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 mô hình trên.
Bảng 4.15Ma trận 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 Bảng 4.16Phân 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 thông tin cá nhân, rủi ro xã hội và rủi ro thời gian.
Bảng 4.17 Bảng đánh giá độ phù hợp của mô 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 Thay đổi Sig. F 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 mô hình có R2 hiệu chỉnh =0.552. Kết quả này cho thấy độ thích hợp của mô 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 mô hình hồi quytuyến tính tổng thể. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
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 mô 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 Mô hình Hệ số hồi quy chưa điều chỉnh Hệ số hồi quy điều chỉnh t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Error Std. Beta Tolerance 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, thông 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 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Tiếp theo nghiên cứu sẽ kiểm tra các giả định trong hồi quy tuyến tính. Các kết quả ước lượng không đáng tin cậy nếu các giả định này bị vi phạm.
-Giả định liên hệ tuyến tính và phương sai của phần dư không đổi
Hình 4.1 Đồ thị phân tán phần dư chuẩn hóa
Nếu giả định liên hệ tuyến tính và phương sai không đổi thỏa mãn thì các giá trị dự đoán và phần dư không 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 đoán chuẩn hóa và không 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 không bị vi phạm.
- Giả định về đa cộng tuyến.
Kết quả kiểm định về không 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 không 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 không 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. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
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 không 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 không 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 tuyến theo trình độ học vấn. Như vậy, trình độ học vấn có tác động tới ý định chấp nhận sử dụng ngân hàng trực tuyến.
4.5.4 Kiểm định ý định chấp nhận sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến theo thu nhập
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 thu nhập khác nhau thì không 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 mức thu nhập. Vì phương sai không 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 tuyến theo mức thu nhập. Như vậy, mức thu nhập có tác động tới ý định chấp nhận sử dụng ngân hàng trực tuyến.
4.6 Tóm tắt chương 4
Với mục đích kiểm định các thang đo, kiểm định mô hình lý thuyết và các giảthuyết nghiên cứu đã được xây dựng ở chương 3, chương này tiến hành lấy mẫu nghiên cứu gồm 204 quan sát và thực hành hoạt động phân tích bằng các công cụ: Cronbach’s alpha;phân tích nhân tố khám phá (EFA); phân tích hồi quy, kiểm định Independent – Sample T – Test và ANOVA theo quy trình đã được thiết kế trong chương 3.
Kết quả cho thấy, mô hình các yếu tố rủi ro cảm nhận ảnh hưởng đến ý định chấp nhận sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến của khách hàng gồm bốn thành phần: rủi ro hiệu năng, bảo mật, tài chính và thông tin cá nhân.
Tuy nhiên, mô hình nghiên cứu chỉ giải thích được 55.2% biến thiên của ý định chấp nhận sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến. Vì thế, nội dung tiếp theo (chương 5) cần phải thảo luận kết quả kiểm định này.
CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ
5.1 Kết luận
Từlý thuyết vềthái độcủa khách hàng; thuyết rủi ro cảm nhận, các nghiên cứu có liên quan đến rủi ro cảm nhận đối với ý định chấp nhận sửdụng dịch vụngân hàng trực tuyến của khách hàng; kết quảphân tích các đặc điểm, tiện ích của dịch vụngân hàng trực tuyến và đặc điểm của các khách hành của ngân hàng, tác giảđềxuất sáu yếu tố rủi ro cảm nhận ảnh hưởng đến ý định chấp nhận sửdụng dịch vụngân hàng trực tuyến rủi ro hiệu năng, bảo mật, tài chính, thông tin cá nhân, xã hội và thời gian.
Kết quả nghiên cứu định tính khẳng định các yếu tố do tác giả đề xuất là những yếu tố rủi ro cảm nhận ảnh hưởng đến ý định chấp nhận sửdụng dịch vụngân hàng trực tuyến của khách hàng, đồng thời phát triển thang đo các yếu tố này gồm 22 biến quan sát và thang ý định chấp nhận sửdụng dịch vụngân hàng trực tuyến gồm 4 biến quan sát.
Kết quảđánh giá sơ bộthang đo bằng Cronbach’s alpha và phân tích nhân tốkhám phá (EFA) loại bỏ 2 biến quan sát không đảm bảo độtin cậy là HN2 (thang đo rủi ro hiệu năng) và BM1 (thang đo bảo mật).
Kết quảphân tích hồi quy cho thấy, có 4 yếu tố là: hiệu năng, bảo mật, tài chính, thông tin cá nhân là phù hợp với dữliệu thịtrường, riêng yếu tố rủi ro thời gian và rủi ro xã hội có hệsốSig > 0.05 không có ý nghĩa thống kê nên bịloại bỏra khỏi mô hình. Mô hình chỉgiải thích được 55.2% biến thiên của ý định chấp nhận sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến.
Kết quảkiểm định sựkhác biệt ý định chấp nhận sửdụng dịch vụngân hàng trực tuyến của khách hàng theo các đặc điểm cá nhân của khách hàng (giới tính, độtuổi, trình độhọc vấn, thu nhập hàng tháng), cho thấy, có sựkhác biệt giữa giới tính, độ tuổi, trình độ học vấn và mức thu nhậptrong việc đánh giá các yếu tố rủi ro cảm nhậnảnh hưởng đến ý định chấp nhận sửdụng dịch vụngân hàng trực tuyến của khách hàng.
5.2 Kiến nghị
Việc hiểu rõ về ảnh hưởng của rủi ro cảm nhận tới ý định chấp nhận sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến có vai trò quan trọng đối với ngân hàng cung cấp dịch vụ. Đây là cơ sở khoa học để giúp ngân hànghoạch định chiến lược và nghiên cứu, đưa ra sản phẩm tốt hơn cũng như giúp ngân hànghoàn thiện sản phẩm đang có.
Trong mô hình hồi quy tổng quát, kết quả cho thấy các yếu tố có ảnh hưởng tiêu cực lên ý định chấp nhận sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyếnlà rủi ro hiệu năng (β=-0.417), rủi ro bảo mật (β=-0.231), rủi ro tài chính (β=-0.324), rủi ro thông tin cá nhân (β=-0.370). Riêng rủi ro thời gian và rủi ro xã hội không có ý nghĩa thống kê tới ý định chấp nhận sử dụng dịch vụ ngân hàng trực tuyến.
Yếu tố rủi ro hiệu năng có tác động nhiều nhất tới ý định chấp nhận sử dụng ngân hàng trực tuyến. Rủi ro hiệu năng làrủi ro hệ thống ngân hàng trực tuyến không hoạt động đúng chức năng, hoặc hệ thống bị lỗi kỹ thuật. Khách hàng lo ngại rằng hệ thống ngân hàng trực tuyến không hoạt động bình thường khiến họ không thực hiện được giao dịch khi cần thiết. Để giảm bớt rủi ro cảm nhận về hiệu năng của khách hàng, ngân hàng cần phải đảm bảo chất lượng hệ thống dịch vụ. Thực tế tại Việt Nam, hệ thống ngân hàng trực tuyến thường rơi vào tình trạng quá tải vào dịp cuối năm, cuối quý, Tết.. lúcnhiều khách hàng có nhu cầu sử dụng cùng lúc. Do vậy, ngân hàng phải đầu tư vào hệ thống máy chủ, đảm bảo hệ thống chạy thông suốt và cung cấp đầy đủ tính năng như đã quảng cáo. Bên cạnh đó, ngân hàng nên