Nhân tố môi trường gồm ba biến quan sát MT01, MT02, MT03 có hệ số tin cậy cronbach alpha = 0.496 nhỏ hơn 0.6. Tuy nhiên nếu loại biến quan sát MT01 thì hệ số tin cậy cronbach alpha sẽ tăng lên thành 0.69 lớn hơn 0.6 do đó nhân tố môi trường cần phải loại biến MT01. Vì thế nên thang đo này chỉ còn hai biến MT02, MT03 được đưa vào phân tích nhân tố khám phá EFA tiếp theo.
Nhân tố cá nhân gồm ba biến quan sát CN01, CN02, CN03 và có hệ số tin cậy cronbach alpha là 0.647 lớn hơn 0.6, đồng thời các cả ba biến quan sát CN01, CN02, CN03 đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0.3 nên thang đo đạt yêu cầu. Các biến này được đưa vào phân tích nhân tố khám phá EFA tiếp theo.
Nhân tố tâm lý gồm bốn biến quan sát TL01,TL02, TL03, TL04 và có hệ số tin cậy cronbach alpha = 0.737 lớn hơn 0.6, đồng thời cả bốn biến quan sát TL01,TL02, TL03, TL04 đều có hệ số tương quan biến tổng lớn 0.3 nên thang đo đạt yêu cầu. Các biến này được đưa vào phân tích nhân tố khám phá EFA tiếp theo.
Bảng 4.2 Kết quả Cronbach Alpha
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến
Tương quan biến tổng
Cronbach Alpha nếu loại
biến này Nhân tố môi trường Cronbach alpha = 0.496
MT01 8.09 2.013 .171 .690
MT02 7.66 2.119 .408 .264
MT03 8.03 1.999 .412 .239
Nhân tố cá nhân Cronbach alpha = 0.647
CN01 7.11 2.660 .494 .498
CN02 6.82 2.511 .443 .575
CN03 6.74 2.972 .440 .574
Nhân tố tâm lý Cronbach alpha = 0.737
TL01 13.05 3.997 .510 .698
TL02 12.68 4.340 .504 .693
TL03 12.30 4.171 .627 .619
TL04 11.97 5.254 .527 .695
Nhân tố Marketing Cronbach alpha = 0.72
MR01 18.45 9.618 .460 .680 MR02 18.33 8.530 .609 .630 MR03 17.95 9.360 .543 .657 MR04 17.79 9.776 .491 .673 MR05 17.97 8.985 .608 .637 MR06 17.88 10.576 .140 .794
Ý định tiếp tục sử dụng Cronbach alpha = 0.710
TD01 8.92 1.604 .468 .706
TD02 8.42 1.534 .615 .511
TD03 8.19 1.808 .517 .638
Nhân tố marketing gồm sáu biến quan sát MR01, MR02, MR03, MR04, MR05, MR06, và có hệ số tin cậy cronbach alpha = 0.72 lớn hơn 0.6, nhưng biến quan sát MR06 có hệ số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0.3 và nếu loại biến này ra khỏi thang đo thì hệ số tin cronbach alpha là 0.794 lớn 0.6. Do đó, biến MR06 cần phải loại ra khỏi thang đo nhân tố marketing. Kết quả cuối cùng là nhân tố marketing còn năm (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
biến quan MR01, MR02, MR03, MR04, MR05 được đưa vào phân tích khám phá EFA tiếp theo.
Thang đo ý định tiếp tục sử dụng gồm ba biến quan sát TD01, TD02, TD03 và có hệ số tin cậy cronbach alpha là 0.71 lớn hơn 0.6, đồng thời các biến quan sát đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0.3 nên thang đo đạt yêu cầu. Các biến sẽ được đưa vào phân tích nhân tố khám phá EFA tiếp theo.
4.3. Phân tích nhân tố khám phá - EFA
4.3.1. Thang đo các yếu tố tác động
Tác giả tiến hành phân tích EFA với 14 biến quan sát được giữ lại sau khi phân tích độ tin cậy. Kết quả thu được như sau: (Xem phụ lục 5)
- Hệ số KMO = 0.791 > 0.5
- Kiểm định Bartlett có sig =.000 (nhỏ hơn mức ý nghĩa 0.05) - Tổng phương sai rút trích = 62.693% >50%
- Phân tích EFA trích ra được 4 nhân tố tác động đến ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ đưa đón học sinh.
Theo kết quả bảng 4.3 ta thấy không có biến nào bị loại vì hệ số tải nhân tố của các biến tại các nhân tố đều lớn 0.5 và 4 nhân tố tác động được trích ra đúng với mô hình đề nghị được nêu ở mục 2.5 là nhân tố môi trường, nhân tố cá nhân, nhân tố tâm lý, nhân tố marketing. Vì vậy mô hình không cần điều chỉnh.
Bảng 4.3 Kết quả phân tích nhân tố EFA các yếu tố tác động Component 1 2 3 4 MT02 .814 MT03 .645 CN01 .701 CN02 .726 CN03 .657 TL01 .682 TL02 .678 TL03 .860 TL04 .727 MR01 .663 MR02 .770 MR03 .789 MR04 .649 MR05 .679 Eigenvalues 4.264 1.944 1.557 1.012 Phương sai (%) 30.457 13.884 11.121 7.231 Hệ số tin cậy .72 .737 .647 .690
4.3.2. Thang đo ý định tiếp tục sử dụng
Tác giả tiến hành phân tích nhân tố EFA với 3 biến quan sát được giữ lại của thang đo ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ đưa đón học sinh sau khi phân tích hệ số tin cậy cronbach alpha. Kết quả thu được như sau (xem phụ lục 5).
- Hệ số KMO = 0.642 > 0.5
- Kiểm định Bartlett có sig = .000 (nhỏ hơn mức ý nghĩa 0.05) - Tổng phương sai rút trích = 63.884% > 50%
- Phân tích EFA trích được 1 nhân tố duy nhất bao gồm 3 biến quan sát TD01, TD02, TD03.
4.4. Kiểm định mô hình và giả thuyết qua phân tích hồi quy
Trước hết, tác giả tính trung bình cộng của các biến đo lường theo công thức như sau: MT = (MT02 + MT03)/2 CN = (CN01 + CN02 + CN03)/3 TL = (TL01+TL02+TL03+TL04)/4 MR = (MR01 + MR02 + MR03 + MR04 + MR05)/5 TD = (TD01+ TD02 + TD03)/3
Sau đó, tác giả tiến hành phân tích hồi quy bằng phần mềm phân tích dữ liệu SPSS với phương pháp Enter. Kết quả hồi quy cho thấy R2 hiệu chỉnh là 0.402 nghĩa là có 40.02 % sự biến thiên của ý định tiếp tục sử dụng được giải thích bởi sự biến thiên của các biến độc lập: nhân tố môi trường, nhân tố cá nhân, nhân tố tâm lý, nhân tố môi trường (xem phụ lục 6).
Kiểm định F cho thấy mức ý nghĩa sig =.000 (nhỏ hơn 0.05). Điều này chứng tỏ rằng mô hình phù hợp vì giả thuyết H0 cho rằng tất cả các hệ số hồi quy trong mô hình hồi quy tổng thể bằng 0 bị bác bỏ. (xem phụ lục 6)
Bảng 4.4 Trọng số hồi quy
Mô hình
Trọng số hồi quy chưa chuẩn hóa
Trọng số hồi quy chuẩn hóa t Sig. Đa cộng tuyến B Độ lệch chuẩn Beta Toleranc e VIF 1 (Hằng số) 1.136 .313 3.630 .000 MT .181 .063 .214 2.861 .005 .715 1.399 CN .156 .059 .197 2.628 .010 .713 1.403 TL .309 .060 .347 5.185 .000 .897 1.115 MR .157 .067 .170 2.343 .020 .762 1.313 a. Biến phụ thuộc: TD
Bảng 4.4 cho thấy hệ số VIF của các biến đều nhỏ hơn 2 (rất tốt), cho thấy mô hình không ra xảy hiện tương đa cộng tuyến. Và cũng từ bảng 4.4 cho ta thấy hệ số hồi quy của bốn biến độc lập đồng thời có giá trị mức ý nghĩa của từng biến đều nhỏ hơn 0.05. Hàm hồi quy được viết lại cụ thể như sau:
TD = 0. 214 MT + 0.197 CN + 0.347 TL + 0.170 MR
Cả bốn hệ số hồi quy đều có giá trị dương, cho thấy khi phụ huynh dự định tiếp tục sử dụng dịch vụ đưa đón học sinh, nhân tố môi trường (nhóm tham khảo và gia đình, nhân tố cá nhân (thu nhập, nghề nghiệp và phong cách sống của phụ huynh), nhân tố tâm lý (hiểu biết giá và chất lượng, niềm tin về thương hiệu, thái độ về khuyến mãi, và nhận thức về sự an toàn), nhân tố marketing (giá, và chất lượng, và đặc điểm dịch vụ ) có tác động rất mạnh đến dự định này của họ.
Căn cứ về hệ số hồi quy β, tác giả có thể xác định được tầm quan trọng của các nhân tố ảnh hưởng đến ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ đưa đón học sinh, nếu trị tuyệt đối của hệ số hồi quy β nào càng lớn thì nhân tố đó có ảnh hưởng càng mạnh đến ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ. Nhìn vào hệ số hồi quy β, nhân tố tâm lý có hệ số hồi quy β3 = 0.347 là lớn nhất tức là tác động mạnh nhất đến ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ đưa đón học sinh của phụ huynh. Kế đến là nhân tố môi trường với hệ số β1 = 0.214, tiếp theo là nhân tố cá nhân với hệ số β2 = 0.197, và cuối cùng nhân tố marketing tác động ở mức thấp nhất vì có hệ số β4 = 0.17 là nhỏ nhất trong phương trình hồi quy.
Kiểm định giả thuyết:
Nhân tố môi trường có ảnh hưởng lớn thứ hai đến ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ đưa đón học sinh ở phụ huynh, cụ thể là hệ số β1 dương và bằng 0.214, với mức ý nghĩa sig là 0.005 (nhỏ hơn 0.05). Dấu dương của β1 có ý nghĩa là nhóm tham khảo và gia đình càng ảnh hưởng thì phụ huynh càng dễ dàng hơn trong việc dự định tiếp tục sử dụng dịch vụ đưa đón học sinh. Từ đó tác giả có thể kết luận rằng giả thuyết H1
được chấp nhận. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Nhóm nhân tố cá nhân có hệ số β2 dương và bằng 0.197, mức ý nghĩa sig bằng 0.01 (nhỏ hơn 0.05) giải thích rằng nhân tố cá nhân càng ảnh hưởng thì phụ huynh càng dễ dàng trong việc dự định tiếp tục sử dụng dịch vụ đưa đón học sinh. Do đó, tác giả có thể kết luận rằng giả thuyết H2 được chấp nhận.
Nhân tố tâm lý có ảnh hưởng mạnh nhất đến ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ đưa đón học sinh ở phụ huynh. Nhân tố tâm lý có hệ số β3 dương và bằng 0.347 và mức ý nghĩa sig là 0.000 (nhỏ hơn 0.05) giải thích rằng nhân tố tâm lý càng ảnh hưởng thì phụ huynh càng dễ dàng trong việc dự định tiếp tục sử dụng dịch vụ đưa đón học sinh. Vì thế, tác giả có thể kết luận rằng giả thuyết H3 được chấp nhận.
Và cuối cùng nhân tố marketing có hệ số β4 dương và bằng 0.17 với mức ý nghĩa sig là 0.02 (nhỏ hơn 0.05) giải thích rằng nếu giá phù hợp và chất lượng dịch vụ tăng thì phụ huynh càng dễ dàng trong việc dự định tiếp tục sử dụng dịch vụ đưa đón học sinh. Từ đó, tác giả có thể kết luận rằng giả thuyết H4 được chấp nhận.
Kết luận: sau khi phân tích hồi quy, ta có kết luận về kiểm định giả thuyết và mô hình nghiên cứu như sau:
Bảng 4.5 Kết quả kiểm định giả thuyết
Giả thuyết Kết quả kiểm
định
H1 Nhân tố môi trường có tác động đến ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ đưa đón học sinh
Chấp nhận
H2 Nhân tố cá nhân có tác động đến ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ đưa đón học sinh
Chấp nhận
H3 Nhân tố tâm lý có tác động đến ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ đưa đón học sinh
Chấp nhận
H4 Nhân tố marketing có tác động đến ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ đưa đón học sinh
Hình 4.1 Kết quả kiểm định mô hình đề nghị
4.5. Phân tích sự ảnh hưởng của các biến định tính đến ý định tiếp tục sử dụng.
Đối với biến giới tính, tác giả sử dụng phân tích T- test để kiểm định có sự khác biệt giữa phụ huynh nam và phụ huynh nữ về ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ đưa đón học sinh hay không (xem phụ lục 7). Kết quả cho thấy: trong kiểm định Levene có sig là 0.478 > 0.05 và Sig. tại hàng phương sai bằng nhau trong kiểm định T-test là 0.066 > 0.05 nên có thể kết luận không có sự khác biệt giữa phụ huynh nam và phụ huynh nữ về ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ.
Đối với biến trình độ học vấn, tác giả sử dụng phân tích Anova một chiều để kiểm định có sự khác biệt về ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ của phụ huynh theo trình độ học vấn hay không (xem phụ lục 7). Kết quả cho thấy: trong kiểm định Levene có sig là 0.615 > 0.05, có thể nói phương sai của các nhóm trình độ học vấn là không có sự khác biệt. Đồng thời trong kiểm định Anova có sig là 0.337 > 0.05 nên kết luận rằng
Ý ĐỊNH TIẾP TỤC SỬ DỤNG DỊCH VỤ ĐƯA ĐÓN HỌC SINH
Nhân tố môi trường
Nhân tố cá nhân Nhân tố marketing Nhân tố tâm lý 0.214 0.197 0.347 0.170 Độ tin cậy 95% R2 hiệu chỉnh = 0.402
không có sự khác biệt về ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ đưa đón học sinh giữa các nhóm trình độ học vấn.
Đối với biến độ tuổi, tác giả sử dụng phân tích Anova một chiều để kiểm định có sự khác biệt về ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ của phụ huynh theo độ tuổi hay không (xem phụ lục 7). Kết quả cho thấy: trong kiểm định Leneve có sig là 0.279 > 0.05, có thể nói phương sai của các nhóm tuổi là không có sự khác biệt. Theo đó, trong kiểm định Anova có sig là 0.835 > 0.05 nên kết luận rằng không có sự khác biệt về ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ đưa đón học sinh giữa các nhóm tuổi.
TÓM TẮT CHƯƠNG 4
Chương này đã trình bày kết quả nghiên cứu của các phân tích: phân tích hệ số tin cậy Cronbach alpha, phân tích nhân tố khám phá EFA, phân tích hồi quy và phân tích Anova. Kết quả cho thấy có bốn yếu tố tác động đến ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ đưa đón học sinh của phụ huynh (sắp xếp theo mức độ giảm dần) tâm lý, môi trường, cá nhân, và markeitng.
Chương tiếp theo sẽ trình bày cụ thể kết quả phân tích, đồng thời hàm ý cho doanh nghiệp kinh doanh dịch vụ đưa đón học sinh tại khu vực TpHCM.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý
5.1. Thảo luận về các kết quả kiểm định thang đo và mô hình.
Trong quá trình nghiên cứu, đề tài đã thực hiện các phương pháp phân tích sau: phân tích độ tin cậy cronbach’s alpha, phân tích EFA, phân tích hồi quy, phân tích T- test, và phân tích Anova.
- Phân tích độ tin cậy cronbach alpha và phân tích EFA (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Sau khi phân tích độ tin cậy cronbach pha ta có được kết quả như sau:
Nhân tố môi trường giữ lại hai biến quan sát. Một biến bị loại bỏ có thể giải thích rằng hầu hết phụ huynh không vì sự tăng giá trị địa vị mà có ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ đưa đón học sinh. Trong thực tế việc sử dụng dịch vụ đưa đón học sinh có lẽ là chuyện bình thường không phải là việc phải ngưỡng mộ, do đó phụ huynh không nhận thấy sự tăng giá trị địa vị sau khi sử dụng dịch vụ đưa đón học sinh. Bên cạnh đó, hai biến nhóm tham khảo và gia đình được giữ lại cho thấy phụ huynh quan tâm đến ý kiến của bạn bè, vợ /chồng khi dự định định tiếp tục sử dụng dùng dịch vụ đưa đón học sinh.
Nhân tố cá nhân giữ lại được cả ba biến quan sát sau khi phân tích độ tin cậy. Ba biến này cho thấy các yếu tố thuộc cá nhân của phụ huynh có tác động đến ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ đưa đón học sinh. Cụ thể là điều kiện kinh tế của phụ huynh phải đáp ứng được chi phí dịch vụ (chi phí dịch vụ có thể phát sinh thêm trong một số tình huống đặc biệt), công việc bận rộn và phong cách sống bản thân là nguyên nhân dẫn đến phụ huynh dự định tiếp tục sử dụng dịch vụ đưa đón học sinh của phụ huynh .
Nhân tố tâm lý giữ lại được cả bốn biến quan sát sau khi phân tích độ tin cậy cho thấy các yếu tố thuộc về tâm lý có tác động đến ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ đưa đón học sinh. Hiện nay, theo tâm lý thì người tiêu dùng thường hay so sánh giá giữa
các sản phẩm/dịch vụ cùng loại, và chọn những sản phẩm của doanh nghiệp có thương hiệu và cảm thấy vui vẻ hơn khi nhận được khuyến mãi. Và phụ huynh cũng có tâm lý như thế khi dự định tiếp tục sử dụng dịch vụ đưa đón học sinh. Bên cạnh đó, phụ huynh nhận thức được sự an toàn bắt nguồn từ hành vi của người tài xế là chủ yếu và đúng thực như vậy, nhiều vụ tai nạn xảy do hành vi chạy ẩu, chạy nhanh của tài xế.
Nhân tố marketing giữ lại năm biến quan sát cho thấy phụ huynh dự định tiếp tục sử dụng dịch vụ đưa đón học sinh khi dịch vụ có giá phù hợp, đảm bảo được sự an toàn, sự thuận tiện về mặt thời gian, cung cấp thông tin đầy đủ tránh hiểu lầm về sau, và trung thực trong việc tính giá. Một biến quan sát bị loại bỏ cho thấy việc có thể bắt liên lạc dễ dàng với nhà cung cấp là không ảnh hưởng ý định tiếp tục sử dụng dịch vụ