Kết quả Cronbach alpha cho thấy có năm thang đo đạt độ tin cậy cần thiết là thái độ đối với mua sắm trực tuyến, quy chuẩn chủ quan, cảm nhận sự tự chủ trong hành vi,
SVTH: Lâm Tú Quyên 36 sự tin tưởng và xu hướng hành vi mua sắm trực tuyến. Các hệ số tương quan biến-tổng của bốn thang đo trên đều cao (nhỏ nhất là biến PBC1, PBC2 = .442). Cronbach alpha của các thang đo trên đều cao, nhỏ nhất là thang đo cảm nhận sự tự chủ trong hành vi (.612). Cụ thể là Cronbach alpha của thang đo thái độ đối với mua sắm trực tuyến ATT là .826; của quy chuẩn chủ quan SN là .893, của cảm nhận sự tự chủ trong hành vi là .612, của sự tin tưởng TR là .708, của xu hướng hành vi mua sắm trực tuyến BI là .809 (Bảng 3.4). Vì vậy, tất cả các biến quan sát đều được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
Bảng 3.4: Cronbach alpha của các khái niệm nghiêm cứu
Biến quan sát Trung bình thang đo nếu loại biến
Phƣơng sai thang đo nếu loại biến
Tƣơng quan biến-tổng
Alpha nếu
loại biến này
Thái độ đối với mua sắm trực tuyến ATT: alpha = .826
ATT1 13.34 8.631 .597 .806
ATT2 12.86 7.940 .714 .752
ATT3 12.66 8.509 .642 .785
ATT4 13.46 8.211 .656 .779
Quy chuẩn chủ quan SN: alpha = .893
SN1 9.38 14.480 .621 .911 SN2 8.32 11.129 .868 .821 SN3 8.53 12.252 .806 .847 SN4 8.72 11.961 .775 .859 Cảm nhận sự tự chủ trong hành vi = .612 PBC1 4.89 1.311 .442 .a PBC2 4.47 1.444 .442 .a Sự tin tƣởng TR = .708
SVTH: Lâm Tú Quyên 37 TR1 6.04 4.099 .486 .680 TR2 6.74 3.952 .595 .527 TR3 7.54 5.059 .519 .639 Xu hƣớng hành mua sắm trực tuyến BI = .809 BI1 6.18 5.402 .651 .754 BI2 7.31 3.994 .758 .628 BI3 7.69 5.065 .588 .810 a.
The value is negative due to a negative average covariance among items. The violates reliability model assumptions. You may want to check item codings.
Nguồn: Kết quả xử lý SPSS 3.3.1.2 Kết quả phân tích nhân tố EFA
Phương pháp phân tích nhân tố được tiến hành để rút gọn tập hợp các biến độc lập thành một tập nhỏ hơn là các biến đại diện cho mỗi nhóm nhân tố mà không làm mất đi ý nghĩa giải thích và thông tin của nhóm nhân tố đó (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005).
Phân tích nhân tố chỉ được sử dụng khi hệ số KMO ((Kaiser-Meyer-Olkin) có giá trị từ 0,5 trở lên (Othman & Owen 2000), kiểm định Bartlett’s có giá trị Sig. nhỏ hơn 0,05, các biến có hệ số tải nhân tố (factor loading) nhỏ hơn 0,5 sẽ bị loại. Ngoài ra, điểm dừng Eigenvalue lớn hơn 1 và tổng phương sai trích (Cumulative % Extraction Sums of Squared Loadings) lớn hơn 50% (Gerbing & Anderson, 1988).
3.3.1.2.1 Phân tích nhân tố với biến độc lập
Kết quả kiểm định KMO có giá trị là 0.809 (lớn hơn 0.5) và kiểm định Bartlett’s có sig. là 0.000 (nhỏ hơn 0.05) (Phụ lục 3) cho thấy các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể, vì vậy việc phân tích nhân tố là phù hợp.
Kết quả phân tích nhân tố lần một với 13 biến quan sát được đưa vào phân tích theo tiêu chuẩn Eigenvalue lớn hơn 1 và tổng phương sai trích là 67,291 % (lớn hơn
SVTH: Lâm Tú Quyên 38 50%) có 3 nhóm nhân tố được rút ra (Phụ lục 3). Tuy nhiên, biến quan sát ATT1 bị loại bỏ vì không đảm bảo giá trị phân biệt giữa các nhân tố, hệ số tải nhân tố của một biến quan sát giữa các nhân tố phải lớn hơn hoặc bằng 0.3 (Jabnoun & Al-Tamimi, 2003), biến PBC cũng bị loại bỏ do hệ số Communality là 0.482 (nhỏ hơn 0.5) giải thích yếu cho nhân tố đó.
Kết quả phân tích nhân tố lần hai cho thấy 11 biến quan sát được gom thành 3 nhóm nhân tố, các hệ số tải nhân tố của các biến đều lớn hơn 0.5, tổng phương sai trích là 71,489%, nói cách khác 3 nhân tố này giải thích được 71,489% biến thiên của dữ liệu. Hệ số KMO là 0.79 (lớn hơn 0.5), kiểm định Bartlett’s có sig = 0.000 < 0.05 đều đạt yêu cầu (Bảng 3.5). Tuy nhiên, hai thang đo thái độ đối với mua sắm trực tuyến và thang đo cảm nhận sự tự chủ trong hành vi được gộp chung lại thành một yếu tố, gọi tên là tính thuận tiện, ký hiệu là TTT. Nếu gộp hai khái niệm này thành một khái niệm đơn hướng thì hệ số Cronbach alpha của nó là 0.83 (Bảng 3.6).
Bảng 3.5: KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .790 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi- Square 601.809 Df 55 Sig. .000 Nguồn: Kết quả xử lý SPSS Bảng 3.6: Kết quả EFA Biến quan sát Nhân tố 1 2 3 SN2 .900 SN3 .852
SVTH: Lâm Tú Quyên 39 SN4 .838 SN1 .784 ATT2 .862 ATT3 .838 PBC1 .800 ATT4 .615 TR1 .849 TR3 .682 TR2 .586 Eigenvalue 4.750 2.064 1.049 Phương sai trích 43.184 18.767 9.538 Cronbach alpha .893 .830 .708 Nguồn: Kết quả xử lý SPSS 3.3.1.2.2 Phân tích nhân tố với biến phụ thuộc
Kết quả phân tích nhân tố xu hướng hành vi mua sắm trực tuyến cho thấy có một nhân tố rút ra với đầy đủ 3 biến quan sát, các hệ số tải nhân tố đều lớn hơn 0.5. Phương sai trích của nhân tố là 72,719% cho thấy nhân tố giải thích được 72,719% sự biến thiên của dữ liệu (Phụ lục 4). Ngoài ra, hệ số KMO = 0.658 (lớn hơn 0.5) và kiểm định Bartlett’s có sig = 0.000 (nhỏ hơn 0.05) đạt yêu cầu, do đó việc phân tích nhân tố là hoàn toàn phù hợp.
3.3.2 Mô hình điều chỉnh và phân tích hồi quy
3.3.2.1 Mô hình điều chỉnh
Sau khi đánh giá sơ bộ thang đo bằng Cronhbach alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA, ta có mô hình điều chỉnh như sau:
SVTH: Lâm Tú Quyên 40 Tính thuận tiện
(TTT)
Quy chuẩn chủ quan (SN) Sự tin tưởng (TR) Xu hướng hành vi mua sắm trực tuyến (BI) H1 H2 H3
Hình 3.3: Mô hình lý thuyết điều chỉnh
Giả thuyết H1: Tính thuận tiện có mối tương quan dương đối với xu hướng hành vi mua sắm trực tuyến.
Giả thuyết H2: Quy chuẩn chủ quan có mối tương quan dương đối với xu hướng hành vi mua sắm trực tuyến
Giả thuyết H3: Sự tin tưởng có mối tương quan dương đối với xu hướng hành vi mua sắm trực tuyến.
Trong mô hình trên, xu hướng hành vi mua sắm trực tuyến là biến phụ thuộc và tính thuận tiện, quy chuẩn chủ quan, sự tin tưởng là biến độc lập.
3.3.2.2 Phân tích hồi quy
SVTH: Lâm Tú Quyên 41 Theo kết quả kiểm định hệ số tương quan, ta thấy giá trị sig của các biến độc lập so với biến phụ thuộc đều nhỏ hơn 0,05 (Bảng 3.7), điều đó chứng tỏ rằng các biến độc lập TTT, SN, TR có mối tương quan với các biến phục thuộc BI.
Bảng 3.7: Bảng kiểm định hệ số tương quan
SN TR TTT BI SN Pearson Correlation 1 .482(**) .300(**) .491(**) Sig. (2-tailed) .000 .002 .000 N 100 100 100 100 TR Pearson Correlation .482(**) 1 .515(**) .669(**) Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 N 100 100 100 100 TTT Pearson Correlation .300(**) .515(**) 1 .544(**) Sig. (2-tailed) .002 .000 .000 N 100 100 100 100 BI Pearson Correlation .491(**) .669(**) .544(**) 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 N 100 100 100 100
** Tương quan ở mức ý nghĩa 0.01
Nguồn: Kết quả xử lý SPSS 3.2.2.2.1 Phân tích hồi qui đa biến
Phân tích hồi qui được thực hiện với ba biến độc lập là tính thuận tiện (ký hiệu TTT), quy chuẩn chủ quan (ký hiệu SN), sự tin tưởng (ký hiệu TR) và một biến phụ thuộc là xu hướng hành vi mua sắm trực tuyến (ký hiệu BI). Kết quả phân tích hồi qui cho thấy hệ số R2 hiệu chỉnh bằng 0.518 (lớn hơn 0.5) (Bảng 3.8), nghĩa là mô hình có thể giải thích được 51,8% cho tổng thể về mối liên hệ giữ các yếu tố ảnh hưởng đến
SVTH: Lâm Tú Quyên 42 hành vi mua sắm trực tuyến của sinh viên. Kết quả kiểm định Durbin-Watson cho trị số 1.872, gần bằng 2, chứng tỏ không có tương quan chuỗi bậc 1 trong mô hình (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Bảng 3.8: Bảng đánh giá mức độ phù hợp của mô hình
Model R R Square
Adjusted R Square
Std. Error of
the Estimate Durbin-Watson
1 .730(a) .533 .518 .72795 1.872
a Predictors: (Constant), TR, SN, TTT b Dependent Variable: BI
Nguồn: Kết quả xử lý SPSS
Kiểm định F cho thấy giá trị của sig rất nhỏ (sig = 0.000 < 0.05) (Bảng 3.9) nên mô hình phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
Bảng 3.9: Bảng kiểm định ANOVA về độ phù hợp của mô hình
Mod el Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regressio n 58.039 3 19.346 36.509 .000(a) Residual 50.871 96 .530 Total 108.910 99 a Predictors: (Constant), TR, SN, TTT b Dependent Variable: BI Nguồn: Kết quả xử lý SPSS
Kết quả hồi qui cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra với các hệ số VIF của mỗi biến lớn nhất là 1.622 (nhỏ hơn 10), khi VIF vượt quá 10 thì đó là dấu hiệu của đa cộng tuyến (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Ngoài ra, ta còn thấy ba biến độc lập có giá trị sig đều nhỏ hơn 0.05, điều đó cho thấy ở độ tin cậy 95% các biến độc lập đều ảnh hưởng đến biến phụ thuộc.
SVTH: Lâm Tú Quyên 43
Bảng 3.10: Bảng kết quả hồi qui
Model Unstandardized Coefficients Standardi zed Coefficie nts t Sig. Collinearity Statistics B Std.
Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) .132 .366 .360 .719 TTT .285 .090 .257 3.155 .002 .731 1.368 SN .183 .072 .202 2.527 .013 .764 1.309 TR .472 .095 .439 4.944 .000 .616 1.622 a Dependent Variable: BI Nguồn: Kết quả xử lý SPSS
Từ kết quả hồi qui, ta có phương trình hồi qui như sau: BI = 0.132 + 0.257*TTT + 0.202*SN + 0.439*TR
3.2.2.2.1 Kiểm định giả thuyết
Từ kết quả hồi qui, ta tiến hành kiểm định giả thuyết đã đưa ra ở trên. Ta thấy rằng các hệ số Beta đều dương chứng tỏ mối quan hệ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc là mối quan hệ cùng chiều. Trong đó, sự tin tưởng (TR) là yếu tổ ảnh hưởng lớn nhất đến xu hướng hành vi mua sắm trực tuyến (BI) với hệ số Beta = 0.439, sig = 0.000 (<0.05). Điều này có nghĩa khi các yếu tố khác không đổi, nếu sự tin tưởng tăng lên
SVTH: Lâm Tú Quyên 44 một đơn vị thì xu hướng hành vi mua sắm trực tuyến tăng lên 0.439 đơn vị nên giả thuyết H3 được chấp nhận. Tương tự như trên thì các giả thuyết H1, H2 cũng được chấp nhận.
Bảng 3.11: Kết quả kiểm định các giả thuyết
Giả thuyết Kết quả kiểm định
Giả thuyết H1: Tính thuận tiện có mối tương quan dương đối với xu hướng hành vi mua sắm trực tuyến.
Chấp nhận (p=0.02) Giả thuyết H2: Quy chuẩn chủ quan có mối tương quan dương
đối với xu hướng hành vi mua sắm trực tuyến
Chấp nhận (p=0.013) Giả thuyết H3: Sự tin tưởng có mối tương quan dương đối với
xu hướng hành vi mua sắm trực tuyến.
Chấp nhận (p=0.00)
SVTH: Lâm Tú Quyên 45
TỔNG KẾT CHƢƠNG 3
Chương này trình bày kết quả kiểm định các thang đo yếu tố tác động hành vi mua sắm trực tuyến của sinh viên tại TP.HCM và mô hình nghiên cứu. Kết quả cho thấy các thang đo đều đạt độ tin cậy. Sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA thì hai nhân tố thái độ đối với mua sắm trực tuyến (ATT) và cảm nhận sự tự chủ trong hành vi (PBC) được gộp lại thành một nhân tố mới, đặt tên là tính thuận tiện.
Mô hình sau khi điều chỉnh cho thấy có sự tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. Kết quả phân tích hồi qui cho thấy tính thuận tiện, quy chuẩn chủ quan và sự tin tưởng đều tác động đến xu hướng hành vi mua sắm trực tuyến, trong đó sự tin tưởng tác động mạnh nhất đến xu hướng hành vi. Hơn nữa, các giả thuyết đề ra trong mô hình đều được chấp nhận. Chương tiếp theo sẽ trình bày giải pháp cho các doanh nghiệp thương mại điện tử vừa và nhỏ tại Việt Nam.
SVTH: Lâm Tú Quyên 46
CHƢƠNG 4: GIẢI PHÁP CHO CÁC DOANH NGHIỆP
THƢƠNG MẠI ĐIỆN TỬ VỪA VÀ NHỎ TẠI VIỆT NAM
4.1 Giải pháp 1: Xây dựng hệ thống bán hàng trực tuyến chuyên nghiệp 4.1.1 Cơ sở đề xuất giải pháp 4.1.1 Cơ sở đề xuất giải pháp
Theo kết quả nghiên cứu trình bày ở chương 3, sự tin tưởng có tác động mạnh nhất đến với xu hướng hành vi mua sắm trực tuyến của sinh viên tại TP.HCM, cụ thể nếu sự tin tưởng tăng lên 1 đơn vị thì xu hướng hành vi mua sắm trực tuyến tăng lên 0.439 đơn vị. Thang đo sự tin tưởng được đo bằng các biến quan sát sự tin tưởng những trang web có đầy đủ thông tin sản phẩm, người bán; hình thức thanh toán và người bán trên mạng. Do đó, để có thể nâng cao sự tin tưởng thì các doanh nghiệp cần phải xây dựng cho mình một hệ thống bán hàng trực tuyến chuyên nghiệp.
4.1.2 Nội dung giải pháp
Hiện nay trên thị trường Việt Nam hoạt động thương mại điện tử được nhiều công ty lựa chọn triển khai. Các doanh nghiệp vừa và nhỏ đang gia tăng xu hướng sử dụng thương mại điện tử để giảm thiểu chi phí, tiết kiệm thời gian. Tuy nhiên, khả năng ứng dụng công nghệ, kỹ năng và sự am hiểu về thương mại điện tử của các doanh nghiệp vẫn còn hạn chế là một rào cản đối với doanh nghiệp muốn gia nhập thị trường thương mại điện tử. Việc xây dựng một hệ thống bán hàng chuyên nghiệp ngay từ ban đầu sẽ giúp cho doanh nghiệp có thể quản lý tốt tình hình hoạt động kinh doanh của mình, đạt được những kết quả như mong đợi.
Việc đầu tiên trong việc xây dựng một hệ thống bán hàng là xây dựng một website bán hàng trực tuyến với đầy đủ các chức năng. Website là một phòng trưng bày trên mạng Internet – nơi trưng bày và giới thiệu thông tin, hình ảnh về doanh nghiệp và sản phẩm hay dịch vụ của doanh nghiệp cho mọi người trên toàn thế giới truy cập bất kỳ lúc nào (Dương Tố Dung, 2008). Đặc điểm tiện lợi của website là thông tin dễ dàng cập nhật, thay đổi, khách hàng có thể xem thông tin ngay tức khắc, ở bất kỳ nơi nào, tiết kiệm chi phí in ấn, gửi bưu điện, không giới hạn thông tin và phạm vi địa
SVTH: Lâm Tú Quyên 47 lý. Để một website hoạt động cần phải có tên miền (domain), lưu trữ (hosting) và nội dung (các trang web hoặc cở sở dũ liệu thông tin) (Tài liệu đã dẫn).
Ngoài ra, để một website hoạt động với hiệu quả cao thì doanh nghiệp cần phải lưu ý một số điều sau:
- Giao diện: sự hài hòa, đồng nhất về kiểu chữ, màu, hình ảnh.
- Nội dung: cập nhật, hữu ích, thú vị cho người xem, đáp ứng nhu cầu người xem. - Tính năng tiện ích: hỗ trợ người xem, giải đáp thắc mắc trực tuyến.
Bên cạnh đó, việc thanh toán trực tuyến đang tạo lập những nền tảng cho thương mại điện tử. Hệ thống thanh toán được hoàn thiện sẽ tạo điều kiện cho thị trường thương mại điện tử phát triển mạnh mẽ. Hiện nay trên thị trường các cổng thanh toán trực tuyến đang được sử dụng nhiều nhất như: Ngân lượng, Bảo Kim, Paynet,…Thông qua hình thức thanh toán của các cổng thanh toán trực tuyến này, cả người bán và người mua đều được đảm bảo an toàn khi giao dịch trực tuyến. Các doanh nghiệp vừa và nhỏ có thể sử dụng các cổng thanh toán trực tuyến này vào hình thức thanh toán trên website của mình để đảm bảo tính an toàn trong quá trình thanh toán cho cả khách hàng và doanh nghiệp.
Tóm lại, việc xây dựng một hệ thống bán hàng trực tuyến chuyên nghiệp sẽ là nền tảng vững chắc để doanh nghiệp vừa và nhỏ có thể hoạt động lâu dài ở thị trường thương mại điện tử.
4.1.3 Tính khả thi của giải pháp
Để xây dựng một hệ thống bán hàng trực tuyến chuyên nghiệp, các doanh nghiệp cần phải xem xét đến chi phí, thời gian, nguồn nhân lực sẵn có và hiệu quả mang lại.
Chi phí thiết kế và xây dựng website nhiều hay ít phụ thuộc vào nhiều yếu tố như quy mô, số lượng ngôn ngữ, chất lượng, tính năng và công nghệ sử dụng…Ví dụ
SVTH: Lâm Tú Quyên 48 một website bán hàng đơn giản thì chi phí khoảng từ 15 triệu đồng đến 20 triệu đồng , một sàn giao dịch điện tử chí phì từ 100 triệu đồng đến 300 triệu đồng. Thời gian cho việc xây dựng từ 15 – 30 ngày. Ngoài ra còn có chi phí cho việc mua tên miền