Chất lượng dịch vụ khuyến mại, sự thoả mãn và lòng trung thành của người sử dụng ví điện tử tại thành phố hồ chí minh

Chất lượng dịch vụ khuyến mại, thoả mãn lịng trung thành người sử dụng ví điện tử thành phố Hồ Chí Minh Tạ Văn Thành Trường Đại học Tài chính- Marketing Tiếp theo kỳ trước Kết thảo luận 7,2%, Bất động sản chiếm 6,7%, Kinh doanh tự chiếm 4,1% ngành nghề khác chiếm 4,4% Xét mặt thu nhập, 36,3% người chưa có thu nhập, 41,2% người có thu nhập triệu/tháng, 20,8% người có thu nhập từ 5- 10 triệu/tháng 1,7% người có thu nhập 10 triệu/tháng 4.1 Đặc điểm mẫu Nghiên cứu định lượng thực với kích thước mẫu nghiên cứu 300 (đáp ứng điều kiện tuổi từ 18 đến 35 sinh sống TP Hồ Chí Minh), tỉ lệ nữ chiếm 59,2%, nam chiếm 40,8% Về nghề nghiệp, mẫu phân bổ rộng với nhiều ngành nghề khác nhau, chủ yếu học sinh, sinh viên chiếm 44,3%, Du lịch khách sạn chiếm 12,7%, Nhân viên văn phịng chiếm 10,8%, Cơng nghệ thơng tin- Viễn thơng chiếm 9,8%, Tài chính- Ngân hàng chiếm 4.2 Đánh giá thang đo Sử dụng phương pháp phân tích hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha để đánh giá độ tin cậy thang đo độ phù hợp biến quan sát thông qua hệ số Cronbach’s Alpha Bảng Kết phân tích độ tin cậy thang đo phân tích nhân tố Số biến quan sát Cronbach’s Alpha Hệ số tải nhân tố (thấp nhất- cao nhất) Sự thuận tiện CTKM- TT 0,795 0,522 – 0,697 Hình thức thể CTKM- HT 0,776 0,530 – 0,650 Niềm tin vào CTKM- NT 0,701 0,448 – 0,564 Mục đích, lý CTKM- MDLD 0,691 0,418 – 0,517 Giá trị CTKM- GT 0,716 0,468 – 0,548 Sự thoả mãn người sử dụng ví điện tử- HL 0,884 0,607 – 0,745 Sự trung thành người sử dụng ví điện tử- CNSD 0,924 0,734 – 0,926 Biến Nguồn: Kết khảo sát tác giả, sử dụng SPSS 22 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 239- Tháng 2022 66 © Học viện Ngân hàng Tai ngay!!! Ban co the xoa dong chu nay!!! 17014125861501000000 ISSN 1859 - 011X TẠ VĂN THÀNH hệ số tương quan biến tổng (Hair & cộng sự, 1998) Kết cho thấy thang đo biến quan sát đạt độ tin cậy Hệ số Cronbach’s Alpha thang đo từ 0,691 đến 0,795 (> 0,6), hệ số tương quan biến tổng biến quan sát từ 0,418 đến 0,650 (> 0,3) (Bảng 3) Tiến hành phân tích nhân tố khám phá EFA, nghiên cứu áp dụng phương pháp trích rút nhân tố (Principal Component Analysis), sử dụng kèm với phép quay nhân tố Varimax (Kaiser, 1974) Kết phân tích EFA với biến quan sát thang đo biến độc lập biến phụ thuộc đạt kết tốt: Kiểm định Bartlett›s Test với kết sig= 0,000< 0,05; Hệ số KMO hệ số tải biến lớn 0,5; Giá trị Eigenvalue> 1, phương sai trích lớn 50% Như vậy, thang đo khái niệm nghiên cứu chấp nhận, đảm bảo độ tin cậy (Bảng 3) sử dụng cho phân tích hồi quy tuyến tính bội quan hệ với Bên cạnh đó, giá trị hệ số R2 điều chỉnh 0,573 Do đó, kết luận biến độc lập mơ hình nghiên cứu giải thích 57,3% biến động biến phụ thuộc trung gian hay nói cách khác 57,3% thay đổi biến phụ thuộc trung gian (HL) giải thích biến độc lập, lại 42,7% biến thiên giải thích biến khác ngồi mơ hình Ngoài ra, giá trị thống kê Durbin-Watson, d= 1,748 cho thấy mơ hình khơng vi phạm sử dụng phân tích mơ hình hồi quy bội, mơ hình khơng có tự tương quan Kết phân tích phương sai giá trị kiểm định F= 124,546, với Sig.=0,000, nghĩa có biến độc lập có quan hệ tuyến tính với biến phụ thuộc, mơ hình hồi quy có ý nghĩa thống kê độ tin cậy 99% Bên cạnh đó, kết kiểm tra tượng đa cộng tuyến cho thấy, hệ số phóng đại phương sai (VIF) biến đưa vào mơ hình nhỏ 2, độ chấp nhận biến (Tolerance) lớn 0,1 Do kết luận, khơng có tượng đa cộng tuyến mơ hình Điều cho phép kết luận mơ hình hồi quy phù hợp với liệu biến có ý nghĩa mặt thống kê với mức ý nghĩa 5% Dựa vào kết phân tích cho phép kết luận có mối 4.3 Kết kiểm định mơ hình nghiên cứu đề xuất Kết phân tích hồi quy biến độc lập biến phụ thuộc trung gian (HL) trình bày Bảng cho thấy, giá trị hệ số R2 0,578, biến phụ thuộc biến độc lập có Bảng Kết phân tích hồi quy biến độc lập Hệ sốa Hệ số chưa chuẩn hoá B Độ lệch chuẩn (Hằng số) 627 190 TT 519 051 HT 154 NT Hệ số chuẩn hoá Beta (β) t Sig Đa cộng tuyến VIF Độ chấp nhận 3.292 001 551 10.236 000 631 1.585 049 170 3.148 002 628 1.593 148 070 106 2.134 034 744 1.343 MDLD 038 067 024 559 046 983 1.017 GT 081 070 057 1.155 024 745 1.342 a Biến phụ thuộc: HL R2 = 0.578 R2 điều chỉnh = 0.573 Giá trị F = 124.546 Sig = 0.000 Giá trị thống kê Durbin-Watson = 1.748 Nguồn: Kết khảo sát tác giả, sử dụng SPSS 22 Số 239- Tháng 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 67 Chất lượng dịch vụ khuyến mại, thoả mãn lòng trung thành người sử dụng ví điện tử thành phố Hồ Chí Minh Bảng Kết phân tích hồi quy biến phụ thuộc trung gian Hệ sốa Hệ số chưa chuẩn hoá B (Hằng số) HL Độ lệch chuẩn 1.070 151 655 074 Hệ số chuẩn hoá Beta (β) 455 t Sig 7.109 000 8.810 000 Đa cộng tuyến B Độ lệch chuẩn 1.000 1.000 a Biến phụ thuộc: CNSD R2 = 0.207 R2 điều chỉnh = 0.204 Giá trị F = 77.623 Sig = 0.000 Giá trị thống kê Durbin-Watson = 1.799 Nguồn: Kết khảo sát tác giả, sử dụng SPSS 22 liên hệ biến độc lập thuận tiện, hình thức, niềm tin, mục đích lý do, giá trị CTKM với biến phụ thuộc trung gian thoả mãn người sử dụng ví điện tử Căn vào Hệ số chuẩn hố Beta (β) Bảng 4, phương trình hồi quy thứ biểu thị sau: HL = 0,551×TT + 0,170×HT + 0,106×NT + 0,024×MDLD + 0,057×GT + ε Phân tích tương tự trên, kết phân tích hồi quy biến phụ thuộc trung gian (HL) biến phụ thuộc (CNSD) trình bày Bảng 5, cho phép kết luận mơ hình hồi quy thứ phù hợp với liệu hai biến có ý nghĩa mặt thống kê với mức ý nghĩa 5% Dựa vào kết phân tích cho phép kết luận có mối liên hệ biến phụ thuộc trung gian (HL) với biến phụ thuộc trung thành người sử dụng ví điện tử (CNSD) 20,4% thay đổi biến phụ thuộc (CNSD) giải thích biến phụ thuộc trung gian (HL) Căn vào Hệ số chuẩn hoá Beta (β) Bảng 5, phương trình hồi quy thứ hai biểu thị sau: CNSD = 0,455 × HL Kết luận kiến nghị 5.1 Kết luận Trong điều kiện nghiên cứu thị trường TP Hồ Chí Minh giai đoạn ảnh hưởng 68 đại dịch Covid 19, từ tháng 11/2020 đến tháng 11/2021, kết nghiên cứu xác định có mối liên hệ CLDV khuyến mại, thoả mãn lòng trung thành người sử dụng ví điện tử CLDV khuyến mại với yếu tố giải thích 57,3% thỏa mãn người sử dụng ví điện tử Trong đó, thuận tiện CTKM đóng góp cao tới 60,68%, tiếp hình thức thể CTKM đóng góp 18,72% việc tạo thỏa mãn người sử dụng ví điện tử Ba yếu tố cịn lại niềm tin vào CTKM, giá trị CTKM mục đích lý CTKM đóng góp 11,67%, 6,28%, 2,64% việc thúc đẩy thỏa mãn người sử dụng ví điện tử Mặt khác, kết nghiên cứu xác định thỏa mãn người sử dụng ví điện tử giải thích 20,4% trung thành người sử dụng ví điện tử Bên cạnh đó, nghiên cứu cịn hạn chế, tới 42,7% thay đổi mức độ thỏa mãn người sử dụng ví điện tử giải thích vởi biến khác ngồi mơ hình chưa xem xét Hơn nữa, nghiên cứu xem xét tác động CLDV khuyến mại tới thỏa mãn từ thỏa mãn tới lòng trung thành người sử dụng ví điện tử Như vậy, có nhiều yếu tố khác ảnh hưởng tới thỏa mãn lịng trung thành người sử dụng ví điện tử Những vấn đề đưa hướng gợi ý cho nghiên cứu Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 239- Tháng 2022 TẠ VĂN THÀNH 5.2 Kiến nghị Kết nghiên cứu cho thấy, CLDV khuyến mại gồm yếu tố, tăng CLDV khuyến mại làm tăng mức độ thỏa mãn người sử dụng ví điện tử Người dùng trung thành với ví điện tử mà họ sử dụng họ thỏa mãn Để tăng cường CLDV khuyến mại, nhà quản trị doanh nghiệp cần ý đến thành phần CLDV khuyến mại, thuận tiện hình thức thể CTKM yếu tố quan trọng Nhà quản trị cần ý yếu tố xây dựng CTKM đảm bảo mức độ hấp dẫn với người sử dụng thu hút người đăng ký sử dụng Việc tăng cường CLDV khuyến mại cần thực đặn để cải thiện chất lượng tạo lòng trung thành người sử dụng với ví điện tử ■ Tài liệu tham khảo Alalwan, A A., Dwivedi, Y K., & Rana, N.P (2017), ‘Factors influencing adoption of mobile banking by Jordanian bank customers: Extending UTAUT2 with trust’, International Journal of Information Management, 37(3), 99–110, https://doi.org/10.1016/j.ijinfomgt.2017.01.002 Ankur, K B G (2019), Cash digitisation in ASEAN , Standard Chattered, Singapore Bitner, M.J & Hubert, A.R (1994), Encounter satisfaction versus overall satisfaction versus quality: the customer’s voice In Rust, R.T., Oliver, R.L (Eds), Service Quality: New Directions in Theory and Practice, Sage Publications, London: 72-94 Bojanic, D C (1991), ‘Quality Measurement in Professional Services Firms’, Journal of Professional Services Marketing, 7(2), 27-36, https://doi.org/10.1300/J090v07n02_04 Caldwell, T (2012), ‘Locking down the e-wallet’, Computer Fraud & Security, 2012(4), 5–8 https://doi:10.1016/s13613723(12)70028-3 Chandon, P., Wansink, B., & Laurent, G (2000), ‘A benefit congruency framework of sales promotion effectiveness’, Journal of Marketing, 64(4), 65–81, http://doi:10.1509/jmkg.64.4.65.18071 Chaudhuri, A (1999), ‘Does Brand Loyalty Mediate Brand Equity Outcomes?’, Journal of Marketing Theory and Practice, 7, 136-146, https://doi.org/10.1080/10696679.1999.11501835 Cronin, J J & Taylor, S A (1992), ‘Measuring Service Quality: A Reexamination and Extension’, Journal of Marketing, 56 (3), 55-68, https://doi.org/10.1177%2F002224299205600304 Davis, F D (1989), ‘Perceived Usefulness, Perceived Ease of Use and User Acceptance of Information Technology’, MIS Quarterly 13(3), 319-339 D’Astous, A & Jacob, I (2002), ‘Understanding consumer reactions to premium-based promotional offers’, European Journal of Marketing, http://doi:10.1108/03090560210445173 Dubey J (2014), ‘Personal care products: Sales promotion and brand loyalty’, Journal Of Contemporary Management Research, 8(1), 52 Gabler, C B., Landers, V M., & Raynolds, K E (2017), ‘Purchase decision regret: Negative consequences of the Steadily Increasing Discount strategy’, Journal of Buisiness Research, 76, 01-208, https://doi.org/10.1016/j jbusres.2017.01.002 Hair, Jr J F., Anderson, R E., Tatham, R L and Black, W C (1998), Multivariate Data Analysis, 5th Edition, Upper Saddle River Prentice-Hall Jones, M.A., & Suh, J (2000), ‘Transaction-specific satisfaction and overall satisfaction: an empirical analysis’, Journal of Services Marketing, 14(2), 147-159, https://doi.org/10.1108/08876040010371555 Kaiser, H F (1974), ‘An Index of Factorial Simplicity’, Psychometrika, 39, 31-36, https://doi.org/10.1007/BF02291575 Kapoor, K K., Dwivedi, Y K., & Williams, M D (2015), ‘Examining the role of three sets of innovation attributes for determining adoption of the interbank mobile payment service’, Information Systems Frontiers, 17(5), 1039-1056, https://doi.org/10.1007/s10796-014-9484-7 Kotler, P & Keller, K L (2012), Marketing Management (14th ed.), Prentice Hall: Pearson Mehta, S C., Lalwani, A K & Han, S L (2000), ‘Service Quality in Retailing: Relative Efficiency of Alternative Measurement Scales for Different Product-Service Environments’, International Journal of Retail & Distribution Management, 28(2), 62-72, https://doi.org/10.1108/09590550010315106 Mittal, B & Lassar, W.M (1998), ‘Why customers switch? The dynamics of satisfaction versus loyalty’, The Journal of Services Marketing, 12(3), 177-194, https://doi.org/10.1108/08876049810219502 Mussol, S., Aurier, P., & De Lanauze, G.S (2019), ‘Developing in-store brand strategies and relational expression Số 239- Tháng 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 69 Chất lượng dịch vụ khuyến mại, thoả mãn lòng trung thành người sử dụng ví điện tử thành phố Hồ Chí Minh through sales promotions’, Journal of Retailing and Consumer Services, 47, 241–250, http://doi:10.1016/j jretconser.2018.11.020 Mughal, A., Mehmood, A., Mohiuddeen, A., & Ahmad, B (2014), ‘The impact of promotional tools on consumer buying behavior: a study from Pakistan’, Journal of Public Administration and Governance, 4(3), 402–414, http:// doi:10.5296/jpag.v4i3.6680 Nguyễn Minh, (2020), 37 ví điện tử Việt Nam tính đến 20/8/2020, truy cập ngày 16 tháng 03 năm 2021, từ https:// idautu.com/37-vi-dien-tu-tai-viet-nam-tinh-den-20-8-2020/ Nguyễn Đình Thọ & cộng (2003), Đo lường chất lượng dịch vụ khu vui chơi giải trí ngồi trời TPHCM, CS 200319, Trường Đại học Kinh tế TP Hồ Chí Minh, Vietnam Palazon, M., & Delgado-Ballester, E (2009), ‘Effectiveness of price discounts and premium promotions’, Psychology & Marketing, 26(12), 1108–1129, http://doi:10.1002/mar.20315 Parasuraman, A., Zeithaml, V A., & Berry, L L (1988), ‘SERVQUAL: A Multiple-Item Scale for Measuring Consumer Perceptions of Service Quality’, Journal of Retailing, 64(1), 12-40 Parasuraman, A., L A., Zeithaml, V A., & Berry, L L (1991), ‘Refinement and Reassessment of the SERVQUAL Scale’, Journal of Retailing, 67 (4), 420-450 Preston, R.H., Dwyer, F.R & Rudelius, W (1978) ‘The Effectiveness of Bank Premiums: Stoneware… calculators… and Mercedes Sport Coupes–do they pay their way?’, Journal of Marketing, 42(3), 96–101, https://doi.org/10.1177% 2F002224297804200317 Q&Me (2020), Vietnam mobile payment 2020, truy cập ngày 16 tháng 03 năm 2021, từ https://qandme.net/en/report/ mobile-payment-usage-in-vietnam-2020.html Raji, M N A., & Zainal, A (2017), ‘The effect of customer perceived value on customer satisfaction: A case study of Malay upscale restaurants’, Malaysia Journal of Society and Space, 12(3), 58-68, https://core.ac.uk/download/ pdf/77967348.pdf Thakur, R., & Srivastava, M (2014), ‘Adoption readiness, personal innovativeness, perceived risk and usage intention across customer groups for mobile payment services in India’, Internet Research, http://doi:10.1108/IntR-12-20120244 Tolety, R K (2018), ‘E-Wallets-Their cause, Rise and Relevance’, International Journal of Research in IT and Management (IJRIM), 8(7), 2231-4334, http://euroasiapub.org/ VECOM (2021), Báo cáo Chỉ số thương mại điện tử Việt Nam 2021, TP Hồ Chí Minh, Vietnam Yusuf, J B (2010), ‘Ethical implications of sales promotion in Ghana: Islamic perspective’, Journal of Islamic Marketing, http://doi:10.1108/17590831011082400 Zeithaml, V.A., Berry, L.L & Parasuraman, A (1996), ‘The behavioral consequences of service quality’, Journal of Marketing, 60(2), 31-46, https://doi.org/10.1177%2F002224299606000203 70 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 239- Tháng 2022