CHƯƠNG 2. ĐÁNH GIÁ CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN QUYẾT ĐỊNH
2.2. Kết quả đánh giá các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định sử dụng dịch vụ Mobile
2.2.2.3. Phân tích tương quan và hồi quy
biến CP3 (giá trị Factor loading 0,794), CP1 (giá trị Factor loading 0,764), CP2 (giá trị Factor loading 0,739), CP4 (giá trị Factor loading 0,736) nên tác giả đặt tên nhân tố này là CP.
Bảng 2.10. Ma trận xoay nhân tốcủa biến phụthuộc Biến quan sát
Nhân tố 1
QĐ1 0,870
QĐ2 0,799
QĐ3 0,768
Phươngsai trích 66,135
(Nguồn: Kết quảxửlý và phân tích từdữliệu điều tra) Sau khi tiến hành phân tích nhân tốkhám phá EFA, sốbiến quan sát vẫnđược giữ lại là 23 biến và các biến đó đều có hệsốtải đạt chuẩn > 0,5.
Như vậy, ta thấy có 6 nhân tố được trích sau khi được phân tích nhân tố bằng phương pháp Principal Components với phép quay Varimax. Qua phân tích nhân tố cũng rút trích được 6 nhân tố có Eigenvalue >1, thấp nhất là 1,207. Tổng phương sai trích đạt 69,945% > 50%. Số lượng các nhân tố được trích này phù hợp với các thành phần ban đầu của thang đo, chứng tỏphân tích EFA cho việc nhóm các biến quan sát này lại với nhau là thích hợp. Và kết quả này được đưa vào phân tích hồi quy tuyến tính đa biến (nhân tố).
Bảng 2.11.Phân tích tương quan Pearson
QĐ HI SD XH TC CP RR
QĐ
Tương quan
Pearson 1 0,547 0,547 0,532 0,442 -0,189 0,049 Sig.
(2–tailed) 0,000 0,000 0,000 0,000 0,038 0,595
N 120 120 120 120 120 120 120
(Nguồn: Kết quảxửlý và phân tích từdữliệuđiều tra) Theo kết quả phân tíchở bảng trên ta thấy hệsố tương quan của giữa biến quyết định sử dụng và 5 biến độc lập“Nhận thức sựhữu ích”, “Nhận thức tính dễsử dụng”,
“Ảnh hưởng xã hội”, “Nhận thức vềsựtin cậy”, “Nhận thức vềchi phí tài chính” đều có giá trị Sig. < 0,05. Do đó,5 biến độc lập: Nhận thức sự hữu ích, Nhận thức tính dễ sử dụng, Ảnh hưởng xã hội, Nhận thức về sự tin cậy, Chi phí tài chính và biến phụ thuộc Quyết định sử dụng có tương quan với nhau với mức ý nghĩa 5%.Biến độc lập còn lại là Nhận thức về rủi ro có hệ số tương quan với biến phụ thuộc Quyết định sử dụng với giá trị Sig. > 0,05, nên ta sẽloại biến này.
Đánh giá sựphù hợp của mô hình
Bảng 2.12.Đánh giá độphù hợp của mô hình Mô
hình R R2 R2hiệu chỉnh Sai sốchuẩn của ước lượng
Durbin -Watson
1 0,714 0,509 0,483 0,48998 2,177
(Nguồn: Kết quảxửlý và phân tích từdữliệu điều tra) Dựa vào bảng có thể thấy hệ số xác định R2 là 0,509 và hệ số xác định R2 hiệu chỉnh là 0,483. Như vậy độphù hợp của mô hình là 50,9% hay nói cách khác là 48,3%
độ biến thiên của biến Quyết định sử dụng (QĐ) được giải thích bởi các biến độc lập trong mô hình nên mức độ phù hợp của mô hình là tương đối tốt. Tuy nhiên sự phù hợp này chỉ đúng với dữ liệu mẫu. Để kiểm định xem có thể suy diễn mô hình cho tổng thểthực hay không ta phải kiểm định độphù hợp của mô hình.
Kiểm định sựphù hợp của mô hình
Trường Đại học Kinh tế Huế
Bảng 2.13.Phân tích phương sai ANOVA ANOVA
Mô hình
Tổng bình
phương Df
Trung bình bình
phương F Sig.
Tương quan 28,145 6 4,691 19,539 0,000
Phần dư 27,129 113 0,240
Tổng 55,274 119
(Nguồn: Kết quảxửlý và phân tích từdữliệu điều tra) Trong bảng phân tích phương sai ANOVA, trịsốthống kê F được tính từgiá trị R2 có giá trị sig. rất nhỏ (sig. = 0,000 <0,05) cho thấy sự thích hợp của mô hình hồi quy tuyến tính với tập dữliệu phân tích.
Giả định tính độc lập của sai số
Đại lượng Durbin – Watson dùng để kiểm định tương quan của các sai số kề nhau. Giảthuyết kiểm định H0: Hệsố tương quan của tổng thểcủa các phần dư bằng 0
Dựa vào bảng có thể thấy giá trị Durbin – Watson là 2,177 nằm trong khoảng (1,6 ; 2,6) như vậy không có hiện tượng tự tương quan trong mô hình.
Giả định không có hiện tượng đa cộng tuyến
Bảng 2.14. Phân tích hệsốhồi quy
Mô hình
Hệ số chưa chuẩn hóa
Hệ số chuẩn hóa
Sig.
Thống kê đa cộng tuyến
B Sai số
chuẩn Beta Độ chấp
nhận VIF
1
Hằng số 1,165 0,408 0,005 0,661 1,513
HI 0,211 0,062 0,279 0,001 0,622 1,608
SD 0,247 0,085 0,243 0,004 0,650 1,539
XH 0,230 0,090 0,209 0,012 0,701 1,427
TC 0,130 0,062 0,166 0,038 0,991 1,009
CP -0,174 0,059 -0,196 0,004 0,996 1,004
RR 0,038 0,059 0,042 0,521 0,661 1,513
(Nguồn: Kết quảxửlý và phân tích từdữliệu điều tra)
Trường Đại học Kinh tế Huế
Giả định giữa các biến độc lập của mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình hồi quy tuyến tính. Hiện tượng này có thể phát hiện thông qua hệ số phóng đại VIF. Nếu VIF > 10 thì hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng. Qua bảng, các giá trị VIF đều nhỏ hơn2nên đạt yêu cầu. Như vậy, mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến.
Xây dựng mô hình hồi quy
Dựa vào bảng, giá trị Sig của 5 biến độc lập là Nhận thức sựhữu ích, Nhận thức tính dễ sử dụng, Ảnh hưởng xã hội, Nhận thức vềsựtin cậy, Nhận thức vềchi phí tài chính nhỏ hơn 0,05 có nghĩa là 5 biến này có ý nghĩa trong mô hình, biến còn lại là Nhận thức vềrủi ro có Sig > 0,05 nên biến này không có ý nghĩa trong mô hình.
Hệ số hồi quy trong mô hình dùng để kiểm định vai trò quan trọng của các biến độc lập tác động thế nào đến biến phụthuộc. Cụthể hơn, các hệ số trong mô hình cho biết mức độ ảnhhưởng của các biến.
Phương trình thểhiện mối liên hệgiữa các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định sử dụng dịch vụMobile Banking của khách hàng cá nhân tại Ngân hàngTMCP Quân đội chi nhánh tỉnh Thừa Thiên Huế như sau:
QĐ =0,279HI + 0,243SD + 0,209XH + 0,166TC–0,196CP Thông qua hệsốbeta chuẩn hóa trong Bảng 2.16 ta có nhận xét sau:
Nhận thức về sự hữu ích là nhân tố có ảnh hưởng lớn nhất đến quyết định sự dụng dịch vụ Mobile Banking của khách hàng cá nhân tại MB CN Huế. Khi khách hàng nhận thức sựhữu ích càng cao thì quyết định sửdụng Mobile Banking càng cao.
Từkết quả hồi quy ta có hệ sốhồi quy chuẩn hóa β = 0,279; sig. = 0,001 < 5%, nghĩa là khi tăng nhận thức hữu ích lên 1 đơn vị thì quyết định sử dụng Mobile Banking sẽ tăng thêm 0,279đơn vị.
Nhận thức tính dễ sử dụng là nhân tố có ảnh hưởng thứ hai đến quyết định sử dụng Mobile Banking của khách hàng cá nhân tại MB CN Huế. Quyết định sử dụng Mobile Banking càng nhiều khi khách hàng nhận thức vềtính dễsửdụng càng cao. Từ kết quảhồi quy ta có hệsố hồi quy chuẩn hóa β = 0,243; sig. = 0,004 < 5%, nghĩa là khi tăng nhận thức tính dễ sử dụng lên 1 đơn vị thì quyết định sử dụng Mobile Banking sẽ tăng thêm 0,243đơn vị.
Trường Đại học Kinh tế Huế
Ảnh hưởng xã hội là nhân tố có ảnh hưởng đến quyết định sử dụng Mobile Banking của khách hàng cá nhân tại MB CN Huế. Khi khách hàng được những người xung quanh khuyên và giới thiệu sử dụng dịch vụ Mobile Banking càng nhiều thì khách hàng quyết định sửdụng Mobile Banking càng cao. Từkết quảhồi quy ta có hệ sốhồi quy chuẩn hóaβ = 0,209; sig. = 0,012 < 5%, nghĩa là khi tăng ảnh hưởng xã hội lên 1 đơn vịthì quyếtđịnh sửdụng Mobile Banking sẽ tăng thêm 0,209đơn vị.
Nhận thức về sựtin cậy là nhân tốcó ảnh hưởng đến quyết định sửdụng Mobile Banking của khách hàng cá nhân tại MB CN Huế. Khi khách hàng nhận thức vềsựtin cậy của dịch vụ Mobile Banking càng cao thì khách hàng quyết định sửdụng Mobile Banking càng nhiều. Từkết quảhồi quy ta có hệsốhồi quy chuẩn hóaβ = 0,166; sig.
= 0,038 < 5%, nghĩa là khi tăng nhận thức vềsự tin cậylên 1 đơn vị thì quyết định sử dụng Mobile Banking sẽ tăng thêm 0,166đơn vị.
Nhận thức vềchi phí tài chính là nhân tố có ảnh hưởng đến quyết định sử dụng Mobile Banking của khách hàng cá nhân tại MB CN Huế. Khi khách hàng nhận thức vềchi phí tài chính Mobile Banking càng thấp thì khách hàng quyết định sửdụng dịch vụMobile Banking càng nhiều. Từkết quảhồi quy ta có hệsốhồi quy chuẩn hóaβ = -0,196; sig. = 0,004 < 5%, nghĩa là khi tăng nhận thức vềchi phí tài chính lên 1 đơn vị thì quyết định sửdụng Mobile Banking sẽgiảm 0,196đơn vị.
2.2.3. Đánh giá của khách hàng về các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định sử