. Vậy khụng cú tương quan chuỗi bậc nhất giữa cỏc phần dư, giả ủịnh về tớnh ủộc lập của cỏc sai số ủược ủảm bảo (Hoàng & Chu – tập 1, 2008).
• Kiểm ủịnh ủa cộng tuyến
ða cộng tuyến là trạng thỏi cỏc biến ủộc lập trong mụ hỡnh cú tương quan chặt chẽ với nhau. Trong tình huống này các biến có tương quan tuyến tính chặt chẽ với nhau khụng cung cấp ủược thụng tin gỡ mới và cũng khụng thể xỏc ủịnh ủược ảnh hưởng riờng biệt của từng biến ủộc lập lờn biến phụ thuộc. Một trong những yờu cầu của mụ hỡnh hồi quy bội tuyến tớnh là cỏc biến ủộc lập khụng cú tương quan chặt với nhau, nếu yờu cầu này khụng ủược thỏa món, người ta bảo rằng ủó xảy ra hiện tượng ủa cộng tuyến trong mụ hỡnh hồi quy bội. Hệ số phúng ủại phương sai VIF và Tolerance là hai đại lượng để chuẩn đốn hiện tượng đa cộng tuyến.
ðể kiểm tra hiện tượng ủa cộng tuyến, ta cú thể sử dụng nhõn tố phúng ủại phương sai VIF có công thức như sau với mô hình hồi quy có k biến giải thích.
1 VIFj =
1 – Rj2
Trong ủú R2 là giỏ trị hệ số xỏc ủịnh trong hàm hồi quy của biến giải thớch thứ j theo (k – 1) biến giải thích còn lại, nếu có cộng tuyến của Xj với các biến giải thích khác thì Rj2 sẽ lớn, giá trị VIFj càng lớn thì biến Xj càng cộng tuyến cao. Như một quy tắc kinh nghiệm nếu VIFj bằng hoặc vượt quỏ 5 (khi ủú Rj2 > 0,8) thỡ xem như cú ủa cộng tuyến giữa Xj với cỏc biến ủộc lập kia. Cũng chỳ ý rằng cú thể trong một số sỏch thống kờ người ta cho rằng nếu VIFj bằng hoặc vượt quỏ 10 (khi ủú Rj2 > 0,9) thỡ xem như cú ủa cộng tuyến giữa cỏc biến ủộc lập, khỏc biệt này ủơn giản xuất phỏt từ quan ủiểm khỏc nhau của cỏc nhà thống kờ về mức ủộ tuyến tớnh thế nào là chặt (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Từ Bảng 3.30, ta thấy hệ số VIF ủều nhỏ hơn 5 và Tolerance ủều nằm trong khoảng (0;1), vỡ vậy ta cú thể kết luận khụng xảy ra hiện tượng ủa cộng tuyến và mụ hỡnh hồi quy ta xõy dựng hoàn toàn ủạt yờu cầu.
Như vậy mụ hỡnh hồi quy tuyến tớnh ủược xõy dựng theo phương trỡnh ở trờn là khụng vi phạm cỏc giả ủịnh cần thiết trong hồi quy tuyến tớnh. ðể ủỏnh giỏ ủộ phự hợp của mụ hỡnh ta sẽ dựng cỏc cụng cụ như tớnh hệ số xỏc ủịnh hiệu chỉnh Adjusted R Square, kiểm ủịnh F và kiểm ủịnh t.
Trước tiờn, kết quả R2 hiệu chỉnh cho thấy 81.5% sự biến thiờn của ý ủịnh sử dụng ủược giải thớch bởi 6 nhõn tố ủộc lập rủi ro tài chớnh và bảo mật, nhận thức về tớnh hữu dụng, cảm nhận dễ dàng sử dụng, thỏi ủộ, rủi ro xó hội, rủi ro hiệu suất. Ở trờn sau khi ủỏnh giỏ giỏ trị R square ta biết ủược mụ hỡnh hồi quy tuyến tớnh ủó xõy
dựng là phự hợp với mẫu. Tuy nhiờn ủể cú thể suy diễn mụ hỡnh này thành mụ hỡnh của tổng thể ta cần phải tiến hành kiểm ủịnh F thụng qua phõn tớch phương sai. Cuối cựng, ủể ủảm bảo cỏc biến ủộc lập ủều thực sự cú ảnh hưởng ủến biến phụ thuộc, ta tiến hành kiểm ủịnh t. Với giả thuyết H0 là hệ số hồi quy của cỏc biến ủộc lập βk = 0 và với ủộ tin cậy 95% kết quả ta ủều cú thể bỏc bỏ giả thuyết H0 ủối với βk . ðiều này cú nghĩa là tất cả cỏc nhõn tố trong phương trỡnh ủều cú ảnh hưởng ủến ý ủịnh sử dụng dịch vụ ngõn hàng ủiện tử.
Kết quả kiểm ủịnh giả thuyết thống kờ:
Dựa trờn kết quả phõn tớch hồi quy sẽ giải thớch, kiểm ủịnh cỏc giả thuyết ủó ủưa ra. Yếu tố “rủi ro tài chớnh và bảo mật” là một yếu tố cú ảnh hưởng lớn nhất ủến ý ủịnh sử dụng dịch vụ ngõn hàng ủiện tử của khỏch hàng cỏ nhõn tại ngõn hàng TMCP Quõn ðội chi nhánh Kiên Giang (có hệ số hồi quy lớn nhất). Dấu âm của hệ số beta có ý nghĩa là mối quan hệ giữa yếu tố “rủi ro tài chớnh và bảo mật” với “ý ủịnh sử dụng” là mối quan hệ nghịch chiều. Nghĩa là khi khách hàng lo lắng về sự rủi ro tài chính và thụng tin cỏ nhõn của họ khụng ủược bảo mật thỡ ý ủịnh sử dụng dịch vụ ngõn hàng ủiện tử càng giảm. Kết quả hồi quy cú hệ số beta ủó chuẩn húa là -0.365 nghĩa là khi rủi ro tài chớnh và bảo mật tăng lờn 1 ủơn vị ủộ lệch chuẩn thỡ mức ủộ ý ủịnh sử dụng dịch vụ giảm ủi 0.365 ủơn vị. Vậy giả thuyết H7 ủược chấp nhận.
Sau yếu tố “rủi ro tài chớnh và bảo mật” yếu tố thứ hai cú ảnh hưởng lớn ủến ý ủịnh sử dụng dịch vụ ngõn hàng ủiện tử của khỏch hàng cỏ nhõn là “nhận thức về tớnh hữu dụng”. Kết quả hồi quy cho thấy hệ số beta ủó chuẩn húa là 0.216 dấu dương của hệ số beta có ý nghĩa là mối quan hệ giữa yếu tố “nhận thức về tính hữu dụng” và “ý ủịnh sử dụng” là mối quan hệ cựng chiều. ðiều này cú nghĩa là khi khỏch hàng cảm nhận rằng sử dụng dịch vụ ngõn hàng ủiện tử mang lại nhiều tiện ớch và hữu dụng với họ thỡ mức ủộ ý ủịnh sử dụng dịch vụ càng tăng. Vậy giả thuyết H1 ủược chấp nhận.
Yếu tố thứ ba cú ảnh hưởng lớn ủến mức ủộ ý ủịnh sử dụng dịch vụ ngõn hàng ủiện tử của khỏch hàng cỏ nhõn tại ngõn hàng TMCP Quõn ðội chi nhỏnh Kiờn Giang là “cảm nhận dễ dàng sử dụng”. Kết quả hồi quy cho thấy hệ số beta ủó chuẩn húa là 0.184, dấu dương của hệ số beta có ý nghĩa là mối quan hệ giữa yếu tố “cảm nhận dễ dàng sử dụng” và “ý ủịnh sử dụng” là mối quan hệ cựng chiều. ðiều này cú nghĩa là khi khách hàng cảm thấy dễ dàng trong cách thực hiện các giao dịch trực tuyến và cập nhật thụng tin dễ dàng thỡ mức ủộ ý ủịnh sử dụng dịch vụ ngay càng tăng. Vậy giả thuyết H2 ủược chấp nhận.