Bi n quan sát Trung bình thang đo n u lo i bi n Ph ng sai thang đo n u lo i bi n T ng quan bi n t ng Cronbach Alpha n u lo i bi n Giá tr cu c s ng h nh phúc (VPL), Cronbach Alpha = 0.826
VPL1 16.00 13.024 .689 .762
VPL2 15.70 13.634 .650 .781
VPL3 16.10 13.477 .650 .780
VPL4 15.96 13.307 .615 .797
Giá tr công nh n xư h i (VSR), Cronbach Alpha = 0.894
VSR1 14.01 22.553 .840 .837
VSR2 14.41 22.474 .801 .850
VSR3 14.09 21.485 .829 .838
VSR4 14.65 24.007 .610 .922
Giá tr hòa nh p xã h i (VSI), Cronbach Alpha = 0.838
VSI1 8.76 8.309 .650 .824
VSI2 7.65 7.880 .735 .740
VSI3 7.89 8.171 .718 .758
Xu h ng tiêu dùng (PI), Cronbach Alpha = 0.866
PI1 20.44 25.708 .673 .842
PI2 21.27 24.510 .684 .839
PI3 20.32 24.656 .668 .843
PI4 20.45 24.523 .813 .812
PI5 21.66 22.854 .645 .855
4.3.2 Phân tích nhân t khám phá (EFA)
Khi ti n hành phân tích nhân t khám phá (EFA), các nhà nghiên c u th ng quan tâm đ n m t s tiêu chu n sau: Th nh t, H s KMO (Kaiser – Meyer – Olkin measure of sampling adequacy) là m t ch tiêu dùng đ xem xét s thích h p c a EFA và 0,5 ≤ KMO ≤ 1 thì phân tích nhân t là thích h p, và
m c ý ngh a c a ki m đ nh Bartlett ≤ 0,05. Kaiser (1974) đ ngh KMO ≥ 0,90 là r t t t; KMO ≥ 0,80: t t; KMO ≥ 0,70: đ c; KMO ≥ 0,60: t m đ c; KMO≥ 0,50: x u; KMO < 0,50: không th ch p nh n đ c (Nguy n ình Th , 2011); Th hai, H s t i nhân t (Factor loading) ≥ 0,5; Theo Hair et al. (2006), h s t i nhân t là ch tiêu đ đ m b o m c ý ngh a thi t th c c a EFA. H s t i nhân t > 0,3 đ c xem là đ t đ c m c t i thi u; > 0,4 đ c xem là quan tr ng; ≥ 0,5 đ c xem là có ý ngh a th c ti n. Hair et al. (2006) c ng khuyên r ng: n u ch n tiêu chu n h s t i nhân t > 0,3 thì c m u ít nh t ph i là 350, n u c m u kho ng 100 thì nên ch n tiêu chu n h s t i nhân t > 0,55; n u c m u kho ng 50 thì h s t i nhân t ph i > 0,75. Nh v y, v i nghiên c u này, m u nghiên c u là 220, thì h s t i nhân t đ t yêu c u khi ≥ 0,5; Th ba, thang đo đ c ch p nh n khi t ng ph ng sai trích ≥50% và th t là h s eigenvalue có giá tr l n h n 1 (Gerbing and Anderson, 1998); Tiêu chu n th n m là khác bi t h s t i nhân t c a m t bi n quan sát gi a các nhân t ≥0.3 đ đ m b o giá tr phân bi t gi a các nhân t .
Khi phân tích EFA đ i v i thang đo giá tr cá nhân d ch v , tác gi s d ng ph ng pháp trích Principal Component Analysis v i phép xoay Varimax và đi m d ng khi trích các y u t có eigenvalue l n h n 1.
B ng 4.6 Ki m đ nh KMO (KMO và Bartlett’s Test)
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling
Adequacy. .786
Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 1.984
Df 120
V i gi thuy t đ t ra trong phân tích này là gi a 16 bi n quan sát trong t ng th không có t ng quan v i nhau. Ki m đ nh KMO và Bartlett’s trong phân tích nhân t có k t qu sig = 0,000 và h s KMO = 0,786 > 0,5; qua đó bác b gi thuy t trên, ch ng t phân tích nhân t khám phá (EFA) thích h p đ c s d ng trong nghiên c u này. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
K t qu phân tích EFA l n 1 cho th y t i m c Eigenvalue = 1 v i ph ng sai trích nhân t , phép quay Varimax cho phép trích đ c 4 nhân t t 16 bi n quan sát và ph ng sai trích đ c là 71,567% (>50%). Nh v y, k t qu phân tích cho th y ph ng sai trích đ t yêu c u.
B ng 4.7 K t qu EFA thang đo giá tr cá nhân d ch v và xu h ng tiêu dùng dùng STT Bi n quan sát Nhân t Tên nhân t 1 2 3 4 1 PI1 .791 Xu h ng tiêu dùng (PI) 2 PI2 .794 3 PI3 .721 4 PI4 .899 5 PI5 .734 6 VSR1 .867 Giá tr công nh n xã h i (VSR) 7 VSR2 .878 8 VSR3 .880 9 VSR4 .618 10 VPL1 .811 Giá tr cu c s ng h nh phúc (VPL) 11 VPL2 .786 12 VPL3 .801 13 VPL4 .709 14 VSI1 .823
Giá tr hòa nh p xã h i (VSI)
15 VSI2 .778
16 VSI3 .801
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization.
a. Rotation converged in 6 iterations.
Các thang đo giá tr cá nhân d ch v mà đ tài s d ng g m 3 thành ph n (3 thang đo con) v i 12 bi n quan sát. Sau khi ki m đ nh thang đo b ng công c Cronbach Alpha, có 11 bi n quan sát c a 3 thang đo thành ph n ti p t c đ c
đ a vào EFA. K t qu đ c trình bày trong B ng 4.7, k t qu cho th y t t c 11 bi n quan sát đ c nhóm thành 3 nhân t ; H s t i nhân t (Factor loading) đ u >0.5 nên các bi n quan sát đ u quan tr ng trong các nhân t , chúng có ý ngh a thi t th c. M i bi n quan sát có sai bi t v h s t i nhân t gi a các nhân t đ u ≥0.3 nên đ m b o đ c s phân bi t gi a các nhân t . H s KMO=0.786 nên EFA phù h p v i d li u. Th ng kê Chi-square c a ki m đ nh Bartlett’s đ t giá tr 1.984 v i m c ý ngh a 0.000; Do v y các bi n quan sát có t ng quan v i nhau xét trên ph m vi t ng th . Ph ng sai trích đ t 71.57% th hi n r ng 3 nhân t rút ra gi i thích đ c 71.57% bi n thiên c a d li u; do v y các thang đo rút ra ch p nh n đ c. i m d ng khi trích các y u t t i nhân t th 4 v i eigenvalue=1.06 (xem thêm t i ph l c 4). Do v y, các thang đo rút ra là ch p nh n đ c.
Sau khi phân tích EFA, n m bi n quan sát (PI1, PI2, PI3, PI4, PI5) c a thang đo xu h ng tiêu dùng đ i v i xe h i đ c nhóm thành m t nhân t . Không có bi n quan sát nào b lo i, và EFA là phù h p. K t qu cho th y các h s t i nhân t c a 5 bi n quan sát đ u trên 0.5 (h s t i nhân t c a bi n PI5 (Tôi đang l p k ho ch mua xe h i) có giá tr th p nh t trong các h s t i nhân t c a thang đo này, và b ng 0.734).
4.3.3 Ki m đ nh gi thuy t và mô hình nghiên c u b ng ph ng pháp phân
tích h i quy b i
Phu帙o帙ng pháp th c hi n h i quy b i là phu帙o帙ng pháp đu帙a vào l n lu帙 t (Enter), đây là phu帙o帙ng pháp m c đ nh trong chu帙o帙ng trình, đ đánh giá đ phù h p c a mô hình, các nhà nghiên c u s d ng h s xác đ nh R2 (R-square) đ đánh giá m c đ phù h p c a mô hình nghiên c u, h s xác đ nh R2 đu帙 c ch ng minh là hàm không gi m theo s bi n đ c l p đu帙 c đu帙a vào mô hình, tuy nhiên không ph i
phu帙o帙ng trình càng có nhi u bi n s càng phù h p ho帙n v i d li u, R2 có khuynh hu帙 ng là m t y u t l c quan c a thu帙 c đo s phù h p c a mô hình đ i v i d li u trong tru帙 ng h p có 1 bi n gi i thích trong mô hình; Nhu帙 v y, trong h i quy tuy n tính b i thu帙 ng dùng h s R-square hi u ch nh đ đánh giá đ phù h p c a mô hình vì nó không th i ph ng m c đ phù h p c a mô hình. Bên c nh đó, c n ki m tra không có hi n tu帙 ng đa c ng tuy n b ng h s phóng đ i phu帙o帙ng sai VIF (VIF < 2,5). H s Beta chu n hoá đu帙 c dùng đ đánh giá m c đ quan tr ng c a t ng nhân t , h s Beta chu n hoá c a bi n nào càng cao thì m c đ tác đ ng c a bi n đó vào xu h ng tiêu dùng càng l n (Hoàng Tr ng và Chu Nguy n M ng Ng c, 2005).
K t qu h i quy tuy n tính b i v nh h ng c a y u t giá tr cá nhân d ch v và xu h ng tiêu dùng cho th y h s xác đ nh R2 (R-square) là 0.218 và R2 hi u ch nh (Adjusted R-square) là 0.206, ngh a là mô hình tuy n tính đư xây d ng phù h p v i t p d li u đ n m c 20,6% (hay mô hình đư gi i thích đu帙 c 20,6% s bi n thiên c a bi n ph thu c xu h ng tiêu dùng). Tr s th ng kê F đ t giá tr 19.094 đu帙 c tính t giá tr R-square c a mô hình đ y đ , t i m c ý ngh a Sig = 0,000. ng th i, h s phóng đ i ph ng sai VIF <2,5 cho th y không có hi n t ng đa c ng tuy n. Nhu帙 v y, mô hình h i quy tuy n tính b i đu帙a ra là phù h p v i mô hình và d li u nghiên c u. K t qu phân tích h i quy b i đu帙 c trình bày trong B ng 4.8 (xem thêm Ph l c 5)
B ng 4.8 Các thông s c a t ng bi n trong ph ng trình h i quy b i H s (Coefficients) H s (Coefficients) Mô hình/ Bi n H s ch a chu n hoá H s chu n hoá t Sig. T ng quan a c ng tuy n B Sai l ch chu n Beta Zero-
order Partial Part ch p nh n VIF 1 (H ng s ) -.017 .062 -.273 .785 VPL .430 .066 .426 6.496 .000 .436 .412 .400 .882 1.134 VSR -.073 .080 -.071 -.912 .363 .185 -.063 -.056 .619 1.615 VSI .200 .076 .196 2.619 .009 .230 .179 .161 .680 1.470 a. Bi n ph thu c: PI
T B ng 4.8 cho th y r ng trong s 3 nhân t giá tr cu c s ng h nh phúc (VPL), giá tr công nh n xã h i (VSR) và giá tr hòa nh p xã h i (VSI) thì giá tr cu c s ng h nh phúc (VPL) và giá tr hòa nh p xã h i (VSI) có tác đ ng d ng (h s Beta d ng) đ n xu h ng tiêu dùng v i m c ý ngh a Sig = 0,000 (r t nh ) bi n VPL và Sig = 0,009 (có ý ngh a th ng kê) bi n VSI, ngh a là, n u c m nh n c a khách hàng v giá tr cu c s ng h nh phúc càng cao, hay c m nh n c a khách hàng v giá tr hòa nh p xã h i càng cao thì xu h ng tiêu dùng c ng t ng lên và ng c l i (khi xét s thay đ i c a m t y u t thì các y u t khác đ c gi đ nh là không đ i). V i h s B c a VPL = 0.430 gi i thích r ng khi giá tr cu c s ng h nh phúc trong vi c s d ng xe h i t ng lên 1 đ n v thì xu h ng tiêu dùng s t ng 0,430 l n t ng ng, h s B c a VSI = 0.20 gi i thích r ng khi
giá tr hòa nh p xã h i t ng lên 1 đ n v thì xu h ng tiêu dùng s t ng 0,200 l n t ng ng. Bên c nh đó, bi n y u t giá tr công nh n xã h i (VSR) tác đ ng âm vào bi n xu h ng tiêu dùng (PI) (h s Beta âm = - 0.073), không có ý ngh a th ng kê. Tóm l i, có th k t lu n r ng giá tr công nh n xã h i (VSR) không có ý ngh a cho nghiên c u này. Do đó, nghiên c u có th k t lu n r ng các gi
thuy t H1, H3 đ c ch p nh n và lý thuy t H2 không đ c ch p nh n.
xác đ nh t m quan tr ng c a giá tr cu c s ng h nh phúc (VPL), giá tr công nh n xã h i (VSR), giá tr hòa nh p xã h i (VSI) trong m i quan h v i xu h ng tiêu dùng (PI), chúng ta c n c vào h s Beta. N u tr tuy t đ i Beta c a nhân t nào càng l n thì nhân t đó nh h ng càng quan tr ng đ n xu h ng tiêu dùng (PI). Nhìn vào B ng 4.8, ta th y, c m nh n c a khách hàng v giá tr cu c s ng h nh phúc (VPL) nh h ng m nh nh t đ n xu h ng tiêu dùng vì Beta b ng 0.43 l n nh t trong các Beta. Ti p theo là c m nh n c a khách hàng v giá tr hòa nh p xã h i (VSI) (Beta b ng 0.20) và giá tr công nh n xã h i (VSR) không tác đ ng vào xu h ng tiêu dùng (PI) (Beta b ng– 0.073) (khi xét s thay đ i c a m t y u t thì các y u t khác đ c gi đ nh là không đ i).
B ng 4.9 Tóm t t k t qu ki m đ nh các gi thuy t c a mô hình
Gi thuy t Beta Sig. K t
lu n
H1 Giá tr cu c s ng h nh phúc càng cao thì càng làm
t ng xu h ng tiêu dùng .430 .000
Ch p nh n
H2 Giá tr công nh n xã h i càng cao thì càng làm
t ng xu h ng tiêu dùng -.073 .363
Bác b (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
H3: Giá tr hòa nh p xã h i càng cao thì càng làm t ng
xu h ng tiêu dùng .200 .009
Ch p nh n
4.4 Tóm t t
Trong chu帙o帙ng 4, nghiên c u đư trình bày đ c đi m m u nghiên c u, th c hi n vi c ki m đ nh thang đo các y u t giá tr cu c s ng h nh phúc, giá tr công nh n xã h i, giá tr hòa nh p xã h i và xu h ng tiêu dùng c a khách hàng đ i v i xe h i thông qua các công c Cronbach Alpha, phân tích nhân t khám phá (EFA) và ph ng pháp h i quy b i. K t qu phân tích Cronbach Alpha cho th y thang đo c a các bi n quan sát đ u đ t đ tin c y, tr thang đo VSR5 ( i xe h i tôi c m th y n ng đ ng h n đi xe máy) vì h s t ng quan bi n t ng <0.3. Thang đo c a bi n này b lo i cho phân tích khám phá (EFA) và ph ng pháp h i quy b i. K t qu c a phân tích nhân t khám phá cho th y t t c các thang đo đ u đ t yêu c u và phù h p. K t qu phân tích h i quy cho th y: trong ba gi thuy t đu帙a ra, gi thuy t H1 và H3 đ c ch p nh n, t c giá tr cu c s ng h nh phúc càng cao thì xu h ng tiêu dùng càng cao và giá tr hòa nh p xã h i càng cao thì xu h ng tiêu dùng c ng càng cao; gi thuy t H2 b bác b t c là giá tr công nh n xã h i không có tác đ ng đ n xu h ng tiêu dùng c a khách hàng trong l nh v c xe h i t i Thành ph H Chí Minh. Chu帙o帙ng ti p theo s trình bày tóm t t c a toàn b nghiên c u, m t s ki n ngh , h n ch c a đ tài nghiên c u.
CH NG 5. Ý NGH A VÀ K T LU N
5.1 Gi i thi u
Ch ng 4 đư th o lu n chi ti t v các k t qu nghiên c u, ch ng 5 này trình bày tóm t t nh ng k t qu chính, ý ngh a th c ti n đ t đ c c a nghiên c u đ t đó g i ý chính sách quan tr ng d a trên k t qu nghiên c u t ng h p c a các ch ng tr c, c ng nh nêu lên h n ch và h ng nghiên c u ti p theo.
5.2 Ý ngh a và k t lu n
ây là đ tài nghiên c u các y u t giá tr cá nhân d ch v nh h ng đ n xu h ng tiêu dùng c a khách hàng trong l nh v c xe h i t i Thành ph H Chí Minh. Trong đó, giá tr cá nhân d ch v g m 3 y u t : giá tr cu c s ng h nh phúc, giá tr công nh n xã h i và giá tr hòa nh p xã h i; ng th i, đ xác đ nh m c đ nh h ng c a t ng nhân t , tác gi đư ti n hành hai ph ng pháp nghiên c u, đó là nghiên c u đ nh tính và nghiên c u đ nh l ng.
Nghiên c u đ nh tính đ c th c hi n d a trên m t s nghiên c u tr c đây trong n c và trên th gi i đ hình thành nên thang đo cho các bi n. T ng c ng ban đ u có 17 bi n quan sát, trong đó 4 bi n giá tr cu c s ng h nh phúc, 5 bi n giá tr công nh n xã h i, 3 bi n giá tr hòa nh p xã h i và 5 bi n xu h ng tiêu dùng. Thông qua vi c kh o sát đ nh tính b ng th o lu n nhóm 20 ng i và ph ng v n sâu 10 khách hàng t i Thành ph H Chí Minh, tác gi đư hi u ch nh, chuy n đ i ngôn ng thang đo cho phù h p v i th c t t i Vi t Nam.
Nghiên c u đ nh l ng đ c th c hi n thông qua b ng câu h i đ c phát đi b ng nhi u hình th c cho các đ i t ng có xu h ng mua xe h i trong t ng