4.3.1 Kiểm tra ma trận hệ số tương quan
Sau khi qua giai đoạn phân tích nhân tố EFA và nhóm biến từ 26 biến quan sát hợp lệ thành 6 nhân tố độc lập, với mỗi giá trị nhân tố là trung bình của các biến quan sát thành phần đo lường chúng và thuộc nhân tố đó. Phân tích hệ số tương quan được dùng để xem xét sự phù hợp khi đưa các thành phần vào mô hình hồi quy, đồng thời là bước để kiểm tra dấu của các hệ số nhân tố so với dấu của các hệ số trong phương trình hồi quy ở bước tiếp theo. Sử dụng hệ số tương quan Pearson để kiểm tra mối tương quan tuyến tính giữa các biến độc lập với nhau và giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc. Nếu các biến độc lập có tương quan chặt thì lưu ý đến kiểm định đa cộng tuyến trong phân tích hồi quy. Kết quả phân tích tương quan giữa các biến được trình bày trong bảng 4.6:
47
Bảng 4.6: Sự tương quan giữa các khái niệm nghiên cứu
QD GC KG HH DV HA CT QD Tương quan Pearson 1 0,527 ** 0,187** 0,260** 0,512** 0,181** 0,529** Mức ý nghĩa 0,000 0.002 0,000 0,000 0.003 0,000 GC Tương quan Pearson 1 0,082 0,145 * 0,336** 0,089 0,518** Mức ý nghĩa 0,187 0,019 0,000 0,151 0,000 KG Tương quan Pearson 1 -0,014 0,016 0,045 0,1 Mức ý nghĩa 0,819 0,793 0,465 0,107 HH Tương quan Pearson 1 0,146 * 0,048 0,133* Mức ý nghĩa 0,018 0,439 0,032 DV Tương quan Pearson 1 0,148 * 0,316** Mức ý nghĩa 0,017 0,000 HA Tương quan Pearson 1 0,115 Mức ý nghĩa 0,064 CT Tương quan Pearson 1 Mức ý nghĩa
**. Tương quan Pearson có ý nghĩa thống kê ở mức 0,01; n=260 *. Tương quan Pearson có ý nghĩa thống kê ở mức 0,05; n=260
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu phần mềm SPSS)
Để kiểm tra tương quan giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập, ta dùng hệ số tương quan Pearson để xem xét. Nhìn vào dòng thứ nhất và dòng thứ hai của bảng 4.6 ta thấy tương quan giữa biến phụ thuộc với biến giá cả là (r = 0,527); với biến không gian là (r = 0,187); với biến hàng hóa (r = 0,260); với biến dịch vụ (r = 0,512); với biến hình ảnh (r = 0,181) và với biến chiêu thị (r = 0,529), và đều có mức ý nghĩa (Sig.
48
= 0,000), và tất cả các hệ số nêu trên đều mang dấu dương (+) chứng tỏ các biến độc lập có mối quan hệ chặt chẽ và tác động cùng chiều lên biến phụ thuộc. Đồng thời, hệ số tương quan các biến đều < 0,85 nên ít có khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Điều này một lần nữa khẳng định các biến độc lập có nhiều khả năng giải thích cho biến phụ thuộc. Vì thế, tác giả dự đoán mô hình hồi quy bội có dạng như sau:
QDNMS = β0 + β1HH+β2GC+ β3KG+ β4DV+β5CT + β6HA +ei
4.3.2 Kiểm định mô hình hồi quy và các giả thuyết nghiên cứu
Để đánh giá tác động mạnh yếu của các yếu tố dẫn tới quyết định lựa chọn siêu thị Co.opmart là địa chỉ mua sắm – nghiên cứu trường hợp chuỗi siêu thị Co.opmart, tác giả sử dụng phương pháp phân tích hồi quy bội, bởi hồi quy tuyến tính bội thường được dùng để kiểm định và giải thích lý thuyết nhân quả (Coopper và Schindler, 2003). Ngoài chức năng là một công cụ mô tả, hồi quy tuyến tính bội cũng được sử dụng như một công cụ kết luận để kiểm định các giả thuyết và dự báo các giá trị của tổng thể nghiên cứu (Duncan, 1996). Như vậy, đối với nghiên cứu này hồi quy tuyến tính bội là phương pháp thích hợp để kiểm định các giả thuyết nghiên cứu.
Để kiểm định sáu giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5 và H6 một mô hình hồi quy bội đã được phát triển như sau:
QDNMS = β0 + β1HH+β2GC+ β3KG+ β4DV+β5CT + β6HA +ei Trong đó: β là các hệ số của phương trình hồi quy và ei là phần dư
Dựa trên kết quả phân tích nhân tố EFA, quyết định lựa chọn Co.opmart là địa chỉ mua sắm bao gồm giá cả và thanh toán (GC), không gian siêu thị (KG), tập hàng hóa (HH), dịch vụ khách hàng (DV), hình ảnh siêu thị (HA) và hoạt động chiêu thị (CT). Sáu yếu tố này là các khía cạnh độc lập, biến quyết định lựa chọn siêu thị Co.opmart để mua sắm (QDNMS) là biến phụ thuộc trong mô hình nghiên cứu nêu trên. Kết quả tóm tắt mô hình hình hồi quy bằng lệnh Enter (đưa tất cả các biến vào cùng một lúc) được trình bày trong bảng 4.7 như sau :
Hệ số R2 điều chỉnh = 0,492 có nghĩa là 49,2% sự biến thiên của quyết định lựa chọn siêu thị là nơi mua sắm (QDNMS) được giải thích bởi sự biến thiên của các yếu
49
tố: tập hàng hóa (HH); giá cả và thanh toán (GC); không gian siêu thị (KG); dịch vụ khách hàng (DV); hoạt động chiêu thị (CT); hình ảnh siêu thị (HA)
Bảng 4.7: Bảng tóm tắt thông tin mô hình ước lượng
Mô hình R R2 R 2 điều chỉnh Độ lệch chuẩn ước lượng Hệ số Durbin- Watson 1 0,710a 0,504 0,492 0,42235 1,887
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu phần mềm SPSS)
Bảng 4.8: Phép kiểm định phân tích phương sai (ANOVA)
Mô hình Tổng độ lệch
bình phương df Bình phương trung bình Hệ số F Hệ số Sig
Hồi quy 45,792 6 7,632 42,785 0,000b
Phần còn lại 45,130 253 0,178
Tổng 90,922 259
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu phần mềm SPSS)
Kiểm định F sử dụng trong phân tích phương sai (ANOVA) là phép kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể. Kết quả cho thấy hệ số Sig. rất nhỏ (Sig. = 0,000) nên mô hình hồi quy là phù hợp về mặt tổng thể.
Bảng 4.9: Các thông số của từng biến trong phương trình hồi quy Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Đa cộng tuyến Độ chấp nhận biến VIF B Sai số chuẩn Beta Constant -0,925 0,364 -2,543 0,012 GC 0,267 0,057 0,248 4,668 0,000 0,694 1,441 KG 0,153 0,051 0,134 3,004 0,003 0,986 1,014 HH 0,173 0,055 0,142 3,139 0,002 0,964 1,037 DV 0,305 0,047 0,313 6,475 0,000 0,841 1,189 HA 0,066 0,043 0,069 1,544 0,124 0,971 1,030 CT 0,221 0,045 0,262 4,947 0,000 0,701 1,426 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
50
Kết quả xác định hệ số hồi quy của các biến độc lập được thể hiện trong bảng 4.9 cho thấy: sự giải thích của các biến độc lập (nhân tố) đều có ý nghĩa thống kê (Sig < 0,05), ngoại trừ yếu tố hình ảnh siêu thị (Sig = 0,124 >0,05). Vì thế dựa vào kết quả này cho phép kết luận:
Một là, các giả thuyết: H1, H2, H3, H4, H5 được đề xuất trong mô hình lý thuyết ban đầu (hình 2.8) đều được chấp nhận; ngoại trừ giả thuyết H6 bị bác bỏ, nói cách khác chưa tìm thấy yếu tố hình ảnh siêu thị (HA) có ảnh hưởng cùng chiều đến quyết định chọn siêu thị Co.opmart là nơi mua sắm của khách hàng; các giả thuyết H1,H2, H3, H4, H5 được chấp nhận (bảng 4.10)
Bảng 4.10 : Tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết nghiên cứu Giả
thuyết Nội dung
Kết quả kiểm định
H1 Tập hàng hóa có tác động dương (+) lên quyết định
chọn nơi mua sắm
Chấp nhận giả thuyết H1
H2
Giá cả hợp lý có tác động dương (+) lên quyết định chọn nơi mua sắm
Chấp nhận giả thuyết H2
H3 Không gian siêu thịcó tác động dương (+) lên quyết định chọn nơi mua sắm
Chấp nhận giả thuyết H3
H4 Dịch vụ khách hàng có tác động dương (+) lên quyết
định chọn nơi mua sắm
Chấp nhận giả thuyết H4
H5
Hoạt động chiêu thị có tác động dương (+) lên quyết định chọn nơi mua sắm
Chấp nhận giả thuyết H5
H6 Hình ảnh siêu thị có tác động dương (+) lên quyết định
chọn nơi mua sắm
Bác bỏ giả thuyết H6
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
Đồng thời, mô hình hồi quy bội (dạng chưa chuẩn hóa) về quyết định lựa chọn siêu thị Co.opmart là nơi mua sắm được xác định như sau:
51
QDNMS = -0,925 + 0,267 GC+0,153 KG+ 0,173 HH+ 0,305 DV+0,221 CT
Trong đó :
QDNMS : Quyết định lựa chọn Co.opmart là nơi mua sắm
GC : Giá cả hợp lý (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
KG : Không gian siêu thị
HH : Tập hàng hóa
DV : Dịch vụ khách hàng
CT : Hoạt động chiêu thị
Kết quả kiểm định mô hình với hệ số beta đã chuẩn hóa và các giả thuyết được minh họa như hình sau :
Hình 4.1 Kết quả kiểm định mô hình
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
Hai là,mức độ ảnh hưởng (tầm quan trọng) của các yếu tố đến quyết định lựa chọn siêu thị Co.opmart là địa chỉ mua sắm được xác định thông qua hệ số beta chuẩn hóa, được xác định như sau (hình 4.1):
Dịch vụ khách hàng là thành phần có ảnh hưởng mạnh nhất đến quyết định lựa chọn nơi mua sắm của khách hàng. Cụ thể là, khi yếu tố dịch vụ khách hàng tăng, giảm 01 đơn vị thì quyết định lựa chọn siêu thị Co.opmart là nơi mua sắm của khách hàng tăng, giảm 0,313 đơn vị.
Hoạt động chiêu thị
β=0,142
β=0,262 β=0,313
Quyết định lựa chọn siêu thị mua sắm Giá cả và thanh toán
Không gian siêu thị Tập hàng hóa
Dịch vụ khách hàng
β=0,248 β=0,134
52
Hoạt động chiêu thị là thành phần có ảnh hưởng mạnh thứ hai đến quyết định lựa chọn nơi mua sắm của khách hàng. Cụ thể là, khi yếu tố hoạt động chiêu thị tăng, giảm 01 đơn vị thì quyết định lựa chọn siêu thị Co.opmart là nơi mua sắm của khách hàng tăng, giảm 0,262 đơn vị.
Giá cả hợp lý là thành phần có ảnh hưởng mạnh thứ ba đến quyết định lựa chọn nơi mua sắm của khách hàng. Cụ thể là, khi yếu tố giá cả và thanh toán tăng, giảm 01 đơn vị thì quyết định lựa chọn siêu thị Co.opmart là nơi mua sắm của khách hàng tăng, giảm 0,248 đơn vị.
Tập hàng hóa là thành phần có ảnh hưởng mạnh thứ tư đến quyết định lựa chọn nơi mua sắm của khách hàng. Khi yếu tố tập hàng hóa tăng, giảm 01 đơn vị thì quyết định lựa chọn siêu thị Co.opmart là nơi mua sắm của khách hàng tăng, giảm 0,142 đơn vị.
Không gian mua sắm là thành phần có ảnh hưởng yếu nhất đến quyết định lựa chọn nơi mua sắm của khách hàng. Cụ thể là, khi yếu tố không gian mua sắm tăng, giảm 01 đơn vị thì quyết định lựa chọn siêu thị Co.opmart là nơi mua sắm của khách hàng tăng, giảm 0,134 đơn vị.
4.3.3 Kiểm tra vi phạm các giả định của mô hình hồi quy
Giả định về phân phối chuẩn của phần dư: phần dư (là những biến thiên còn lại sau khi điều chỉnh theo mô hình) phân phối xấp xỉ chuẩn (với trung bình mean = 0).
Hình 4.2: Biểu đồ tầng số phần dư chuẩn hóa Histogram
53
Quan sát biểu đồ tần số phần dư chuẩn hóa Histogram (hình 4.2) cho thấy, giá trị trung bình quan sát = -5,39.10-16 ≅ 0; độ lệch chuẩn std Dev = 0,988 ≅1: phân phối phần dư có dạng gần chuẩn, thỏa yêu cầu giả định về phân phối chuẩn phần dư. Do đó có thể kết luận rằng giả thuyết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Giả định liên hệ tuyến tính:
Kết quả phân tích hồi quy trên bảng 4.9 cho thấy hệ số Durbin - Watson = 1,887
≅ 2 nằm trong khoảng từ 1 đến 3 do đó các sai số trong mô hình độc lập với nhau, không có hiện tượng tự tương quan nhau.
Giả định liên hệ tuyến tính (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Hình 4.3: Đồ thị phân tán giữa các phần dư và giá trị dự đoán đã chuẩn hóa
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu nghiên cứu)
Hình 4.3 thể hiện đồ thị phân tán phần dư chuẩn hóa cho thấy các phần dư được phân tán ngẫu nhiên xung quanh đường thẳng đi qua tung độ 0, mà không tuân theo một quy luật (hình dạng) nào. Vì thế, cho phép kết luận giả định liên hệ tuyến tính không vi phạm
54
Độ chấp nhận biến (Tolerance) và hệ số phóng đại phương sai VIF được dùng để kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình hồi quy. Trong bảng 4.7 độ chấp nhận biến đều lớn hơn 0,6 và các giá trị của hệ số phóng đại phương sai VIF từ 1,030 đến 1,441 nhỏ hơn 2 cho thấy sự đa cộng tuyến rất thấp. Vì thế cho phép khẳng định, không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Giả định phương sai của sai số không đổi
Bảng 4.11: Ma trận tương quan hạng Spearman’s Rho
QD GC KG HH DV CT cuare QD Hệ số tương quan 1 0,502** 0,173** 0,247** 0,487** 0,513** .711** Sig. (2-đầu) 0,000 0,005 0,000 0,000 0,000 0,000 GC Hệ số tương quan 0,502** 1 0,081 0,142* 0,310** 0,484** 0,052 Sig. (2-đầu) 0,000 0,193 0,022 0,000 0,000 0,406 KG Hệ số tương quan 0,173** 0,081 1 0,012 0,011 0,088 -0,017 Sig. (2-đầu) 0,005 0,193 0,850 0,858 0,157 0,785 HH Hệ số tương quan 0,247** 0,142* 0,012 1 0,098 0,131* 0,019 Sig. (2-đầu) 0,000 0,022 0,850 0,115 0,035 0,765 DV Hệ số tương quan 0,487** 0,310** 0,011 0,098 1 0,309** 0,015 Sig. (2-đầu) 0,000 0,000 0,858 0,115 0,000 0,805 CT Hệ số tương quan 0,513** 0,484** 0,088 0,131* .309** 1 0,029 Sig. (2-đầu) 0,000 0,000 0,157 0,035 0,000 0,639 cuare Hệ số tương quan 0,711** 0,052 -0,017 0,019 0.015 0,029 1 Sig. (2-đầu) 0,000 0,406 0,785 0,765 0,805 0,639
cuare:Giá trị tuyệt đối của phần dư
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Kết quả kiểm định tương quan hạng Spearman’s Rho (bảng 4.11) cho thấy hệ số tương quan giữa trị tuyệt đối của phần dư với các biến GC; KG; HH; DV; CT không có ý nghĩa thống kê. Chứng tỏ không thể bác bỏ giả thuyết H0 (Hệ số tương quan hạng của tổng thể bằng 0). Vì thế, cho phép kết luận giả định phương sai của sai số không đổi không bị vi phạm
55
Tóm lại, các kết quả kiểm định trên cho thấy, các giả định trong mô hình hồi quy tuyến tính không vi phạm. Vì thế, cho phép khẳng định mô hình hồi quy và các giả thuyết: H1, H2, H3, H4, H5 đã được kiểm định trong nghiên cứu này được chấp nhận
4.4 KIỂM ĐỊNH SỰ KHÁC BIỆT VỀ QUYẾT ĐỊNH LỰA CHỌN THEO CÁC ĐẶC ĐIỂM CÁ NHÂN CỦA KHÁCH HÀNG ĐẶC ĐIỂM CÁ NHÂN CỦA KHÁCH HÀNG
4.4.1 Kiểm định sự khác biệt trong quyết định lựa chọn nơi mua sắm theo biến giới tính.
Bảng 4.12: Kết quả kiểm định quyết định nơi mua theo giới tính
Kết quả kiểm định Independent Samples t-Test
Kiểm định
Levene Kiểm định t-test
F Sig. t df Sig. (2- đầu) Khác biệt TB Sai số chuẩn
Khoảng tin cậy 95% Dưới Trên Phương sai bằng nhau 14,28 0,000 7,433 258 0,000 0,635 0,085 0,47 0,80 Phương sai khác nhau 6,319 61,81 0,000 0,635 0,100 0,43 0,84
Thống kê mô tả theo biến giới tính
giới tính N Trung bình Độ lệch chuẩn TB sai số chuẩn
QDMS
Nữ 211 3.7524 0,50709 0,03491
Nam 49 3.1173 0,65967 0,09424
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu phần mềm SPSS
Kiểm định Independent - Samples t-Test sẽ cho ta biết sự khác biệt giữa nam và nữ trong quyết định chọn siêu thị là nơi mua sắm. Để kiểm định trung bình trong trường hợp này, chúng ta xuất phát từ giả thuyết H0: “phương sai giữa nam và nữ là như nhau”.
Dựa vào kết quả trên bảng 4.12, ta có giá trị Sig. trong kiểm định Levene = 0,000 < 0,05 với độ tin cậy 95%, nên ta bác bỏ giả thuyết H0: “phương sai bằng nhau”, (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
56
chấp nhận giả thuyết H1: “phương sai khác nhau”. Nên ta sử dụng kết quả kiểm định t ở hàng thứ hai (phương sai khác nhau) của bảng kiểm định Independent Samples Test
Trong kết quả kiểm định t, ta sử dụng hàng thứ hai (phương sai khác nhau) của bảng 4.12 có giá trị Sig (2 - đầu) = 0,000 < 0,05 nên ta kết luận có sự khác biệt ý nghĩa về giá trị trung bình giữa nam và nữ trong quyết định lựa chọn Co.opmart là địa chỉ mua sắm, với mức trung bình của nam là 3,1173 và của nữ là 3,7524
4.4.2 Kiểm định sự khác biệt trong quyết định chọn nơi mua sắm theo độ tuổi
Kiểm định Independent - Samples t-Test sẽ cho ta biết sự khác biệt giữa hai độ tuổi trong quyết định chọn siêu thị là nơi mua sắm. Để kiểm định trung bình trong trường hợp này, chúng ta xuất phát từ giả thuyết H0: “phương sai giữa hai nhóm tuổi là như nhau”.
Vì giá trị Sig. trong kiểm định Levene = 0,986 > 0,05 với độ tin cậy 95%, nên ta chấp nhận giả thuyết H0: “phương sai bằng nhau”. Nên ta sử dụng kết quả kiểm định t- test ở hàng thứ nhất (phương sai bằng nhau) của bảng 4.13
Bảng 4.13: Kết quả kiểm định quyết định nơi mua theo độ tuổi
Kiểm định
Levene Kiểm định t-test
F Sig. t df Sig. (2- đầu) Khác biệt TB Sai số chuẩn
Khoảng tin cậy 95% Dưới Trên Phương sai bằng nhau 0,00 0,986 0,48 258 0,626 0,043 0,088 - 0,13 0,217 Phương sai khác nhau 0,47 89,13 0,635 0,043 0,090 - 0,13 0,223
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu phần mềm SPSS)