Thông qua phân tích t ng quan Pearson ta xem xét các m i quan h t ng quan tuy n tính gi a bi n ph thu c và t ng bi n đ c l p, c ng nh các bi n đ c l p v i nhau. N u h s t ng quan gi a bi n ph thu c v i bi n đ c l p l n ch ng t
D s d ng c m nh n Ki m soát hành vi c m nh n H u ích c m nh n Chu n m c ch quan Quy t đ nh s d ng R i ro c m nh n Y u t nhân kh u h c H1- H5+ H3+ H2+ H4+
gi a chúng có m i quan h v i nhau và phân tích h i quy là phù h p. Còn các bi n đ c l p n u c ng có h s t ng quan v i nhau l n thì có th x y ra hi n t ng đa c ng tuy n trong mô hình h i quy đang xét.
K t qu ma tr n này cho th y m i t ng quan gi a bi n ph thu c v i t ng bi n đ c l p, c ng nh t ng quan gi a các bi n đ c l p v i nhau. Bi n ph thu c (quy t đ nh s d ng) có m i t ng quan ch t v i tính d s d ng (h s t ng quan = 0.642), hai bi n còn l i c ng có m c t ng quan đáng k là s h u ích (0.609) và ki m soát hành vi (0.598), bi n chu n m c ch quan có m i t ng quan th p h n (0.469).
Ngoài ra, h s t ng quan gi a các bi n r i ro c m nh n, d s d ng c m nh n, h u ích c m nh n, ki m soát hành vi c m nh n và chu n m c ch quan đ u l n h n 0.3 nên m i quan h gi a các bi n này c n ph i xem xét k trong ph n phân tích h i quy tuy n tính b i d i đây nh m tránh hi n t ng đa c ng tuy n gi a các bi n đ c l p.
3.3.6 Phân tích h i quy b i
Sau khi xác đ nh đ c 5 nhân t tác đ ng đ n quy t đ nh s d ng d ch v NH T t i ngân hàng MHB, các nhân t đ c ti p t c đ a vào mô hình h i quy b i đ phân tích xác đ nh c th tr ng s c a t ng nhân t tác đ ng đ n quy t đ nh s d ng NH T.
Mô hình bi u di n ph ng trình h i quy tuy n tính th hi n s tác đ ng c a 5 thành ph n y u t tác đ ng đ n quy t đ nh s d ng NH T t i ngân hàng MHB đ c bi u di n b ng công th c sau: Y = 0 + 1F1 + 2F2 + 3F3 + 4F4 + 5F5 + Trong đó: Y: Quy t đ nh s d ng d ch v NH T - Bi n ph thu c. Fn: Thành ph n th n tác đ ng đ n Y – Bi n đ c l p. n: H s h i quy t ng ng v i bi n đ c l p th n (+). : i l ng không gi i thích đ c b i mô hình (sai s ).
b ng cách tính trung bình c ng (Mean) c a các bi n quan sát thu c nhân t đó. Phân tích h i quy đ c th c hi n b ng ph ng pháp h i quy t ng th (Các bi n cùng đ a vào m t lúc đ xem bi n nào đ c ch p nh n (ph ng pháp Enter)).
B ng 3.5 K t qu phân tích h i quy Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin-Watson 1 .808a .653 .644 .50955 1.881 ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 94.909 5 18.982 73.108 .000b Residual 50.371 194 .260 Total 145.280 199 Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients
t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error Beta Toleranc e VIF 1 (Constant) .766 .342 2.243 .026 F1-R i ro c m nh n -.206 .038 -.265 -5.376 .000 .733 1.364 F2-D s d ng c m nh n .273 .063 .244 4.311 .000 .560 1.786 F3-H u ích c m nh n .348 .065 .273 5.318 .000 .680 1.471 F4-Ki m soát hành vi c m nh n .234 .067 .189 3.464 .001 .598 1.671 F5-Chu n m c ch quan .150 .054 .133 2.800 .006 .789 1.268 Ngu n: Ph l c H
+ Nhìn vào b ng “Model Summary” ta th y R2 hi u ch nh là 0.644 nh h n R2 là 0.653, nên ta s dùng R2 hi u ch nh đ đánh giá đ phù h p c a mô hình s an toàn h n vì chúng không th i ph ng m c đ phù h p c a mô hình. Do đó, c n c vào R2 hi u ch nh 0.644 ta có th k t lu n r ng: 5 nhân t đ c l p đã gi i thích đ c 64.4% quy t đ nh s d ng d ch v NH T t i MHB (Hoàng Tr ng- Chu Nguy n M ng Ng c, 2008, trang 239)
+ B ng Anova cho th y thông s F có Sig. = 0 <0.05, nên v i ki m đ nh F ta bác b gi thuy t H0: cho r ng t t c các h s h i quy b ng 0 (ngo i tr h ng s ), đi u này kh ng đ nh mô hình h i quy tuy n tính b i c a ta phù h p v i t p d li u có th s d ng đ c, các bi n đ c l p không có quan h v i bi n ph thu c và mô hình h i quy tuy n tính này đ c xây d ng là phù h p v i t ng th đ tin c y 95%.
+ Giá tr Sig.F change nh h n 0.05, các bi n đ a vào mô hình đ u có ý ngh a v m t th ng kê v i m c ý ngh a 5%. V i gi đ nh nh v y các bi n đ c l p trong mô hình có quan h đ i v i bi n ph thu c (Y-quy t đ nh s d ng).
+ “SPSS dùng beta l n (B) ch tr ng s h i quy ch a chu n hóa và beta nh ( ) đ ch tr ng s h i quy đã chu n hóa. Vì mu n so các m c đ tác đ ng c a các y u t v i nhau nên tr ng s chu n hóa đ c s d ng” (Nguy n ình Th , 2011, trang504).
K t qu c a ph ng trình h i quy sau khi phân tích s nh sau:
Y= - 0.265F1+ 0.244F2 + 0.273F3 + 0.189F4 + 0.133F5 + i
c vi t l i là:
Quy t đ nh s d ng d ch v NH T = - 0.265 x r i ro c m nh n + 0.244 x d s d ng c m nh n + 0.273 x h u ích c m nh n + 0.189 x ki m soát hành vi c m nh n + 0.133 x chu n ch quan + i
D a vào ph ng trình h i quy ta th y: n u gi các y u t khác không đ i thì nhân t F3 “h u ích c m nh n” s tác đ ng vào Y nhi u nh t khi F3 thay đ i 1 đ n v ( 3 = 0.273), k đ n là F2 – “d s d ng c m nh n” v i 2 = 0.244, F4 – “ki m soát hành vi c m nh n” v i 4 = 0.189 và tác đ ng y u nh t là F5 “chu n ch quan” v i 5 = 0.133, F1 có h s h i quy âm nên s có tác đ ng theo h ng n u r i ro càng cao thì quy t đ nh s d ng càng gi m đi.
Ki m đ nh gi thuy t: K t qu ki m nghi m các bi n đ c l p F1, F2, F3, F4, F5 đ u có giá tr th ng kê t >1.96 và sig <0.05 cho th y m i quan h tác đ ng lên bi n ph thu c - quy t đ nh s d ng. Nh v y, các gi thuy t H1, H2, H3, H4, H5
đ c ch p nh n.
3.3.7 o l ng hi n t ng đa c ng tuy n
H s phóng đ i ph ng sai (Variance inflation factor-VIF) c a các bi n khá nh , cao nh t là 1.786 (VIF<2) mà theo Hoàng Tr ng và Chu Nguy n M ng Ng c (2008), h s VIF v t quá 10 đó là d u hi u c a đa c ng tuy n. Do đó, các bi n đ c l p này không có quan h ch t ch v i nhau nên không có hi n t ng đa c ng tuy n x y ra, nên m i quan h gi a các bi n đ c l p không nh h ng đáng k đ n k t qu gi i thích c a mô hình h i quy.
3.3.8 Ki m đ nh hi n t ng t t ng quan
K t qu h s Durbin Watson là 1.881. Theo tr ng phái Wilson Keating (1998) thì khi h s này thu c vùng t 1.5 đ n 2.5 thì ta k t lu n không x y ra hi n t ng t t ng quan gi a các bi n quan sát trong cùng 1 bi n nhân t .
3.4 Nh n xét v các nhân t tác đ ng đ n quy t đ nh s d ng d ch v ngân hàng đi n t t k t qu nghiên c u đi n t t k t qu nghiên c u
K t qu nghiên c u h i quy cho th y thang đo các y u t tác đ ng đ n quy t đ nh s d ng d ch v NH T g m 5 nhân t đó là s h u d ng, tính d s d ng, ki m soát hành vi c m nh n, chu n m c ch quan và r i ro c m nh n. Các nhân t này đ u quan tr ng trong vi c quy t đ nh s d ng d ch v NH T. Tuy nhiên, m c đ quan tr ng, t c t m nh h ng c a t ng nhân t đ c đánh giá khác nhau, c th là s h u ích đ c cho là nhân t quan tr ng nh t, trong khi chu n m c ch quan là nhân t ít quan tr ng. Nhân t r i ro c m nh n có tác đ ng ng c chi u đ n quy t đ nh s d ng c a khách hàng, theo đó khi r i ro c m nh n càng cao thì khách hàng có xu h ng quy t đ nh s d ng d ch v NH T c a Ngân hàng MHB càng th p.
K t qu ki m đ nh v s khác bi t trong quy t đ nh s d ng d ch v NH T c a khách hàng nh n th y có s khác bi t khá rõ gi a nh ng đ i t ng khách hàng có trình đ h c v n cao nh đ i h c, sau đ i h c so v i nhóm có trình đ h c v n th p d i c p 3, nh ng nhóm ng i l n tu i v i nh ng ng i tr tu i và nh ng nhóm khách hàng có thu nh p chênh l ch nhau.
3.4.1 S h u ích c m nh n
K t qu nghiên c u này phù h p v i nghiên c u c a (Davis et al., 1989). S h u ích c a d ch v NH T có nh h ng m nh nh t đ n quy t đ nh s d ng d ch v NH T c a khách hàng. i u này đ ng ngh a v i vi c khách hàng s s d ng d ch v NH T khi h nh n th c đ c s h u ích mà d ch v này mang l i. Ti t ki m th i gian, chi phí, s ch đ ng trong giao d ch, d dàng ki m soát thông tin tài chính cá nhân, không b gi i h n v không gian, th i gian, đ a lý… là nh ng y u t chính giúp khách hàng nh n ra s h u ích và thu n ti n c a d ch v NH T. H c ng đ ng ý r ng, b ng cách s d ng h th ng thanh toán đi n t , quá trình giao d ch thanh toán đ c nhanh h n và thu n ti n h n khi so sánh v i các ph ng th c thanh toán truy n th ng.
3.4.2 D s d ng c m nh n
Nhân t d s d ng c m nh n có nh h ng th hai trong 5 nhân t đ c đánh giá. i u này ng ý r ng: ch c n ng d s d ng có nh h ng đáng k đ n quy t đ nh s d ng d ch v NH T c a khách hàng, k t qu này c ng phù h p v i công trình nghiên c u c a (Davis et al., 1989). i v i m t h th ng thì khi khách hàng thao tác, s d ng m t cách d dàng thì h s c m th y h th ng thu n ti n. Khách hàng s không ng n ng i s d ng h th ng n u h c m th y không ph c t p và c m th y an tâm, tho i mái trong vi c s d ng. Bên c nh đó b n thân các ngân hàng c ng ý th c đ c môi tr ng c nh tranh ngày càng gay g t nên vi c phát tri n m t d ch v m i c n th t đ n gi n, d s d ng nh m h ng đ n khách hàng đ i chúng.
3.4.3 Ki m soát hành vi c m nh n
K t qu nghiên c u ch ra r ng ki m soát hành vi c m nh n có nh h ng đ n quy t đ nh s d ng d ch v NH T. Ngoài y u t n i t i c a h th ng nh thi t k giao di n thì thông tin h th ng và kh n ng c a ng i s d ng c ng góp ph n nh h ng đ n quy t đ nh s d ng d ch v NH T. Kh n ng c a ng i s d ng chính là nh ng trang thi t b c n có nh : th thanh toán, k n ng s d ng h th ng, x lý thông tin , và s am hi u v h th ng c ng là m t v n đ liên quan đ n ý đ nh và mong mu n s d ng c a h . Khám phá này giúp cho nhà qu n tr MHB nói
riêng và nhà cung c p d ch v , hàng hóa qua hình th c tr c tuy n nói chung không ch chú ý và t p trung vào vi c ti p th , qu ng bá hình nh c a doanh nghi p c ng nh duy trì m i quan h khách hàng mà c n ph i t p trung h n v v n đ thi t k Website, c p nh t thông tin k p th i, h ng d n s d ng khoa h c và rõ ràng t o c m giác g n g i và yên tâm cho ng i s d ng h th ng.
3.4.4 Chu n m c ch quan
Chu n m c ch quan có nh h ng ít quan tr ng nh t đ n quy t s d ng d ch v NH T, k t qu này phù h p v i công trình nghiên c u c a Mohammad O. Al-Smadi (2012) c ng đ c đánh giá là tiêu chí ít quan tr ng. Trong đi u ki n c a n n v n hóa mang truy n th ng gia đình và c ng đ ng cao nh Vi t Nam thì s nh h ng c a gia đình, ng i thân, b n bè, đ ng nghi p, ph ng ti n truy n thông…c ng có tác đ ng đ n quy t đ nh s d ng c a ng i tiêu dùng. Tuy nhiên có l các khách hàng ngày nay t tin đ a ra quy t đ nh c a mình h n là hoàn toàn d a vào s gi i thi u c a ng i khác b i h có nhi u ngu n thông tin tham kh o có giá tr d dàng đ c tìm th y khi công ngh thông tin ngày càng tr nên ph bi n.
3.4.5 R i ro c m nh n
Quá trình nghiên c u đ nh tính thì m t s đáp viên cho r ng r i ro là nguyên nhân khi n h lo l ng và cân nh c nên quy t đ nh s d ng ngân hàng đi n t hay không. R i ro c m nh n nh là rào c n đ i v i quy t đ nh s d ng d ch v NH T đi u này phù h p v i nghiên c u c a Featherman et al., (2006). K t qu nghiên c u c ng phù h p v i th c t là b i d ch v NH T nh h ng tr c ti p đ n tình hình tài chính c a khách hàng. Thêm m t lý do n a là khách hàng lo ng i b l nh ng thông tin cá nhân c ng nh thông tin v tài chính khi mà ngày nay t i ph m công ngh thông tin luôn t n t i kh p n i trên th gi i, n u thông tin b m t c p thì b t k ai c ng có th l m d ng thông tin này cho m c đích x u. N m 2011 có 5 v g n các thi t b đánh c p thông tin th đ rút ti n. S l ng th ATM nghi ng b đánh c p d li u là 470 th và t n th t vào kho ng 300 tri u đ ng. N m 2013, c quan công an đã phát hi n, đi u tra nhi u nhóm đ i t ng ng i n c ngoài (ch y u là công dân Trung Qu c) sang Vi t Nam móc n i v i các c a hàng kinh doanh vàng, đá quí,
nhà hàng, khách s n…đ làm gi th tín d ng c a ng i n c ngoài, thanh toán kh ng qua POS. Theo m t cu c kh o sát m i đây c a Hi p h i an toàn thông tin Vi t Nam (VNISA), ch s VNISA Index c a Vi t Nam n m 2013 là 37.5%. Dù đã có c i thi n so v i m c 26% trong n m 2012, song ch s này v n th p h n nhi u so v i Hàn Qu c (62%) và nhi u qu c gia khác. T t c t o nên s b t an c a khách hàng khi s d ng d ch v NH T. Do đó r i ro c m nh n s ti p t c là y u