CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN Ý ĐỊNH SỬ DỤNG VÍ ĐIỆN TỬ CỦA THẾ HỆ Z TẠI TP. HỒ CHÍ MINH
Nguyễn Thị Nhật Ý, Phan Thị Diễm Sương, Đặng Ng c Phương
Khoa Quản trị Kinh doanh, Trường Đại học Công nghệ TP. Hồ Chí Minh
GVHD: ThS. Hà Thị Thùy Trang
TÓM TẮT
Nghiên cứu ‚Các nhân tố ảnh hưởng đến ý định sử dụng Ví điện tử của thế hệ Z tại TP. Hồ Chí Minh‛
được thực hiện nhằm xác định những nhân tố có ảnh hưởng đến ý định sử dụng Ví điện tử của thế
hệ Z bằng phương pháp nghiên cứu định tính và định lượng. Kết quả nghiên cứu cho thấy có 6
nhân tố ảnh hưởng đến ý định sử dụng Ví điện tử của thế hệ Z, bao gồm: (1) Nhận thức dễ sử dụng,
(2) Nhận thức về sự hữu ích, (3) Nhận thức về sự bảo mật, (4) Ảnh hưởng xã hội, (5) Điều kiện thuận
lợi, (6) Niềm tin. Dựa trên kết quả nghiên cứu thu thập được, nhóm tác giả đề xuất những hàm ý đối
với các doanh nghiệp cung ứng dịch vụ Ví điện tử nhằm cải thiện và phát huy những nhân tố có tác
động tích cực nhằm thúc đẩy ý định sử dụng của người tiêu dùng.
Từ khóa: Nhận thức dễ sử dụng, Niềm tin, Thế hệ Z, Ví điện tử, Ý định sử dụng.
1 ĐẶT VẤN ĐỀ
Sự phát triển nhanh chóng của thương mại điện tử hiện nay đã đặt ra một nhu cầu mới của người
tiêu dùng về sự tiện lợi khi thực hiện thanh toán. Và Ví điện tử đã dần trở thành một hình thức thanh
toán mới, an toàn, tiện lợi, phù hợp với điều kiện công nghệ và nhu cầu của người tiêu dùng. Chính
các ưu điểm trên đã mang lại sự hài lòng cho khách hàng khi thực hiện thanh toán, thu hút họ sử
dụng sản phẩm của doanh nghiệp cung cấp dịch vụ Ví điện tử, điều này giúp các doanh nghiệp gia tăng sự cạnh tranh của mình trên thị trường [11]. Sớm nhận thức sự xuất hiện và phát triển Ví điện
tử chính là xu thế tất yếu đối với ngành thương mại điện tử nói riêng cũng như kinh tế của một quốc
gia nói chung. Chính vì thế nên nhiều quốc gia hiện nay trên thế giới đang dần sử dụng Ví điện tử
như một hình thức thanh toán mới thay thế cho tiền mặt, hướng đến mục tiêu một đất nước không
tiền mặt nhằm tăng khả năng cạnh tranh phát triển về kinh tế. Từ đó, nhiều nghiên cứu ra đời với
mục tiêu tìm ra những nhân tố có thể thúc đẩy và phát triển ý định sử dụng Ví điện tử của người tiêu
dùng thuộc thế hệ Z.
2 TỔNG QUAN LÝ THUYẾT
Ví điện tử: Năm 1996, Ví điện tử lần đầu tiên ra đời với tên là ‚ví kỹ thuật số‛ do Sam Pitroda -
người sáng lập Digital Wallet, sáng chế và giới thiệu tại Hoa Kỳ. Sau khi ra đời, Ví điện tử đã phát
triển về cả chức năng lẫn mạng lưới hoạt động và trở thành đối tượng nghiên cứu của nhiều nhà
nghiên cứu. Theo GSMA (2012) thì Ví điện tử là một ứng dụng phần mềm trong thiết bị di động có
1846
vai trò tương tự như ví truyền thống có thể giữ thẻ thanh toán, biên lai, chứng từ, vé, thẻ khách hàng thân thiết và các mục tương tự [7].
Thế hệ Z: Thế hệ Z là những người sinh sau năm 1995, năm mà việc thương mại hóa internet bắt đầu [6]. Được tiếp xúc công nghệ kỹ thuật số kể từ khi họ được sinh ra, thế hệ Z đã phát triển các đặc
điểm khác biệt so với thế hệ trước họ là thế hệ Millennials (những người được sinh ra trong khoảng
thời gian 1977-1994) là ngay từ nhỏ không phải được giáo dục quá nhiều về công nghệ nhưng thói quen của thế hệ này bị ảnh hưởng mạnh mẽ bởi chúng [15].
Ý định sử dụng: Theo Ajzen và cộng sự (1991) thì ý định là những yếu tố ảnh hưởng đến hành vi, nó chỉ ra mức độ mà một người sẵn sàng thử, mức độ nỗ lực thực hiện để hoàn thành hành vi [2].
Theo đó, chúng ta có thể hiểu rằng ý định sử dụng Ví điện tử là sự sẵn sàng thực hiện việc tìm hiểu,
nghiên cứu về Ví điện tử để đi đến quyết định sử dụng.
Nhận thức dễ sử dụng: Nhận thức dễ sử dụng được định nghĩa là mức độ mà một người tin rằng việc sử dụng một hệ thống cụ thể là không có nỗ lực [4]. Trong những nghiên cứu trước đây của
Hanudin Amin (2009) và Jay Trivedi (2016) cũng cho thấy được nếu nhận thức dễ sử dụng càng cao sẽ ảnh hưởng đến ý định sử dụng Ví điện tử càng cao [9,10].
Nhận thức về sự bảo mật: Theo Taheam và cộng sự (2016) thì bảo mật là một thành phần có ý nghĩa tích cực ảnh hưởng đến việc sử dụng Ví điện tử [13]. Nói cách khác, khi hệ thống Ví điện tử an
toàn và bảo mật hơn, nó sẽ thúc đẩy nhiều người sử dụng Ví điện tử hơn.
Ảnh hưởng xã hội: Ảnh hưởng xã hội được hiểu là nhận thức của một người về áp lực xã hội để tham gia hoặc không tham gia vào một hành vi nghiêm trọng [3]. Đối với một cá nhân, ý kiến của
những người quan trọng bao gồm gia đ nh, bạn bè và các nhóm tham khảo sẽ có ảnh hưởng một
cách nhất định đến sự cân nhắc sử dụng một sản phẩm mới. Điều đó cũng có ý nghĩa rằng ý định
sử dụng Ví điện tử của một người sẽ tăng lên nếu những người thân thiết xung quanh họ khuyến khích họ theo đuổi và sử dụng nó. [13]
Nhận thức về sự hữu ích: Nhận thức về sự hữu ích là mức độ mà người tiêu dùng tin rằng sử dụng một hệ thống sẽ giúp họ thực hiện công việc hoặc nhiệm vụ tốt hơn [5]. Đối với lĩnh vực dịch vụ,
thanh toán bằng Ví điện tử, người tiêu dùng có ý định sử dụng nó cao hơn vì nó có lợi thế tương đối hơn so với các phương thức khác như tiền mặt và thanh toán thẻ [11].
Điều kiện thuận lợi: Điều kiện thuận lợi được hiểu là sự hỗ trợ từ các nguồn lực sẵn có (thiết bị, công nghệ, kiến thức,… cho việc sử dụng Ví điện tử [1]. Các điều kiện thuận lợi đề cập đến các cơ sở
hạ tầng và kỹ thuật dùng để hỗ trợ việc sử dụng một sản phẩm cụ thể nào đó một cách thuận lợi hơn [14].
Niềm tin: Niềm tin có thể được định nghĩa là kỳ vọng tích cực của người tiêu dùng đối với nhà cung cấp dịch vụ [12]. Sự chấp nhận của người tiêu dùng đối với thanh toán điện tử phụ thuộc vào niềm tin của họ về việc các mối quan tâm của họ sẽ được giải quyết [8]. Một tổ chức cung cấp dịch
vụ Ví điện tử tạo được niềm tin cho người dùng sẽ giúp cho người tiêu dùng có ý định sử dụng Ví
điện tử cao hơn.
1847
Nguồn: Nhóm tác giả đề xuất.
3 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Nghiên cứu này sử dụng phương pháp định tính và định lượng. Đối với nghiên cứu định tính, dựa
vào các nghiên cứu trước đây, nhóm tác giả tiến hành xây dựng thang đo, sau đó kết hợp ý kiến
của các chuyên gia để điều chỉnh lại thang đo và hoàn chỉnh bảng câu hỏi cho nghiên cứu chính
thức. Đối với nghiên cứu định lượng, nhóm tác giả sử dụng phương pháp lấy mẫu thuận tiện với
kích thước mẫu là 327 và tiến hành khảo sát những người thuộc thế hệ Z trên địa bàn Thành phố
Hồ Chí Minh thông qua khảo sát trực tuyến. Các thang đo trong mô hình lần lượt được đánh giá độ
tin cậy thang đo, phân tích nhân tố khám phá và để kiểm định mô hình, nghiên cứu này sử dụng
hồi quy hồi quy tuyến tính bội. Việc phân tích dữ liệu được thực hiện bằng phần mềm SPSS 20.0.
4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1 Kết quả đánh giá độ tin cậy của thang đo
Nhân tố Ý định sử dụng có hệ số Cronbach's Alpha đạt 0,852, Nhận thức về sự hữu ích đạt 0,818,
Nhận thức dễ sử dụng đạt 0,832, Nhận thức về sự bảo mật đạt 0,887, Điều kiện thuận lợi đạt 0,804,
Ảnh hưởng xã hội đạt 0,879, Niềm tin đạt 0,809, và tất cả các biến quan sát có hệ số tương quan
biến ” tổng lớn hơn tiêu chuẩn cho phép là 0,3. Vậy tất cả 6 nhân tố đều đủ điều kiện để thực hiện
phân tích nhân tố khám phá. Khi xem xét tương quan trong tổng thể của từng biến quan sát có 28
biến có thể tiến hành trong phân tích nhân tố khám phá.
4.2 Kết quả sau phân tích khám phá (EFA)
4.2.1 Phân tích nhân tố khám phá các yếu tố ảnh hưởng đến Ý định sử dụng
Ở lần chạy EFA đầu tiên, kết quả kiểm định Barlett cho thấy giữa các biến trong tổng thể có mối
tương quan với nhau (sig=0,000 < 0,05). Đồng thời, hệ số KMO (lần 1) = 0,921 > 0,5 chứng tỏ phân
tích nhân tố để nhóm các biến lại với nhau là thích hợp và dữ liệu phù hợp với việc phân tích nhân
tố. Tổng phương sai trích cho thấy, 6 nhân tố đều có giá trị Eigenvalue >1, tổng phương sai trích là
64,739 > 50% là đạt yêu cầu. Với phương pháp rút trích Principal Components Analysis và phép
quay Varimax, có 6 nhân tố được rút trích ra và 6 nhân tố này giải thích được 64,739% sự thay đổi
của biến phụ thuộc trong tổng thể. Qua ma trận xoay cho thấy thang đo được chấp nhận và phân
thành 6 nhóm. Tất cả các biến của các thành phần thang đo đều có trọng số (Factor loading) lớn
hơn 0,50. Riêng biến HI4 có hiệu số < 0,3 nên biến HI4 sẽ bị loại ở lần phân tích thứ nhất.
1848
Nhóm tác giả tiến hành chạy lại EFA sau khi loại biến HI4 ra khỏi ô Variable, tiến hành kiểm định lại
các điều kiện tương tự như trên. Lần phân tích tiếp theo này các điều kiện là trọng số (Factor
loading) ≥ 0,50 và hiệu số > 0,3 đều đạt. Kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA) lần cuối (lần thứ 2), như sau:
Bảng 1: KMO and Bartlett’s Test (lần cuối)
Chỉ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) ,918
Kiểm định Barlett Giá trị Chi-Square 4,362,757
Bậc tự do 351
Sig. 0,000
Bảng 2: Kiểm định EFA ” EIGENVALUES (lần cuối)
Hệ số Eigenvalues hởi tạo Chỉ số sau hi tr ch
Nhân tố Tổng Tổng Phương sai trích (%) Phương sai trích (%) Tổng phương sai trích (%) Tổng phương sai trích (%)
9,405 1 34,832 34,832 9,405 34,832 34,832
2,267 2 8,395 43,228 2,267 8,395 43,228
1,746 3 6,467 49,694 1,746 6,467 49,694
1,592 4 5,897 55,591 1,592 5,897 55,591
1,427 5 5,284 60,874 1,427 5,284 60,874
1,226 6 4,541 65,416 1,226 4,541 65,416
Bảng 3: Ma trận xoay (lần cuối)
Nhân tố
4 5 6 1 2 3
,814 AHXH3 ,200 ,128
,782 AHXH4 ,173 ,248 ,165
,754 AHXH2 ,111 ,185 ,171 ,105 ,143
,739 AHXH1 ,153 ,156 ,110 ,150
,730 AHXH5 ,143 ,112 ,314
,800 ,182 BM2 ,108 ,133 ,111
,764 BM5 ,189 ,109 ,152 ,237
,757 ,148 BM1 ,222 ,219 ,134
,737 ,264 BM3 ,154 ,158 ,119 ,113
,731 ,156 BM4 ,269 ,190
,747 0.126 DKTL3 ,157 ,107
,730 DKTL4 ,123 ,168 ,113 ,207
,693 ,135 DKTL1 ,149 ,189 ,221
,642 ,126 DKTL5 ,115 ,174 ,204
,596 ,141 DKTL2 ,172 ,180 ,109 ,176
1849
Nhân tố
1 2 3 4 5 6
,818 HI1 ,170 ,101
,804 HI2 ,119 ,167 ,105
,705 HI5 ,114 ,215 ,102 ,109
,685 HI3 ,109 ,109
,770 DSD1 ,161 ,209 ,100 ,120
,762 DSD2 ,190 ,172 ,151 ,260
,717 DSD4 ,161 ,109 ,190 ,263 ,186
,677 DSD3 ,186 ,186 ,233 ,106
,750 NT2 ,222 ,171 ,126 ,104 ,240
,712 NT3 ,163 ,219 ,140 ,230
,681 NT4 ,178 ,128 ,224 ,121
,652 NT1 ,207 ,256 ,156 ,171 ,138
4.2.2 Phân tích nhân tố khám phá Ý định sử dụng:
Thang đo Ý định sử dụng gồm 4 biến quan sát, sau khi đạt độ tin cậy bằng phân tích hệ số
Cronbach’s Alpha được đưa vào phân tích nhân tố khám phá.
Bảng 4: KMO and Bartlett’s Test của Ý định sử dụng (lần 1)
Chỉ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) 0,809
Kiểm định Barlett Giá trị Chi-Square 564,036
Bậc tự do 6
Sig. 0,000
Kết quả kiểm định Barlett cho thấy giữa các biến trong tổng thể có mối tương quan với nhau (Sig =
0,000 < 0,05). Đồng thời, hệ số KMO = 0,809 > 0,5 chứng tỏ phân tích nhân tố để nhóm các biến lại
với nhau là thích hợp và dữ liệu phù hợp cho việc phân tích nhân tố.
Bảng 5: Tổng phương sai trích của Ý định sử dụng (lần 1)
Hệ số Eigenvalue hởi tạo Chỉ số sau hi tr ch
Nhân tố Tổng Tổng Phương sai trích (%) Tổng phương sai trích (%) Phương sai trích (%) Tổng phương sai trích (%)
2,784 69,588 2,784 69,588 69,588 69,588 1
,520 12,990 82,578 2
,365 9,115 91,693 3
,332 8,307 100,000 4
Kết quả phân tích cho thấy giá trị Eigenvalues > 1, tổng phương sai trích là 69,588% > 50% là đạt
yêu cầu. Hệ số tải nhân tố của các biến quan sát đều lớn hơn bằng 0,5. Vậy thang đo này chấp
nhận được. Nhân tố Ý định sử dụng gồm 4 biến quan sát là Y1, Y2, Y3, Y4.
1850
4.2.3 Phân tích hồi quy tuyến tính bội:
Bảng 6: Kết quả phân tích hồi quy bội
Thống đa cộng tuyến Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa Hệ số hồi quy đã chuẩn hóa Mô hình T Sig.
B Beta Tolerance VIF Std. Error
Hằng số ,356 ,201 1,767 ,078
XAHOI ,160 ,036 ,026 4,465 ,000 ,650 1,539
BAOMAT ,135 ,041 ,158 3,314 ,001 ,605 1,652
1 THUANLOI ,150 ,048 ,151 3,124 ,002 ,590 1,694
HUUICH ,110 ,042 ,110 2,592 ,010 ,764 1,309
DESUDUNG ,162 ,044 ,176 3,686 ,000 ,609 1,643
NIEMTIN ,204 ,049 ,208 4,153 ,000 ,548 1,824
Các giá trị Sig. tương ứng với các biến HUUICH, DESUDUNG, BAOMAT, THUANLOI, XAHOI, NIEMTIN
đều nhỏ hơn 0,05 nên các biến này có ý nghĩa trong mô hình. Cả 6 nhân tố: Nhận thực về sự hữu
ích, Nhận thức dễ sử dụng, Nhận thức về sự bảo mật, Điều kiện thuận lợi, Ảnh hưởng xã hội, Niềm
tin đều có ảnh hưởng cùng chiều đến ý định sử dụng Ví điện tử của thế hệ gen Z tại TP. Hồ Chí
Minh. Trong đó, nhân tố Niềm tin có mức ảnh hưởng cao nhất (β = 0.208), yếu tố Ảnh hưởng xã hội giữ vị trí thứ 2 (β =0,206), yếu tố Nhận thức dễ sử dụng xếp vị trí thứ 3 (β = 0,176), yếu tố Nhận thức về sự bảo mật xếp vị trí thứ 4 (β = 0.158), yếu tố Điều kiện thuận lợi xếp vị trí thứ 5 (β = 0.151). Cuối cùng, yếu tố Nhận thức sự hữu ích có kết quả là β = 0.110.
Bảng 7: Kiểm định độ phù hợp của mô hình
Mô hình Hệ số R Hệ số Durbin- Watson Hệ số R b nh phương hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng Hệ số R bình phương
1 ,747a ,549 ,40122 1,889 ,558
