Nhằm kiểm định mối quan hệ các yếu tố trong mô hình nghiên cứu đã được điều chỉnh phù hợp với dữ liệu thực tế, phân tích hồi quy đa biến được sử dụng. Kết quả phân tích đa biến là một hàm số biểu thị giá trị của biến phụ thuộc thông qua các biến độc lập. Các khái niệm được lưu với nhân số đã chuẩn hóa để chạy hồi quy. Ma trận trọng số nhân tố (Factor score coefficient matrix) của các khái niệm được trình bày trong Phụ lục 5. Biến “Thái độ” được xem là biến phụ thuộc trung gian cùng với
biến độc lập bên ngoài là điều kiện thuận lợi có tác động trực tiếp đến quyết định chấp nhận hay từ chối mua bán trực tuyến của khách hàng.
Ta có phương trình tổng quát được xây dựng như sau:
ATU = β0 + β1*F1 + β2* F2 + β3*F3 + β4*F4 + β5*F5
Trong đó:
- ATU (Thái độ sử dụng) được xem là biến phụ thuộc.
- Các biến độc lập là: F 1 ( Nhận thức tính hữu dụng), F2 (Hệ thống thanh toán) F3 (Nhận thức tính dễ sử dụng), F4 (Niềm tin trong giao dịch trực tuyến), F5 (Nhận thức rủi ro liên quan đến giao dịch trực tuyến).
3.5.2.1 Phân tích hồi qui đa biến về tác động của các yếu tố đối với thái độ sử dụng
Dựa vào cơ sở lý thuyết và kết quả phân tích ở trên, ta đưa bốn biến độc lập trong mô hình điều chỉnh vào phân tích hồi quy bằng phương pháp Enter để chọn lọc dựa trên tiêu chí chọn những biến có mức ý nghĩa nhỏ hơn 0.05.
Kết quả phân tích hồi quy lần thứ nhất
Với biến phụ thuộc là “Thái độ” với các biến độc lập “Nhận thức tính hữu dụng (PU)”, “Nhận thức tính dễ sử dụng (PEOU)”, Hệ thống thanh toán (PAY), Nhận thức niềm tin trong giao dịch trực tuyến (TRUST) tại Phụ lục 6A cho thấy:
- Các giá trị thống kê đánh giá sự phù hợp của mô hình như R, R2 (R square), R2 điều chỉnh (Adjusted R Square) và sai số chuẩn (Std.Error of the Estimate) đều đạt yêu cầu với R2 = 36.1% và R2 hiệu chỉnh là 34.7%
- Hệ số Durbin - Watson D = 1.715 gần bằng 2, điều này cho thấy mô hình không có hiện tượng tự tương quan
- Giá trị thống kê F là một kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể. Ta thấy F = 27.489 với sig = 0.000 (Bảng 3.28), do đó chúng ta có thể bác bỏ giả thuyết cho rằng tất cả các hệ số hồi quy bằng 0, nghĩa là mô hình hồi quy là phù hợp với dữ liệu nghiên cứu và có thể sử dụng được.
- Trong bảng phân tích phương sai, Sig nhỏ hơn 0.05 nên mô hình hoàn toàn có ý nghĩa thống kê
+ Hệ số phóng đại phương sai VIF >1 cho thấy các biến độc lập này không có mối quan hệ chặt chẽ với nhau, điều này chứng tỏ không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra.
+ Mức ý nghĩa t (Sig) của các biến “Nhận thức tính hữu dụng (PU)”, “Hệ thống thanh toán (PAY)”, “Nhận thức niềm tin trong giao dịch trực tuyến (TRUST)” đều đạt yêu cầu là Sig < 0,05 cho thấy ba biến này có ý nghĩa trong mô hình, nghĩa là sự biến thiên tăng hay giảm hệ số của từng biến này đều có ảnh hưởng đến thái độ sử dụng, còn biến “Nhận thức tính dễ sử dụng (PEOU)” bị loại do có Sig = 0,335 > 0,05 (Bảng 3.29).
Như vậy, kết quả cho thấy chỉ còn ba biến có tác động đến thái độ sử dụng TMĐT của người tiêu dùng và được giữ lại trong mô hình, đó là: (1) Nhận thức tính hữu dụng (PU), (2) Hệ thống thanh toán (PAY) và (3) Nhận thức niềm tin trong giao dịch trực tuyến (TRUST).
Thiết lập mô hình hồi quy mới có hệ số chuẩn hóa β’như sau:
ATU = β’ + β’*F1 + β’*F2 + β’*F4
Kết quả hồi quy lần thứ hai như sau (Phụ lục 8b):
Bảng 3.15: Bảng phân tích hệ số của các yếu tố độc lập trong hồi quy đa biến Hệ số chưa chuẩn hóa
Mô hình B Độ lệch chuẩn Beta chuẩn hóa t Mức ý nghĩa Dung sai VIF (Hằng số) .603 .303 1.987 .048 Tính hữu dụng .247 .064 .232 3.841 .000 .896 1.116 Hệ thống thanh toán .342 .063 .342 5.393 .000 .816 1.226 Yếu tố niềm tin .260 .058 .271 4.500 .000 .905 1.104
R2 hiệu chỉnh: 0.348 Durbin-Watson: 1.701
Nhận xét:
* Độ phù hợp của mô hình:
Như vậy, mô hình nghiên cứu có R2 hiệu chỉnh là 0.348, nghĩa là 34.8% sự biến thiên của thái độ sử dụng (AUT) được giải thích bởi sự biến thiên của các thành phần như: Nhận thức tính hữu dụng (PU), Hệ thống thanh toán (PAY) và Yếu tố niềm tin (TRUST)
* Kiểm định giả thuyết về sự phù hợp của mô hình
Giả thuyết H0: β1 = β2 = β3 = 0 (tất cả hệ số hồi quy riêng phần bằng 0)
Giả sử sig(F) = 0.000 < mức ý nghĩa (5%): Giả thuyết H0 bị bác bỏ. Điều đó có nghĩa là sự kết hợp của các biến độc lập hiện có trong mô hình có thể giải thich được sự biến thiên của biến phụ thuộc. Mô hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu hiện có.
Sig(β1), Sig(β2), Sig(β3) < mức ý nghĩa (5%), nên các biến độc lập tương ứng
là PU, PAY, TRUST có hệ số hồi quy riêng phần có ý nghĩa về mặt thống kê ở mức ý
nghĩa 5%
Phần dư: Từ biểu đồ tần số phần dư chuẩn hóa (xem phụ lục 8B) có trị trung bình = -1.63*10-16 ≈ 0; độ lệch chuẩn = 0.992 ≈ 1: phân phối phần dư có dạng gần chuẩn, thỏa yêu cầu giả định về phân phối chuẩn của phần dư
Kiểm định đa cộng tuyến: Các giá trị VIF < 10: Hiện tượng đa cộng tuyến của các biến độc lập không ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mô hình
Hệ số Durbin-Watson = 1.701 cho thấy các sai số trong mô hình độc lập với nhau
3.5.2.2 Kiểm định các giả thuyết đối với thái độ sử dụng * Nhận thức tính hữu dụng
Giả thuyết H1: Nhận thức tính hữu dụng có tác động dương lên thái độ hướng đến sử dụng dịch vụ đặt khách sạn trực tuyến
Hệ số hồi quy chuẩn hóa β1 = 0.232, sig(β1) = 0.000 < 5%: ủng hộ giả thuyết H1 Nhận xét: Kết quả cuộc khảo sát cho thấy “Nhận thức tính hữu dụng” có tác động dương lên thái độ sử dụng, người sử dụng càng quan tâm đến tính hữu dụng thì thái độ sử dụng đối với dịch vụ đặt khách sạn qua mạng càng cao. Điều này hoàn toàn phù hợp với nhận định của một số các đánh giá, khảo sát của các trang mạng cho rằng thị phần của ngành du lịch trực tuyến trong thời gian qua tăng mạnh là do tính tiện lợi, tiết kiệm thời gian của dịch vụ đặt khách sạn qua mạng
* Hệ thống thanh toán
Giả thuyết H1: Hệ thống thanh toán có tác động dương lên thái độ hướng đến sử dụng dịch vụ đặt khách sạn trực tuyến
Nhận xét: Kết quả cuộc khảo sát cho thấy “Hệ thống thanh toán” có tác động dương lên thái độ sử dụng. Tức là khi người sử dụng cảm thấy việc thanh toán đơn giản, dễ dàng, phù hợp với thói quen thanh toán của họ thì thái độ sử dụng đối với dịch vụ đặt khách sạn qua mạng càng tích cực.
* Yếu tố niềm tin
Giả thuyết H1: Yếu tố niềm tin có tác động dương lên thái độ hướng đến sử dụng dịch vụ đặt khách sạn trực tuyến
Hệ số hồi quy chuẩn hóa β1 = 0.271, sig(β1) = 0.000 < 5%: ủng hộ giả thuyết H1 Nhận xét: Như vậy có sự tác động dương lên thái độ sử dụng, người sử dụng càng có niềm tin vào tính an toàn của giao dịch, thương hiệu và giá trị của sản phẩm cũng như nhà cung cấp thì thái độ sử dụng đối với dịch vụ đặt khách sạn qua mạng càng tăng lên.
3.5.2.3 Phân tích hồi qui đa biến về tác động của nhân tố “Thái độ” đối với nhân tố “Ý định”
Bảng 3.16: Kết quả phân tích hồi qui của Thái độ lên Ý định Hệ số chưa chuẩn hóa
Mô hình B Độ lệch chuẩn Beta chuẩn hóa t Mức ý nghĩa Dung sai VIF (Hằng số) 1.140 .230 4.957 .000 Thái độ sử dụng .664 .063 .602 10.611 .000 1.000 1.000 R2 hiệu chỉnh: 0.359 Durbin-Watson: 1.594 Nhận xét: * Độ phù hợp của mô hình:
Như vậy, mô hình nghiên cứu có R2 hiệu chỉnh là 0.359, nghĩa là 35.9% sự biến thiên của ý định sử dụng (BI) được giải thích bởi sự biến thiên thái độ sử dụng ATU
* Kiểm định giả thuyết về sự phù hợp của mô hình
Phần dư: Từ biểu đồ tần số phần dư chuẩn hóa (xem phụ lục 8) có trị trung bình = 1.81*10-16 ≈ 0; độ lệch chuẩn = 0.997 ≈ 1: phân phối phần dư có dạng gần chuẩn, thỏa yêu cầu giả định về phân phối chuẩn của phần dư
Kiểm định đa cộng tuyến: Các giá trị VIF < 10: Hiện tượng đa cộng tuyến của các biến độc lập không ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mô hình
Hệ số Durbin-Watson = 1.594 cho thấy các sai số trong mô hình độc lập với nhau
* Kiểm định giả thuyết đối với ý định sử dụng
Giả thuyết H1: Thái độ sử dụng có tác động dương lên ý định sử dụng dịch vụ đặt khách sạn trực tuyến
Hệ số hồi quy chuẩn hóa β1 = 0.602, sig(β1) = 0.000 < 5%: ủng hộ giả thuyết H1 Nhận xét: Kết quả cuộc khảo sát cho thấy “Thái độ sử dụng” có tác động dương lên ý định sử dụng, người sử dụng có thái độ càng tích cực đối với dịch vụ đặt khách sạn qua mạng thì ý định sử dụng dịch vụ càng nhiều.
Đối với yếu tố tính hữu dụng của hệ thống đặt phòng khách sạn trực tuyến, ưu điểm của hệ thống này chính là sự tiện lợi của nó như tiết kiệm thời gian, có thể truy cập thực hiện các bước đặt phòng khách sạn một cách thuận tiện ở mọi lúc mọi nơi. Điều đó, tác động đến người tiêu dùng và họ có thái độ tích cực lên hệ thống này và thúc đẩy ý định sử dụng dịch vụ khi họ có nhu cầu.
Đối với yếu tố thanh toán trong giao dịch đặt phòng khách trực tuyến, yếu tố này có ảnh hưởng mạnh nhất đến thái độ hướng đến sử dụng hệ thống. Trong điều kiện hiện nay, mặc dù số lượng người tiêu dùng kết nối Internet có sở hữu thẻ thanh toán là khá cao tại Việt Nam nhưng họ vẫn giữ thói quen thanh toán bằng tiền mặt. Nếu người tiêu dùng có đầy đủ nguồn lực về trang thiết bị, phương tiện thanh toán và kỹ năng cá nhân thì họ sẽ tự tin trong việc thực hiện giao dịch đặt phòng khách sạn qua mạng.
Niềm tin của người tiêu dùng có tác động thuận chiều với thái độ hướng đến sử dụng hệ thống đặt phòng khách sạn trực tuyến. Trong giao dịch trực tuyến, sự tin tưởng của người tiêu dùng đối với nhà cung cấp dịch vụ đặt phòng khách sạn trực tuyến và sản phẩm càng cao thì thái độ đối với hệ thống dịch vụ này theo hướng tích cực càng cao. Từ đó, ý định sử dụng dịch vụ tăng lên khi người tiêu dùng có nhu cầu.
