Sau khi các biến quan sát trải qua quá trình kiểm định độ tin cậy và phân tích EFA, các biến được tiếp tục đưa vào để thực hiện các phân tích tiếp theo, đó chính là tiến hành ước lượng phân tích tương quan, thực hiện kiểm định các giả thuyết nghiên cứu thông qua phương pháp hồi quy tuyến tính bội.
Bảng 4.8 Ma trận tương quan giữa các biến nghiên cứu trong mô hình nghiên cứu CCQ KSHV NTHI TDHV TDSD CNRR QDM CCQ Pearson Correlation 1 .438 ** .441** .499** .627** .388** .738** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 232 232 232 232 232 232 232 KSHV Pearson Correlation .438 ** 1 .384** .521** .544** .398** .678** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 232 232 232 232 232 232 232 NTHI Pearson Correlation .441 ** .384** 1 .443** .506** .493** .749** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 232 232 232 232 232 232 232 TDH V Pearson Correlation .499 ** .521** .443** 1 .521** .492** .646**
47 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 232 232 232 232 232 232 232 TDSD Pearson Correlation .627 ** .544** .506** .521** 1 .371** .776** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 232 232 232 232 232 232 232 CNR R Pearson Correlation .388 ** .398** .493** .492** .371** 1 .612** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 232 232 232 232 232 232 232 QDM Pearson Correlation .738 ** .678** .749** .646** .776** .612** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 232 232 232 232 232 232 232
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
Trước khi thực hiện hồi quy nhằm ước lượng sự tác động của các yếu tố lên quyết định mua hàng trực tuyến, trước khi tiến hành phân tích hồi quy ta tiến hành kiểm định mối quan hệ giữa các biến trong mô hình nghiên cứu thông qua phân tích tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc trong mô hình nghiên cứu, kết quả kiểm định mối tương quan giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc (quyết định mua) trong mô hình nghiên cứu, giá trị kiểm định sig của các kiểm định tương quan đều < 0.05 (0.00) nên ta có thể kết luận các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu có mối tương quan với biến phụ thuộc quyết định mua
Sau khi kiểm định tương quan tiến hành thực hiện phương pháp hồi quy nhằm kiểm định các giả thuyết nghiên cứu, kết quả phân tích hồi quy được thể hiện như sau: Bảng 4.9 Model summary Mô hình Hệ số R Hệ số R2 Hệ số R2 hiệu chỉnh Độ lệch chuẩn ước lượng Đại lượng Durbin-Watson 1 .950a .902 .899 .17412 1.618
(Nguồn kết quả nghiên cứu )
48 Mô hình Tổng phương sai df Phương sai trung bình Giá trị F Giá trị Sig. Hồi quy 62.582 6 10.430 344.026 .000b Phần dư 6.822 225 .030 Tổng thể 69.404 231
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
Bảng 4.11 Hệ số ước lượng hồi quy mô hình
Mô hình
Hệ số chưa chuẩn hóa
Hệ số
chuẩn hóa Trị t Trị Sig.
Collinearity Statistics
B Std.
Error
Beta Tolerance VIF
Hằng số -.136 .097 -1.410 .160 CCQ .229 .025 .259 9.199 .000 .550 1.818 KSHV .187 .023 .216 8.095 .000 .612 1.635 NTHI .249 .020 .331 12.481 .000 .621 1.610 TDHV .051 .024 .060 2.142 .033 .559 1.790 TDSD .207 .026 .244 8.019 .000 .471 2.125 CNRR .123 .022 .143 5.490 .000 .647 1.545
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
Dựa vào kết quả phân tích hồi quy trước tiên ta xem bảng Model summary, ta thấy hệ số R2 hiệu chỉnh là 0.899 (>0.4) hệ số này cho thấy mô hình phù hợp với dữ liệu nghiên cứu ở mức khá tốt, hệ số này có ý nghĩa là 89.9 % biến thiên của Quyết định mua được giải thích tốt bởi các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu, phần còn lại là do các biến ngoài mô hình nghiên cứu giải thích.
Bên cạnh đó bảng ANOVA có giá trị kiểm định sig = 0.00 < 0.05 nên ở độ tin cậy 95% ta có thể kết luận rằng có ít nhất một hệ số Beta khác không, có sự tác động tối thiểu của ít nhất một yếu tố lên chất lượng dịch vụ, hay nói cách khác ở độ tin cậy 95% thì mô hình phù hợp với dữ liệu nghiên cứu.
49
Dò tìm các sai phạm (giả định hồi quy)
Giả định về tính độc lập phương sai: Theo Nguyễn Đình Thọ (2011) dùng
giá trị Durbin Waston để kiệm định hiện tượng này, nếu các phần dư không có tương quan chuỗi bậc 1 với nhau thì giá trị Durbin Waston nằm trong khoản 1-3, hay nói cách khác giả thuyết H0 : Hệ số tương quan tổng thể các phần dư sẽ bằng 0 bị bác bỏ, dựa vào bảng Model sumary ta thấy giá trị của Đại lượng Durbin-Watson = 1.618 điều này cho thấy mô hình không vi phạm giả thuyết tự tương quan.
Giả định không có hiện tượng đa cộng tuyến: Theo Nguyễn Đình Thọ (2011), hiện tượng đa cộng tuyến được xem xét thông qua giá trị VIF của các hệ số Beta, nếu các giá trị VIF này nhỏ hơn 10 thì hiện tượng đa cộng tuyến xem như không xuất hiện, hiện tượng đa cộng tuyến sẽ ảnh hưởng đến việc giải thích các kết quả hồi quy của các biến độc lập, dựa vào các giá trị VIF trong bảng hệ số hồi quy ta thấy các giá trị VIF của các hệ số ước lượng Beta đều < 3 rất nhiều (1.545 - 2.125), điều này cũng cho thấy rằng các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu không có hiện tượng đa cộng tuyến, và các kết quả này cũng an tâm lý giải.
Giả định về phân phối chuẩn phần dư: Giả định này được xem xét thông qua biểu đồ thể hiện sự phân phối của phần dư chuẩn hóa, nếu biểu đồ thể hiện sự phân phối chuẩn của phần dư chuẩn hóa giả định sẽ được đáp ứng, nhìn vào hình ta thấy phần dư chuẩn hóa của phương trình hồi quy 1 có dạng hình chuông và phân phối chuẩn nên ta có thể kết luận Giả định phân phối chuẩn phần dư được đáp ứng.
50
(Nguồn nghiên cứu định lượng)
Hình 4.12 Biểu đồ phân phối chuẩn phần dư chuẩn hóa
Dựa vào bảng hệ số ước lượng hồi quy của mô hình ta có thể kết luận như sau thông qua các kiểm định cũng như hệ số ước lượng có được từ phân tích hồi quy
Yếu tố chuẩn chủ quannhìn vào kết quả phân tích hồi quy, ta thấy hệ số beta chuẩn hóa của ước lượng là 0.259, đồng thời giá trị kiểm định sig của hệ số Beta là 0.000 < 0.05, nên ở độ tin cậy 95% ta có thể nói rằng chuẩn chủ quan tác động cùng chiều đến quyết định mua hàng , điều này có nghĩa rằng khi tăng chính chuẩn chủ quan lên một đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì quyết định mua sẽ tăng lên 0.259 đơn vị, tuy đây không phải là yếu tố tác động mạnh nhất đến quyết định mua nhưng trọng số của yếu tố này cũng tương đối lớn so với các trọng số khác trong mô hình nghiên cứu và đây là yếu tố tác động cùng chiều đến quyết định mua, cần có những biện pháp thích hợp nếu muốn gia tăng quyết định mua
51
Beta của yếu tố này là 0.216, bên cạnh đó giá trị kiểm định sig của yếu tố này là 0.000 (<0.05) nên ở độ tin cậy 95% ta có thể kết luận rằng kiểm soát hành vi có ảnh hưởng cùng chiều đến đến quyết định mua hàng , điều này có nghĩa rằng khi tăng kiểm soát hành vi lên một đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì quyết định mua sẽ tăng lên 0.216 đơn vị, cần có những biện pháp thích hợp nếu muốn gia tăng quyết định mua hàng trực tuyến của khách hàng
Yếu tố nhận thức hữu ích kết quả ước lượng mô hình cho thấy được hệ số Beta của yếu tố này là 0.331, bên cạnh đó giá trị kiểm định sig của yếu tố này là 0.000 (<0.05) nên ở độ tin cậy 95% ta có thể kết luận rằng nhận thức hữu ích có ảnh hưởng cùng chiều đến đến quyết định mua hàng , điều này có nghĩa rằng khi tăng nhận thức hữu ích lên một đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì quyết định mua sẽ tăng lên 0.331 đơn vị, cần có những biện pháp thích hợp nếu muốn gia tăng quyết định mua hàng trực tuyến của khách hàng
Yếu tố thái độ hành vikết quả ước lượng mô hình cho thấy được hệ số Beta của yếu tố này là 0.060, bên cạnh đó giá trị kiểm định sig của yếu tố này là 0.000 (<0.05) nên ở độ tin cậy 95% ta có thể kết luận rằng thái độ hành vi có ảnh hưởng cùng chiều đến đến quyết định mua hàng , điều này có nghĩa rằng khi tăng thái độ hành vi lên một đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì quyết định mua sẽ tăng lên 0.060 đơn vị, cần có những biện pháp thích hợp nếu muốn gia tăng quyết định mua hàng trực tuyến của khách hàng
Yếu tố tính dễ sử dụngkết quả ước lượng mô hình cho thấy được hệ số Beta của yếu tố này là 0.224 , bên cạnh đó giá trị kiểm định sig của yếu tố này là 0.000 (<0.05) nên ở độ tin cậy 95% ta có thể kết luận rằng tính dể sử dụng có ảnh hưởng cùng chiều đến đến quyết định mua hàng , điều này có nghĩa rằng khi tăng tính dể sử dụng lên một đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì quyết định mua sẽ tăng lên 0.224 đơn vị, cần có những biện pháp thích hợp nếu muốn gia tăng quyết định mua hàng trực tuyến của khách hàng
Yếu tố chấp nhận rủi rokết quả ước lượng mô hình cho thấy được hệ số Beta của yếu tố này là 0.143, bên cạnh đó giá trị kiểm định sig của yếu tố này là 0.000 (<0.05) nên ở độ tin cậy 95% ta có thể kết luận rằng chấp nhận rủi ro có ảnh hưởng
52
cùng chiều đến đến quyết định mua hàng , điều này có nghĩa rằng khi tăng sự chấp nhận rủi ro lên một đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì quyết định mua sẽ tăng lên 0.143 đơn vị, cần có những biện pháp thích hợp nếu muốn gia tăng quyết định mua hàng trực tuyến của khách hàng
Như vậy thông qua phương pháp hồi quyta có thể kết luận được các giả thuyết nghiên cứu nào được chấp nhận và giả thuyết nghiên cứu nào bị bác bỏ, và ước lượng được mức độ quan trọng của các yếu tố tác động đến quyết định mua hàng trục tiếp, kết quả có 6 giả thuyết nghiên cứu được chấp nhận ở độ tin cậy 95% đây chính là căn cứ để đưa ra các yếu tố chính sách thích hợp nhẳm cải thiện quyết định mua hàng của khách hàng trong khoản thời gian trong tương lai
Bảng 4.12 Tóm tắt kết quả các giả thuyết được kiểm định Các giả thuyết nghiên cứu
Kết quả kiểm
định
Giả thuyết H1: Yếu tố chuẩn chủ quan tác động tích cực đến quyết định mua sắm của người tiêu dùng trên các sàn thương mại điện tử tại TPHCM trong thời kỳ Covid-19
Chấp nhận Giả thuyết H2: Yếu tố nhận thức kiểm soát hành vi tác động tích
cực đến quyết định mua sắm của người tiêu dùng trên các sàn thương mại điện tử tại TPHCM trong thời kỳ Covid-19
Chấp nhận Giả thuyết H3: Yếu tố thái độ đối với hành vi tác động tích cực đến
quyết định mua sắm của người tiêu dùng trên các sàn thương mại điện tử tại TPHCM trong thời kỳ Covid-19
Chấp nhận Giả thuyết H4: Yếu tố nhận thức sự hữu ích tác động tích cực đến
quyết định mua sắm của người tiêu dùng trên các sàn thương mại điện tử tại TPHCM trong thời kỳ Covid-19
Chấp nhận Giả thuyết H5: Yếu tố nhận thức tính dễ sử dụng tác động tích cực
đến quyết định mua sắm của người tiêu dùng trên các sàn thương mại điện tử tại TPHCM trong thời kỳ Covid-19
Chấp nhận
53
Giả thuyết H6: Yếu tố chấp nhận rủi ro mua hàng trực tuyến tác động tích cực đến quyết định mua sắm của người tiêu dùng trên các sàn thương mại điện tử tại TPHCM trong thời kỳ Covid-19
Chấp nhận
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
Phương trình thể hiện mối quan hệ giữa quyết định mua hàng trực tiếp và các yếu tố thành phần thông qua ước lượng mối quan hệ tuyến tính.
Phương trình chưa chuẩn hóa:
Quyết định mua hàng trực tuyến = -0.136 + 0.249 nhận thức hữu ích + 0.229 chuẩn chủ quan + 0.207 tính dể sử dụng + 0.187 kiểm soát hình vi + 0.123 chấp nhận rủi ro + 0.051 thái độ hành vi
Phương trình chuẩn hóa:
0.331 nhận thức hữu ích + 0.259 chuẩn chủ quan + 0.244 tính dể sử dụng + 0.216 kiểm soát hình vi + 0.143 chấp nhận rủi ro + 0.60 thái độ hành vi