7. Tổng quan tài liệu nghiên cứu
3.3.2. Phân tích hồi quy
Để kiểm định sự ảnh hƣởng và vai trò quan trọng của các nhân tố lên sự hài lòng của khách hàng online thì mô hình hồi quy đƣợc sử dụng. Mô hình hồi quy này có biến phụ thuộc là sự “Sự hài lòng của khách hàng online” và biến độc lập là các nhân tố “Sự phản hồi”, “Dịch vụ khách hàng”, “Đặc tính hàng hóa”, “Tính bảo mật”, “Giao hàng”, “Phƣơng thức thanh toán”, “Uy tín
65
nhà cung cấp”, “Giao dịch”, “Chất lƣợng sản phẩm” và “Chất lƣợng thông tin”. Phƣơng pháp phân tích mô hình hồi quy trong nghiên cứu này là phƣơng pháp Enter, đƣa tất cả các biến vào phân tích cùng một lúc.
a. Kiểm định mức độ phù hợp của mô hình
Bảng 3.11. Đánh giá độ phù hợp của mô hình hồi quy
Model Summaryb
Mô hình
R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số của ƣớc lƣợng Durbin- Watson 1 .862a .743 .731 .46951 1.918 a. Predictors: (Constant), F1, F2, F3, F4, F5, F6, F7, F8, F9, F10 b. Dependent Variable: F11
Kết quả ở Bảng 3.11. cho thấy R2 hiệu chỉnh là 0.731 có nghĩa là mô hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức 73.1%. Điều này có thể hiểu là các biến độc lập trong mô hình này có khả năng giải thích đƣợc 73.1% sự biến thiên của “Sự hài lòng của khách hàng online”, còn lại 26.9% đƣợc giải thích bởi những nhân tố khác chƣa đƣợc đề cập trong mô hình.
Kiểm định Durbin-Watson đƣợc thực hiện với hệ số bằng 1.918 (gần bằng 2) cho phép kết luận các biến độc lập không có sự tự tƣơng quan với nhau.
Kiểm định F đƣợc sử dụng trong bảng phân tích phƣơng sai để kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính. Kiểm định này với ý tƣởng xem xét mối quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và biến độc lập đƣợc thực hiện với giả thuyết H0 là β1=β2=β3=β4= β5=β6=β7=β8 = β9=β10=0.
66
Bảng 3.12. Kết quả kiểm định độ phù hợp của mô hình
ANOVAa Mô hình Tổng bình phƣơng df Trung bình bình phƣơng F Sig. 1 Hồi quy 137.769 10 13.777 62.498 .000b Số dƣ 47.614 216 .220 Tổng 185.384 226 a. Dependent Variable: SHLKH
b. Predictors: (Constant), CLTT, PH, DVKH, UT, GD, CLSP, BM, ĐTHH, GH, PTTT
Trị thống kê F= 62.498 với giá trị Sig. nhỏ hơn rất nhiều so với 0.05 cho phép bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng tất cả các hệ số hồi quy bằng 0 (ngoại trừ hằng số), mô hình hồi quy tuyến tính bội của nghiên cứu phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng đƣợc.
b. Kết quả phân tích hồi quy đa biến
Bảng 3.13. Các thông số thống kê của từng nhân tố trong mô hình
Coefficientsa
Mô hình
Hệ số hồi quy chƣa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy đã chuẩn hóa t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error Beta Độ chấp nhận Hệ số phóng đại ph/sai 1 Hằng số -1.462 .226 -6.461 .000 F1 .159 .035 .160 4.593 .000 .979 1.022 F2 .282 .044 .236 6.356 .000 .861 1.162 F3 .344 .043 .333 8.061 .000 .697 1.434 F4 -.061 .049 -.051 -1.240 .216 .689 1.451 F5 -.015 .048 -.014 -.318 .751 .620 1.612 F6 .217 .045 .212 4.812 .000 .610 1.639 F7 .057 .034 .063 1.683 .094 .857 1.166 F8 .030 .043 .027 .689 .491 .800 1.250 F9 .144 .039 .143 3.647 .000 .773 1.294 F10 .323 .044 .318 7.391 .000 .641 1.560 a. Dependent Variable: F11
67
Nhìn vào kết quả của Bảng 3.13 ta thấy rằng có 4 nhân tố có giá trị Sig.> 0.05, không có ý nghĩa thống kê trong mô hình sẽ bị loại ra khỏi phƣơng trình hồi quy, bao gồm “Bảo mật”, “Khâu giao hàng”, “Uy tín nhà cung cấp” và “Khả năng giao dịch”. Còn lại 6 nhân tố có giá trị Sig. còn lại tại các mức kiểm định t đều < 0.01 điều này chứng tỏ các nhân tố đều có ý nghĩa thống kê trong mô hình, bao gồm “Sự phản hồi”, “Dịch vụ khách hàng”, “Đặc tính hàng hóa”, “Phƣơng thức thanh toán”, “Chất lƣợng sản phẩm” và “Chất lƣợng thông tin”.
Phƣơng trình hồi quy chƣa chuẩn hóa có dạng:
F11= -1.462 + 0.159x F1 + 0.282x F2 + 0.344x F3 + 0.217x F6 + 0.144x F9 + 0.323x F10
Phƣơng trình hồi quy chuẩn hóa có dạng:
F11= 0.160x F1 + 0.236x F2 + 0.333x F3 + 0.212x F6 + 0.143x F9 + 0.318x F10
3.3.3. Kiểm định giả thuyết
Hệ số hồi quy đã chuẩn hóa cho thấy 6 nhân tố đều thực sự có tác động lên Sự hài lòng của khách hàng mua sắm online.
Với giả thuyết H1: kết quả ƣớc lƣợng cho thấy mối quan hệ giữa Chất lƣợng thông tin (CLTT) và Sự hài lòng (SHL) là 0.318, với mức ý nghĩa thống kê p= 0.009. Tức là chất lƣợng thông tin tốt sẽ cải thiện sự hài lòng của khách hàng mua sắm trực tuyến và ngƣợc lại.
Với giả thuyết H3: kết quả ƣớc lƣợng cho thấy mối quan hệ giữa Đặc tính hàng hóa (ĐTHH) và SHL là 0.333, với mức ý nghĩa thống kê p= 0.000. Tức là sự đa dạng hàng hóa và giá cả thấp sẽ có tác động tích cực đến sự hài lòng của khách hàng mua sắm trực tuyến và ngƣợc lại.
Với giả thuyết H6: kết quả ƣớc lƣợng cho thấy mối quan hệ Sự phản hồi (PH) và SHL là 0.143, với mức ý nghĩa thống kê p= 0.000. Tức là thời gian
68
phản hồi nhanh sẽ có tác động tích cực đến sự hài lòng của khách hàng mua sắm trực tuyến và ngƣợc lại.
Với giả thuyết H8: kết quả ƣớc lƣợng cho thấy mối quan hệ giữa Phƣơng thức thanh toán (PTTT) và SHL là 0.212, với mức ý nghĩa thống kê p= 0.000. Tức là phƣơng thức thanh toán thuận tiện sẽ có tác động tích cực đến sự hài lòng của khách hàng mua sắm trực tuyến và ngƣợc lại.
Với giả thuyết H10: kết quả ƣớc lƣợng cho thấy mối quan hệ giữa Dịch vụ chăm sóc khách hàng (DVKH) và SHL là 0.236, với mức ý nghĩa thống kê p= 0.000. Tức là mức độ cao hơn về dịch vụ chăm sóc khách hàng sẽ dẫn đến sự hài lòng lớn hơn và ngƣợc lại.
Với giả thuyết H11: kết quả ƣớc lƣợng cho thấy mối quan hệ giữa Chất lƣợng sản phẩm (CLSP) và SHL là 0.160, với mức ý nghĩa thống kê p= 0.000. Tức là chất lƣợng sản phẩm càng cao thì dẫn đến sự hài lòng của khách hàng mua sắm trực tuyến càng lớn và ngƣợc lại.
Các giả thuyết H2, H4, H5, H7, H9 không đƣợc chấp nhận vì mức ý nghĩa thống kê p>0.05.
Từ kết quả trên nhân tố tác động nhiều nhất đến sự hài lòng của khách hàng mua sắm online là yếu tố “Đặc tính hàng hóa”, tiếp đến là yếu tố “Chất lƣợng thông tin”, yếu tố “Dịch vụ chăm sóc khách hàng”, yếu tố “Phƣơng thức thanh toán”, yếu tố “Sự phản hồi” và ảnh hƣởng ít nhất là yếu tố “Chất lƣợng sản phẩm”.
Nhƣ vậy, so với mô hình nghiên cứu đề nghị ban đầu gồm 11 nhân tố, khi tiến hành nghiên cứu thực nghiệm trên địa bàn thành phố Kon Tum, thì có 6 nhân tố tác động đến sự hài lòng của khách hàng mua sắm online trong đó có 2 nhân tố trƣớc khi mua hàng (“Đặc tính hàng hóa” và “Chất lƣợng thông tin”), 2 nhân tố trong khi mua hàng (“Sự phản hồi” và “Phƣơng thức thanh toán”) và 2 nhân tố sau khi mua hàng (“Dịch vụ khách hàng” và “Chất lƣợng
69
sản phẩm”) tác động lên sự hài lòng của khách hàng.
Nghiên cứu này cho thấy có sự khác biệt giữa ngƣời dân thành phố Kon Tum với những ngƣời tiêu dùng ở các nghiên cứu khác. Cụ thể, yếu tố “Thiết kế trang web” (Szymanski và Hise (2000), Liu X. và cộng sự (2008), Lê Văn Huy và Nguyễn Thị Hoài Ân (2013)); “Uy tín của nhà cung cấp” (Lê Văn Huy & Nguyễn Thị Hoài Ân (2013)); “Sự bảo mật/ riêng tƣ” (Syzmanski & Hise (2000), Schaupp & Belanger (2005), Liu X. & cộng sự (2008), Lê Văn Huy & Nguyễn Thị Hoài Ân (2013)) và “Khả năng giao dịch” (Kim & Stoel (2004), Liu X. & cộng sự (2008)) hay “Khâu giao hàng” (Wang & Huarng (2002), Schaupp & Belanger (2005), Liu X. & cộng sự (2008), Vũ Huy Thông & Trần Mai Trang (2013)) không ảnh hƣởng đến sự hài lòng.
Nghiên cứu này cũng ra rằng các nhân tố trƣớc khi mua hàng ảnh hƣởng nhiều hơn đến sự hài lòng so với các nhân tố trong quá trình mua và sau khi mua. Điều này cũng khác so với nghiên cứu nghiên cứu của Susan Kleinman (2012) yếu tố phƣơng thức thanh toán là ảnh hƣởng lớn nhất; nghiên cứu của Lê Văn Huy & Nguyễn Thị Hoài Ân (2013) thì thông tin trên website ảnh hƣởng lớn nhất; nghiên cứu của Vũ Huy Thông & Trần Mai Trang (2013) giá của sản phẩm ảnh hƣởng lớn nhất hay nghiên cứu của Moore (2014) thì sự tín nhiệm của khách hàng đối với nhà cung cấp là lớn nhất đến sự hài lòng của khách hàng mua sắm online.
Nguyên nhân dẫn đến sự khác biệt này bởi vì ngƣời tiêu dùng tại thành phố Kon Tum đại đa số chỉ mới tiếp cận phƣơng thức mua sắm hiện đại này nên họ chú ý nhiều hơn các yếu tố trƣớc khi mua hàng nhƣ đặc tính hàng hóa và chất lƣợng thông tin mà chƣa có sự đòi hỏi cao hay chú trọng về việc thiết kế web, tính bảo mật, khả năng giao dịch khi mua sắm. Bên cạnh đó, ngƣời tiêu dùng đƣợc khảo sát tại Kon Tum ít tham gia mua sắm trong môi trƣờng thƣơng mại điện tử, do đó, họ không có nhiều kinh nghiệm để so sánh thiết kế
70
của các trang web hay uy tín của các nhà cung cấp bán hàng online. Mặc khác, khi một trang web có sự phản hồi tốt, giải đáp các vƣớng mắc của khách hàng trong quá trình tìm hiểu thông tin về sản phẩm hay cách thức thanh toán… một cách kịp thời thì họ sẽ bỏ qua các yêu cầu về khả năng giao dịch khi mua sắm.
Kon Tum là khu vực miền núi, đa số các mặt hàng mới, lạ nhập về ngƣời bán sẽ nâng giá rất cao so với giá trị thực của sản phẩm nên trong mua sắm trực tuyến, các đặc tính hàng hóa với mặt hàng đa dạng và giá cả phù hợp kèm theo đó là chất lƣợng thông tin cung cấp cho khách hàng có ảnh hƣởng rất lớn đến sự hài lòng online. Bên cạnh đó, lâu nay ở thành phố Kon Tum, ngƣời tiêu dùng có thu nhập tƣơng đối thấp, ít có danh nghiệp kinh doanh, cung cấp dịch vụ thì gần nhƣ yếu tố phục vụ khách hàng không đƣợc chú trọng, nên khi mua sắm online khách hàng kỳ vọng vào những dịch vụ chất lƣợng hơn đƣợc cung cấp bên ngoài địa phƣơng. Đặc biệt, khi mua sắm online hiện nay vẫn còn nhiều bất cập về chất lƣợng sản phẩm thực so với quảng cáo, thì ngƣời tiêu dùng đòi hỏi các chính sách phù hợp trong dịch vụ chăm sóc khách hàng nhƣ đổi trả, bảo hành, giải đáp thắc mắc về sản phẩm/ dịch vụ càng cao. Phƣơng thức thanh toán cũng tác động đáng kể đến sự hài long online, bởi cơ sở hạ tầng nhƣ hệ thống ATM, thẻ tín dụng,… tại Kon Tum vẫn chƣa thực sự phổ biến, thói quen giữ tiền mặt cũng khiến khách hàng đa số lựa chọn phƣơng thức thanh toán trả hàng trực tiếp khi nhận hàng. Nên việc đa dạng hóa các phƣơng thức thanh toán, đáp ứng yêu cầu khách hàng sẽ gia tăng sự hài lòng trong mua sắm online. Tâm lý khách hàng ở những địa phƣơng xa các thành phố lớn nhƣ Kon Tum thì khi mua sắm online có tâm lý ngại đổi trả hay sửa chữa, bảo hành sản phẩm/ dịch vụ, nên đa số khách hàng đƣợc phỏng vấn trả lời rằng khi nhận đƣợc sản phẩm không nhƣ mong đợi họ chỉ nhận sản phẩm và cảm thấy thất vọng vào quyết định mua
71
của mình chứ không có ý định đổi trả vì các chi phí vận chuyển và thời gian đi kèm. Vì vậy, chất lƣợng sản phẩm thực sự có ảnh hƣởng đến sự hài lòng của ngƣời tiêu dùng tại thành phố Kon Tum.
3.4. KHẢO SÁT SỰ KHÁC BIỆT CỦA CÁC YẾU TỐ GIỚI TÍNH, THU NHẬP, CÔNG VIỆC, THỜI GIAN, MỤC ĐÍCH VÀ TẦN SUẤT THU NHẬP, CÔNG VIỆC, THỜI GIAN, MỤC ĐÍCH VÀ TẦN SUẤT SỬ DỤNG INTERNET ĐẾN SỰ HÀI LÕNG CỦA KHÁCH HÀNG
Để xem xét sự ảnh hƣởng của các nhân tố đến sự hài lòng của khách hàng mua sắm online có sự khác biệt giữa biến định tính bao gồm giới tính, thu nhập, trình độ học vấn, thời gian và mục đích sử dụng internet hay không thì nghiên cứu này thực hiện phân tích trung bình các mẫu độc lập nhau thông qua kiểm định Independent Sample T-Test và OneWay Anova.
3.4.1. Khảo sát yếu tố “Giới tính”
Bảng 3.14. Kiểm định sự khác biệt về giới tính trong việc đánh giá sự hài lòng của khách hàng
Independent Samples Test
F11 Phƣơng sai bằng nhau Phƣơng sai không bằng nhau Levene's Test for
Equality of Variances
F 4.049
Sig. .045
t-test for Equality of Means t .514 .518 df 225 224.896 Sig. (2-tailed) .608 .605 Mean Difference .06202 .06202 Std. Error Difference .12069 .11980 95% Confidence Interval of the Difference Lower -.17580 -.17405 Upper .29984 .29810
72
Nghiên cứu sử dụng kiểm định trung bình 2 mẫu độc lập Independent Sample T-Test để xem xét có sự khác biệt hay không giữa nam và nữ về sự hài lòng khi mua sắm online.
Với độ tin cậy 95%, giá trị của Sig. kiểm định Levene= .045< 0.05, ta chấp
nhận giả thuyết phƣơng sai 2 mẫu không bằng nhau, vì vậy bƣớc tiếp theo tác giả sử dụng kết quả ở hàng Equal variances not asumed để đánh giá kết quả kiểm định t.
Xét kiểm định t, với giá trị Sig.= .605> 0.05, chƣa có cơ sở để xác định có sự khác biệt có ý nghĩa trong việc đánh giá sự hài lòng của khách hàng ở 2 nhóm nam và nữ ở thành phố Kon Tum.
3.4.2. Khảo sát yếu tố “Thu nhập”
Kiểm định One Way Anova đƣợc sử dụng để xem xét sự khác biệt giữa những khách hàng có thu nhập khác nhau đến sự hài lòng của họ khi mua sắm online.
Kết quả kiểm định cho thấy phƣơng sai của các nhóm không bằng nhau (Sig.= 0.002). Kiểm định F có giá trị 3.432 với mức ý nghĩa Sig.= 0.01< 0.05 có cơ sở để xác định có sự khác biệt giữa những ngƣời có thu nhập khác nhau thì cũng khác nhau về sự hài lòng của họ.
Kiểm định sâu Anova cho thấy có sự khác biệt giữa nhóm những ngƣời có thu nhập từ 2-4 triệu với nhóm những ngƣời có thu nhập trên 10 triệu. Trong đó, những ngƣời có thu nhập trên 10 triệu (trung bình bằng 2.51) ít hài lòng hơn so với các nhóm thu nhập còn lại (Xem chi tiết Phụ lục 9).
3.4.3. Khảo sát yếu tố “Công việc”
Kiểm định One Way Anova đƣợc sử dụng để xem xét sự khác biệt giữa những khách hàng làm công việc khác nhau đến sự hài lòng của họ khi mua sắm online.
73
0.111). Kiểm định F có giá trị 2.663 với mức ý nghĩa Sig.= 0.033< 0.05 có cơ sở để xác định có sự khác biệt giữa những ngƣời làm những công việc khác nhau thì cũng khác nhau về sự hài lòng của họ.
Bảng 3.15. Kiểm định sự khác biệt về công việc trong việc đánh giá sự hài lòng của khách hàng
Multiple Comparisons
Dependent Variable: F11 LSD
(I) Công
việc (J) Công việc
Mean Difference (I-J) Std. Error Sig. 95% Confidence Interval Lower Bound Upper Bound Nhân viên văn phòng Nội trợ 1.10333* .37872 .004 .3570 1.8497 Tự kinh doanh .02000 .18647 .915 -.3475 .3875 Học sinh, sinh viên -.09139 .13695 .505 -.3613 .1785 Khác .15333 .25248 .544 -.3442 .6509
Nội trợ
Nhân viên văn
phòng -1.10333
* .37872 .004 -1.8497 -.3570 Tự kinh doanh -1.08333* .39617 .007 -1.8641 -.3026 Học sinh, sinh viên -1.19473* .37542 .002 -1.9346 -.4549 Khác -.95000* .43119 .029 -1.7998 -.1002
Tự kinh doanh
Nhân viên văn
phòng -.02000 .18647 .915 -.3875 .3475 Nội trợ 1.08333* .39617 .007 .3026 1.8641 Học sinh, sinh viên -.11139 .17966 .536 -.4655 .2427 Khác .13333 .27797 .632 -.4145 .6811
Học sinh, sinh viên
Nhân viên văn
phòng .09139 .13695 .505 -.1785 .3613 Nội trợ 1.19473* .37542 .002 .4549 1.9346 Tự kinh doanh .11139 .17966 .536 -.2427 .4655 Khác .24473 .24749 .324 -.2430 .7325
Khác
Nhân viên văn
phòng -.15333 .25248 .544 -.6509 .3442