Phân tích hồi quy

Sau khi tiến hành phân tích nhân tố khám phá, nhóm các biến quan sát theo từng các nhân tố và phân tích tương quan, tôi tiếp tục tiến hành phân tích hồi quy.

Phân tích hồi quy là một phân tích thống kê để xác định xem xét các biến độc lập quy định các biến phụ thuộc như thế nào. Mô hình phân tích hồi quy sẽ mô tả hình thức của mối liên hệ và qua đó dự đoán được giá trị của biến phụ thuộc khi biết trước giá trị của biến độc lập.

2.2.3.2.1 Xây dựng mô hình hồi quy

Phương trình hồi quy chuẩn hóa Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế dựa vào các nhân tố có dạng như sau:

YDSD = α + β₁*TC + β₂*CCQ + β₃*HI + β₄*KSHV + β₅*CP Trong đó:

YDSD: Biến phụ thuộc Ý định sử dụng TC: Biến độc lậpĐộ tin cậy

Trường Đại học Kinh tế Huế

CCQ: Biến độc lậpChuẩn chủ quan HI: Biến độc lập Nhận thức hữu ích

KSHV: Biến độc lập Nhận thức kiểm soát hành vi CP: Biến độc lập Chi phí liên quan

α là hằng số, β_klà hệ số hồi quy riêng phần Các giả thuyết:

H₀: Các yếu tố chính không có tác động cùng chiều (+) với Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank

H₁: Độ tin cậy có tác động cùng chiều (+) với Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank

H₂: Chuẩn chủ quan có tác động cùng chiều (+) với Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank

H₃: Nhận thức hữu ích có tác động cùng chiều (+) với Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank

H₄: Nhận thức kiểm soát hành vi có tác động cùng chiều (+) với Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank

H₅: Chi phí liên quan có tác động ngược chiều (-)với Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank

Áp dụng phân tích hồi quy vào mô hình, tiến hàng phân tích hồi quy đa biến với 5 yếu tổ đã được kiểm định tương quan với biến phụ thuộc. Phương pháp phân tích được chọn là phương pháp đưa một lượt Enter. Ta có kết quả phân tích hồi quy như sau:

Kiểm định sự phù hợp của mô hình chỉ cho kết luận trên mẫu nghiên cứu mà chưa thể cho phép ta suy rộng ra tổng thể nghiên cứu. Để có thể suy diễn mô hình của mẫu điều tra thành mô hình của tổng thể, ta phải kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy tổng thể với giả thiết đặt ra:

H₀: Hệ số xác định R² = 0 (Các nhóm nhân tố không ảnh hưởng đến quyết định mua của khách hàng)

H₁: Hệ số xác định R² ≠ 0 (Có ít nhất một nhóm nhân tố ảnh hưởng đến quyết định mua của khách hàng)

Trường Đại học Kinh tế Huế

Bảng 2.13 Kiểm định ANOVA về sự phù hợp của mô hình

Model

Tổng bình

phương df

Trung bình

bình phương F Sig.

1 Hồi quy 50.253 5 10.051 41.695 0.000^b

Số dư 27.480 114 .241

Tổng 77.732 119

a. Biến phụ thuộc: YDSD

b. Biến độc lập: (Hằng số), TC, CCQ, HI, KSHV, CP

(Nguồn: Xử lí số liệu SPSS) Sig. của F bé hơn 0.05 với mức ý nghĩa 5% nên ta bác bỏ giả thuyết H₀ và hệ số xác định của tổng thể R²≠ 0, tức là mô hình hồi quy này sau khi suy rộng ra cho tổng thể thì mức độ phù hợp của nó đã được kiểm chứng. Hay có thể nói có ít nhất một biến độc lập có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc mà ta đưa vào trong mô hình.

2.2.3.2.2. Phân tích hồi quy

Bảng 2.14 Kết quả phân tích hồi quy

Mô hình

Hệ số chưa chuẩn hóa

Hệ số chuẩn

hóa t

Mức ý nghĩa (Sig.)

Mức độ chấp

nhận VIF

B Sai số chuẩn

Beta

Hằng số -1.607 0.352 -4.565 0.000

TC 0.621 0.092 0.458 6.726 0.000 0.667 1.498

CCQ 0.182 0.067 0.175 2.743 0.007 0.764 1.310

HI 0.235 0.093 0.177 2.517 0.013 0.630 1.588

KSHV 0.191 0.076 0.155 2.523 0.013 0.825 1.212

CP 0.225 0.087 0.184 2.588 0.011 0.611 1.636

R² hiệu chỉnh 0.631

R² 0.646

(Nguồn: Xử lí số liệu SPSS)

Trường Đại học Kinh tế Huế

Dựa vào bảng 2.14 Kết quả phân tích hồi quy cho thấy, các nhân tố TC, CCQ, HI, KSHV, CP có mức ý nghĩa Sig. < 0.05 tức là chấp nhận các giả thiết H_1, H₂, H_3,H_4, H₅. Các nhân tố này có sự tương quan đối với ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank.

Tham số R²hiệu chỉnh (Adjusted R Square) cho biết mức độ sự biến thiên của biến phụ thuộc được giải thích của biến độc lập. Giá trị R² hiệu chỉnh phản ảnh chính xác hơn sự phù hợp của mô hình đối với tổng thể vì nó không phụ thuộc vào độ lệch phóng đại của R² (Hoàng Trọng & Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Ta có R² hiệu chỉnh bằng 0.631 có nghĩa là các biến độc lập thuộc 5 nhân tố ảnh hưởng tới 63.1% sự thay đối của biến phụ thuộc “Ý định sử dụng” và 36.9% còn lại là do sự ảnh hưởng của các biến ngoài mô hình chưa tìm được và do sai số ngẫu nhiên.

Theo kết quả phân tích hồi quy bằng phương pháp Enter cho thấy các hệ số phóng đại phương sai VIF của mỗi biến lớn hơn 1,00 và nhỏ hơn 10 vậy nên hiện tượng đa cộng tuyến không có ảnh hưởng đến kết quả giải thích mô hình. Quy tắc là khi VIF vượt quá 10 thì đó là dấu hiệu của đa cộng tuyến (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008, tập 1, trang 252). Trong một số tài liệu khác đưa ra điều kiện VIF < 4 là thỏa mãn điều kiện. Nhìn vào kết quả hồi quy cho thấy giá trị VIF của các biến độc lập đều bé hơn 2 nên có thể kết luận hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập không xảy ra.

Trường Đại học Kinh tế Huế

Từ kết quả những phân tích trên, ta có được phương trình mô tả sự biến động của nhân tố ảnh hưởng đến Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank, tác giả sẽ giữ nguyên 5 nhân tố và đưa vào mô hình dựa vào hệ số Beta chuẩn hóa, hàm hồi quy có dạng như sau:

YDSD = 0.458 *TC + 0.175*CCQ + 0.177*HI + 0.155*KSHV + 0.184*CP Hệ số Beta chuẩn hóa phản ánh được thứ tự mức độ tác động của biến độc lập tới biến phụ thuộc bởi vì đơn vị của biến đã đồng nhất, trong khi đó hệ số B chưa chuẩn hóa không thể hiện được. Nhờ đó phương trình hồi quy chuẩn hóa và hệ số Beta, có thể biết được mức độ ảnh hưởng của từng nhân tố đến Ý định sử dụng.

Với mô hình hồi quy chuẩn hóa ta có các hệ số Beta chuẩn hóa đều mang dấu dương nên chứng tỏ các biến độc lập “Độ tin cậy”, “Chuẩn chủ quan”, “Nhận thức hữu ích”, “Kiểm soát hành vi” có quan hệ cùng chiều với “Ý định sử dụng” nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu một biến trong 4 biến độc lập tăng thì “Ý định sử dụng” tăng và ngược lại. Biến “Chi phí” có tác động ngược chiều với “Ý định sử dụng”, nghĩa là khi biến “Chi phí” tăng thì “ Ý định sử dụng” giảm và ngược lại.

Giả thuyết H₁: Độ tin cậy có tác động cùng chiều với Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank.

Theo bảng 2.14, ta có B₁ = 0.621 có nghĩa là trong điều kiện các nhân tố khác không đổi , khi “Độ tin cậy” tăng lên 1 đơn vị thì “Ý định sử dụng” sẽ tăng lên 0.621 đơn vị, giá trị Sig. trong kiểm định = 0.00 (< 0.05) nên chấp nhận giả thuyết H_1. Như vậy, độ tin cậy đối với hành vi càng cao thì Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế càng cao ở mức ý nghĩa 5%.

Giả thuyết H₂: Chuẩn chủ quan có tác động cùng chiều với Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank

Theo bảng 2.14, ta có B₂= 0.182, ta có: Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi “Chuẩn chủ quan” tăng 1 đơn vị thì “Ý định sử dụng” của khách hàng sẽ tăng 0.182 đơn vị. Trong kiểm định, giá trị Sig = 0.007 (<0.05) nên ta chấp nhận giả thuyết H_2. Như vậy, với mức ý nghĩa 5% ta khẳng định rằng Chuẩn chủ quan có tác động cùng chiều với Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank. Chuẩn chủ quan càng cao thì Ý định sử dụng thẻ tín dụng càng cao.

Giả thuyết H₃: Nhận thức hữu ích có tác động cùng chiều với Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank

Trường Đại học Kinh tế Huế

Theo bảng 2.14, ta có B₃= 0.235, trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi

“Nhận thức hữu ích” đối với sản phẩm, dịch vụ tăng lên 1 đơn vị thì “Ý định sử dụng” sẽ tăng lên 0.235 đơn vị. Bên cạnh đó, giá trị Sig. trong kiểm định = 0.013 (<0.05) nên giả thuyết H₃được chấp nhận. Với mức ý nghĩa 5%, khi nhận thức hữu ích về thẻ tín dụng quốc tế càng tăng thì Ý định sử dụng sẽ càng tăng.

Giả thuyết H₄: Nhận thức kiểm soát hành vi có tác động cùng chiều với Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank

Từ kết quả phân tích hồi quy, ta có B₄= 0.191 cho thấy, trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi “Nhận thức kiểm soát hành vi” tăng lên 1 đơn vị thì “Ý định sử dụng”

tăng lên 0.191 đơn vị. Bên cạnh đó, giá trị Sig. = 0.013 (<0.05) nên giả thuyết H₄được chấp nhận. Nhận thức kiểm soát hành vi càng sử dụng thẻ tín dụng quốc tế càng cao thì Ý định sử dụng sẽ càng tăng.

Giả thuyết H₅: Chi phí liên quan có tác động ngược chiềuvới Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank

Từ kết quả phân tích hồi quy, ta có B₅= 0.225, cho thấy trong điều kiện nhân tố khác không đổi, khi “Chi phí” tăng lên 1 đơn vị thì “Ý định sử dụng” của khách hàng giảm một lượng tương ứng là 0.225. Trong khiểm định, giá trị Sig. = 0.011 (<0.05) nên giả thuyết H₅ được chấp nhận. Với mức ý nghĩa 5% thì khi chi phí liên quan đến việc sử dụng thẻ tín dụng quốc tế càng cao thì Ý định sử dụng Thẻ tín dụng quốc tế càng thấp.

 Mức độ ảnh hưởng các nhân tố.

Dựa vào mô hình hồi quy các yếu tố ảnh hưởng đến Ý định sử dụng, ta có thể nhận thấy trong tất cả 5 yếu tố , yếu tố TC (Độ tin cậy) có tác động mạnh nhất đến Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng cá nhân tại MBbank với hệ số β₁ = 0.458. Điều này cho thấy niềm tin của khách hàng đối với Ngân hàng cũng như các sản phẩm, dịch vụ của Ngân hàng có tác động rất lớn đến Ý định sử dụng thẻ TDQT của khách hàng.

Đây là nhân tố đầu tiên khách hàng quan tâm khi đưa ra quyết định sử dụng thẻ TDQT MBbank.

Tiếp theo là yếu tố CP (Chi phí liên quan) với hệ số β₅ = 0,184, khách hàng rất quan tâm đến những chi phí mà họ phải trả khi sử dụng thẻ TDQT. Nếu những chi phí

Trường Đại học Kinh tế Huế

Theo kết quả khảo sát, nhiều khách hàng cho rằng chi phí sử dụng thẻ TDQT cao hơn các loại thẻ khác và việc trả chậm số nợ thẻ thì lãi suất được tính cao.

Tiếp theo là HI (Nhận thức hữu ích) với hệ số β₃ = 0.177. Theo kết quả điều tra, đây là nhân tố ảnh hưởng lớn đến Ý định sử dụng thẻ TDQT của khách hàng. Bởi một sản phẩm mà khách hàng không nhận thấy nó mang lại lợi ích thì khách hàng sẽ không bao giờ chi trả để sử dụng sản phẩm đó. Khách hàng nhận thức sự hữu ích của sản phẩm càng nhiều thì họ sẽ có Ý định sử dụng càng cao.

CCQ (Chuẩn chủ quan) là nhân tố có tác động lớn đến Ý định sử dụng thẻ TDQT với hệ số β₂ = 0.175. Khách hàng thường tham khảo ý kiến của nhiều nhóm tham khảo như: bạn bè, người thân trong gia đình, đồng nghiệp trước khi ra quyết định sửu dụng thẻ TDQT hay không. Tại thị trường Huế, thẻ TDQT chưa thực sự phổ biến ở đây vì vậy khách hàng thường tham khảo ý kiến từ nhiều nguồn. Khách hàng cũng nhìn vào khả năng tài chính của bản thân trước khi ra quyết định.

Tiếp đến là nhân tố KSHV (Kiểm soát hành vi) β₄ = 0.155, đây là nhân tố có tác động cuối cùng đến Ý định sử dụng thẻ, tuy nhiên để sử dụng thẻ TDQT, khách hàng phải có khả năng sử dụng nó, phải xem khả năng quản lí chi tiêu của bản thân và khả năng chi trả của mình. Vì vậy, “ Nhận thức kiểm soát hành vi” là một nhân tố rất quan trọng có ảnh hưởng đến “Ý định sử dụng thẻ TDQT” của khách hàng.

Kết quả phân tích cho thấy 5 yếu tố trong mô hình hồi quy có ảnh hưởng đến 63.1% Ý định sử dụng thẻ tín dụng quốc tế của khách hàng, còn lại 36.9% là do sự ảnh hưởng của các biến ngoài mô hình chưa tìm được do sai số ngẫu nhiên.

2.2.4. Đánh giá của khách hàng về các nhân tố ảnh hưởng đến Ý định sử dụng thẻ

Trong tài liệu PHÂN TÍCH CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN Ý ĐỊNH SỬ DỤNG THẺ TÍN DỤNG QUỐC TẾ CỦA KHÁCH HÀNG CÁ NHÂN TẠI NGÂN HÀNG TMCP QUÂN ĐỘI MBBANK - CHI NHÁNH HUẾ (Trang 79-85)