CHƢƠNG 3 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.3. PHÂN TÍCH NHÂN TỐ KHÁM PHÁ (EFA)
Sau khi đánh giá sơ bộ thang đo đo lƣờng các yếu tố ảnh hƣởng đến sự cam kết và thang đo sự cam kết với tổ chức bằng hệ số Cronbach alpha, toàn bộ các biến quan sát đƣợc đƣa vào phân tích nhân tố khám phá (EFA). Việc phân tích nhân tố EFA s giúp khám phá các cấu trúc khái niệm nghiên cứu, loại bỏ các biến đo lƣờng không đạt yêu cầu, đảm bảo cho thang đo có tính
đồng nhất và tập hợp các biến quan sát có mối quan hệ chặt ch thành một số nhân tố mà không giảm lƣợng thông tin các biến ban đầu.
3.3.1. P ân tí n ân tố ám p á v á b ến độ lập
Thang đo các thành phần độc lập bao gồm: 14 biến quan sát đƣợc đƣa vào kiểm định tiếp theo trong EFA. Các biến đều đạt yêu cầu với hệ số tải nhân tố lớn hơn 0.5, phƣơng sai trích đạt 75.475 % (tức 75.475 % biến thiên của dữ liệu đƣợc giải thích bởi 4 nhân tố trích đƣợc) (Xem phụ lúc 2). Mức ý nghĩa của kiểm định Bartlett bằng 0.000 (<0.05) đạt yêu cầu, tức các biến quan sát có tƣơng quan với nhau trên tổng thể. Hệ số KMO bằng 0.830 đạt yêu cầu 0.5<KMO< 1 nên dữ liệu ph hợp để thực hiện phân tích nhân tố hay tám nhân tố trích đƣợc có ý nghĩa thống kê (Bảng 3.11).
Bảng 3.11: Bảng kết quả kiểm định KMO và Bart eGT
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .830 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 587.761
df 91
Sig. .000
Trong bảng thể hiện ma trận xoay của các yếu tố, đối với biến GT2, hệ số tải nằm ở cả 2 nhân tố 1 và 3, tuy nhiên ta s lựa chọn hệ số tải lớn hơn là 0.773 nên biến này vẫn thuộc nhân tố thứ nhất. Tƣơng tự, biến eWOM2 và eWOM3 thuộc nhân tố thứ hai.
Bảng 3.12: Bảng ma tr n xoay các biến độc p
Rotated Component Matrixa
Component 1 2 3 4 GT1 .871 GT2 .773 .397 GT3 .865 GT4 .781 TT1 .810 TT2 .843 TT3 .835 CL1 .827 CL2 .764 CL3 .742 eWOM1 .791 eWOM2 .387 .773 eWOM3 .742 .405 eWOM4 .792
3.3.2. P ân tí n ân tố ám p á v b ến p ụ t uộ
Với 4 biến quan sát của 1 thành phần đo lƣờng Quyết định mua hàng trực tuyến của khách hàng Ivy Moda đƣợc đƣa vào kiểm định EFA. Kết quả phân tích cho thấy các hệ số tải nhân tố (trọng số nhân tố) đều lớn hơn 0.5. Thang đo rút ra là chấp nhận đƣợc vì hệ số KMO = 0.742, (0.5<KMO<1) và mức ý nghĩa của kiểm định Bartlett là 0.000 ≤ 0.05 nên kiểm định có ý nghĩa thống kê và các biến quan sát có tƣơng quan với nhau trong tổng thể. Phƣơng sai trích 73.428% > 50% (xem phụ lục 2), thể hiện rằng nhân tố rút ra đƣợc giải thích 73.428% biến thiên của dữ liệu tại hệ số Eigenvalue = 2.937. Nhƣ vậy, tất cả các tiêu chuẩn của phân tích nhân tố đối với thang đo đo lƣờng Quyết định mua hàng trực tuyến của khách hàng Ivy Moda đều đƣợc chấp nhận về giá trị.
Bảng 3.13: Bảng kết quả kiểm định KMO và Bart ett
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .742 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 182.081
df 6
3.4. PHÂN TÍCH HỒI QUY – KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT NGHIÊN CỨU
3.4.1. P ân tí ệ số tƣơng qu n Pe rson
Trƣớc khi tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính ta xem x t qua các mối tƣơng quan tuyến tính giữa các biến độc lập và phụ thuộc, xem x t tổng quát mối quan hệ giữa t ng biến độc lập với biến phụ thuộc và giữa các biến độc lập với nhau. Qua kết quả phân tích hệ số tƣơng quan đƣợc thể hiện ở Phụ lục 2 cho thấy giữa các biến độc lập và các biến phụ thuộc đều có tƣơng quan với nhau và tƣơng quan thuận chiều, điều này chứng tỏ giữa chúng có mối quan hệ tuyến tính với nhau. Bên cạnh đó, các biến độc lập cũng có sự tƣơng quan nhất định. Điều này s đƣợc xem x t thêm hiện tƣợng đa cộng tuyến khi đƣa vào phân tích mơ hình hồi quy chung.
3.4.2. P ân tí ồ quy á yếu tố ản ƣởng đến Quyết địn mu àng trự tuyến ủ á àng Ivy Mo
Kết quả phân tích qua số liệu thống kê đã cung cấp một cái nhìn tổng quát về các nhân tố của mạng xã hội Facebook tác động đến quyết định mua hàng, cộng với mơ hình lý thuyết đã xây dựng, đề tài tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính bội để định lƣợng mối quan hệ giữa các biến và hình thành mơ hình thực tiễn.
Sau khi tiến hành xem x t đặc điểm cũng nhƣ mức độ tƣơng quan cặp giữa các biến độc lập trong mơ hình nghiên cứu, tác giả tiến hành hồi quy và kiểm định các giả thuyết của mơ hình. Đầu tiên tất cả các biến xem x t đƣợc đƣa vào mơ hình tổng qt (d ng phƣơng pháp Enter), đây là phƣơng pháp mà SPSS s xử lý tất cả các biến độc lập muốn đƣa vào mơ hình.
Bảng 3.14: Kết quả hồi quy theo phư ng pháp Enter Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error
Beta Tolerance VIF
1 (Constant) ,572 ,344 1,660 ,102 GT ,081 ,078 ,091 1,047 ,299 ,746 1,341 TT ,318 ,086 ,337 3,708 ,000 ,674 1,483 CL -,061 ,064 -,080 -,951 ,345 ,791 1,265 eWOM ,509 ,095 ,534 5,387 ,000 ,568 1,760 Model Summary R2 0,788 Adjusted R2 0,621 F 27,805 Sig. 0.000 Durbin-Watson 2,069 a. Dependent Variable: QDMH
nghĩa 5% (Sig. = 0,000). Các biến độc lập giải thích đƣợc 78,8% sự biến thiên của QDMH. Các biến TT và eWOM có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5% (hệ số hồi quy riêng phần sig. = 0,000), các biến cịn lại khơng có ý nghĩa thống kê là CL, GT (sig. quá lớn).
- Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Kết quả hệ số tƣơng quan Pearson ở mục 3.4.1. cho thấy khơng có nghi ngờ về hiện tƣợng đa cộng tuyến giữa các biến. Tuy nhiên để có thể đƣa ra kết luận chắc chắn ta cần kiểm định lại.
Độ chấp nhận của biến (Tolerance) và hệ số phóng đại phƣơng sai (Variance inflation factor – VIF) đƣợc d ng để phát hiện hiện tƣợng đa cộng tuyến. T kết quả Bảng 3.18 ta có thể thấy hệ số VIF của tất cả các biến nằm trong khoảng t 1,2646 đến 1,760, giá trị VIF rất nhỏ so với mức 5: dấu hiệu có hiện tƣợng đa cộng tuyến và mức 10: khẳng định giữa các biến có đa cộng tuyến, điều này chứng tỏ mơ hình khơng có dấu hiệu của hiện tƣợng đa cộng tuyến.
- Kiểm định hiện tượng tự tương quan
Theo thống kê Durbin – Watson: hệ số d dao động t 0<d<4, nếu d = 4 thì tƣơng quan âm hồn hảo, d = 0: tƣơng quan dƣơng hoàn hảo, d ≈ 2 thì khơng có tự tƣơng quan. Qua kết quả thể hiện trên Bảng 3.18, hệ số Durbin – Watson là 2,069 có thể đƣa ra kết luận là mơ hình khơng có hiện tƣợng tự tƣơng quan.
Ở phần trên, đề tài đã phân tích tồn bộ các nhân tố dự kiến ảnh hƣởng đến quyết định mua hàng trực tuyến của khách hàng với mơ hình hồi quy bội, phƣơng pháp đƣa biến Enter. Tuy nhiên sau khi phân tích ý nghĩa các hệ số hồi quy riêng phần trong mơ hình, có thể nhận thấy có một số nhân tố khơng thực sự có ảnh hƣởng. Để khắc phục các hiện tƣợng này, khi phân tích hồi
quy bội, các biến độc lập đƣợc đƣa vào mơ hình theo phƣơng pháp chọn t ng bƣớc (Stepwise), đây là sự kết hợp của phƣơng pháp đƣa dần vào (Forward) và loại tr dần (Backward). Theo phƣơng pháp này, một biến đã đƣợc đƣa vào mơ hình rồi vẫn có thể bị loại ra bởi khi đƣa một biến mới vào có thể làm giảm đáng kể tầm quan trọng của biến đã đƣợc đƣa vào mơ hình t trƣớc đó. Nhƣ vậy, các biến độc lập trong mơ hình đều đƣợc xem x t trong t ng bƣớc.
Kết qủa phân tích cụ thể nhƣ sau:
Bảng 3.15: họn ọc các biến (theo phư ng pháp stepwise)
Variables Entered/Removeda Model Variables Entered Variables Removed Method 1 eWOM .
Stepwise (Criteria: Probability-of-F-to- enter <= ,050, Probability-of-F-to- remove >= ,100).
2 TT .
Stepwise (Criteria: Probability-of-F-to- enter <= ,050, Probability-of-F-to- remove >= ,100).
a. Dependent Variable: QDMH
Bảng trên tóm tắt các bƣớc chọn lọc biến (đƣa vào/loại ra), 2 trong số 4 biến tham gia có thể có trong mơ hình cuối c ng. Các biến này đƣợc đƣa vào mơ hình theo thứ tự: eWOM; TT.
- Mơ hình 2: gồm 2 biến giải thích là eWOM; TT
Quy trình chọn biến và loại bỏ biến t các biến nghiên cứu đƣợc trình bày cụ thể nhƣ sau. Bảng 3.16: Các biến bị oại bỏ Excluded Variablesa Model Beta In t Sig. Partial Correlation Collinearity Statistics
Tolerance VIF Minimum
Tolerance 1 GT ,143b 1,562 ,123 ,184 ,780 1,282 ,780 TT ,348b 3,914 ,000 ,424 ,703 1,422 ,703 CL -,044b -,480 ,633 -,057 ,803 1,246 ,803 2 GT ,083c ,966 ,337 ,116 ,752 1,331 ,627 CL -,072c -,860 ,393 -,103 ,797 1,254 ,618 a. Dependent Variable: QDMH
b. Predictors in the Model: (Constant), eWOM c. Predictors in the Model: (Constant), eWOM, TT
Ở bƣớc 2, các thống kê t đều nằm trong phạm vi ±1,96, tức là không ph hợp với tiêu chuẩn đƣa vào mơ hình, đồng thời, trị số t của các biến đã đƣa vào qua các bƣớc trên đều lớn hơn 1,65 (là giá trị căn bậc hai của tiêu chuẩn loại bỏ mặc định 2,71). Vì vậy, mơ hình d ng lại ở bƣớc 2, các biến bị loại tr khỏi mơ hình gồm có GT và CL.
Bảng 3.17: Tóm tắt các mơ hình theo phư ng pháp Stepwise
Model Summaryc
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 ,725a ,525 ,518 ,5181155 2 ,781b ,610 ,599 ,4726480 2,147
a. Predictors: (Constant), eWOM b. Predictors: (Constant), eWOM, TT c. Dependent Variable: QDMH
Hệ số xác định R2
và R2 hiệu chỉnh (Adjusted R square) đƣợc d ng để đánh giá mức độ ph hợp của mơ hình. Vì R2
s tăng khi đƣa thêm biến độc lập vào mơ hình nên d ng R2
hiệu chỉnh s an toàn hơn khi đánh giá sự ph hợp của mơ hình, R2
hiệu chỉnh càng lớn thế hiện độ ph hợp của mơ hình càng cao. Kết quả Bảng 3.21 cho thấy, mơ hình 2 có R2
= 0,610 và R2 hiệu chỉnh = 0,599 là cao nhất, tức là mơ hình giải thích đƣợc 61% sự thay đổi của QDMH.
Tuy nhiên sự ph hợp này chỉ đúng với dữ liệu mẫu. Để kiểm định xem có thể suy diễn mơ hình cho tổng thể hay khơng ta phải thực hiện kiểm định sự ph hợp của mơ hình bằng cách xem x t thống kê F và giá trị Sig. ở bảng phân tích ANOVA sau đây:
Bảng 3.18: Phân tích ANOVA ANOVAa Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 21,071 1 21,071 78,492 ,000b Residual 19,060 71 ,268 Total 40,130 72 2 Regression 24,492 2 12,246 54,818 ,000c Residual 15,638 70 ,223 Total 40,130 72 a. Dependent Variable: QDMH b. Predictors: (Constant), eWOM c. Predictors: (Constant), eWOM, TT
Với thống kê F = 54.818, sig. = 0.000 cho ở Bảng 3.23 chứng tỏ mô hình 2 có ý nghĩa thống kê, và có thể suy rộng ra cho tổng thể. Bảng 3.24 s thể hiện điều này.
Bảng 3.19: Kết quả hồi quy tác động của các biến độc p đến QHMH
(Phƣơng pháp Stepwise – Coefficients)
Coefficientsa Model Unstandardize d Coefficients Standardiz ed Coefficient s t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error Beta Tolera nce VIF 1 (Constan t) 1,343 ,293 4,578 ,000 eWOM ,692 ,078 ,725 8,860 ,000 1,000 1,000 2 (Constan t) ,641 ,322 1,988 ,051 eWOM ,510 ,085 ,535 6,010 ,000 ,703 1,422 TT ,328 ,084 ,348 3,914 ,000 ,703 1,422 a. Dependent Variable: QDMH
Phƣơng trình hồi quy biến phụ thuộc Quyết định mua hàng nhƣ sau:
Đây là mơ hình tốt vì các biến đều có ý nghĩa thống kê, các giá trị Sig. đều nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%.
Hệ số xác định R2
= 0,61 cho biết rằng trong mơ hình hồi quy mẫu, các biến độc lập giải thích đƣợc 61% sự thay đổi của Quyết định mua hàng.
Thực hiện các kiểm định nhằm phát hiện sai sót của mơ hình, ta có thể đƣa ra kết luận, mơ hình cuối c ng khơng bị các hiện tƣợng đa cộng tuyến, tự tƣơng quan và phƣơng sai sai số thay đổi.
T mơ hình trên ta thấy rằng phƣơng thức truyền miệng điện tử có tác động mạnh m nhất đến Quyết định mua hàng trực tuyến của khách hàng, tiếp theo là tƣơng tác trên mạng xã hội. Điều này là hợp lý, khi mạng xã hội Facebook cung cấp nơi tƣơng tác giữa khách hàng và các công ty, giúp gia tăng mối quan hệ giữa khách hàng và nhãn hiệu, tạo điều kiện thuận lợi cho các nhãn hiệu trong việc đƣa ra tƣ vấn thích hợp cũng nhƣ giúp khách hàng có ấn tƣợng tốt về nhãn hiệu và theo đó hình thành quyết định mua hàng trực tuyến. Ngoài ra, những lời nhận x t bình luận về nhãn hiệu và sản phẩm cũng đóng vai trị rất quan trọng trong việc đƣa ra quyết định mua hàng của một nhãn hiệu nhất định, cụ thể trong bài là Ivy Moda hoặc các thƣơng hiệu thời trang của Việt Nam.
3.4.3. K ểm địn á g ả t uyết ng ên ứu
G ả
t uyết P át b ểu
Kết quả ểm địn
H1
Tính tƣơng tác xã hội trên mạng xã hội Facebook ảnh hƣởng tích cực đến Quyết định mua hàng của khách hàng của Ivy Moda
G ả
t uyết P át b ểu
Kết quả ểm địn
H2
Giá trị xã hội trên mạng xã hội Facebook ảnh hƣởng tích cực đến Quyết định mua hàng của khách hàng của Ivy Moda
Bác bỏ
H3
Chất lƣợng thông tin cao trên mạng xã hội Facebook ảnh hƣởng tích cực đến Quyết định mua hàng của khách hàng của Ivy Moda
Bác bỏ
H4
Phƣơng thức truyền miệng điện tử tích cực trên mạng xã hội Facebook ảnh hƣởng tích cực đến Quyết định mua hàng của khách hàng của Ivy Moda
Chấp nhận
T mơ hình đề nghị kiểm định và số liệu thu thập t mẫu điều tra, với mức ý nghĩa α = 5% chƣa đủ cơ sở để chấp nhận giả thiết H2 và H3. phƣơng thức truyền miệng điện tử có ảnh hƣởng lớn nhất đến Quyết định mua hàng trực tuyến của khách hàng của Ivy Moda. Vì thế để thúc đẩy quyết định mua hàng của khách hàng Ivy Moda, cần phải đẩy mạnh đội ngũ nhân viên thực hiện công tác tƣơng tác thƣờng xuyên với khách hàng qua mạng xã hội Facebook nhằm đạt đƣợc mục tiêu bán hàng của nhãn hiệu.
CHƢƠNG 4
HÀM Ý CHÍNH SÁCH VÀ KIẾN NGHỊ
4.1. THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Hình 4.1: Kết quả nghiên cứu
Số lƣợng các khách hàng sử dụng mạng xã hội, đặc biệt Facebook, là rất lớn, c ng với nhiều mục đích sử dụng, trong đó việc mua sắm trực tuyến và tìm kiếm thơng tin mua sắm rất dễ bị ảnh hƣởng. Mạng xã hội cũng đóng một vai trị quan trọng trong việc nâng cao quyết định mua hàng của khách hàng. Thơng qua bài nghiên cứu, tính tƣơng tác xã hội và phƣơng thức truyền
Tính tƣơng tác xã hội 0,328 eWOM 0,510 Quyết định mua hàng trực tuyến
miệng điện tử có những tác động mạnh m đến quyết định mua hàng trực tuyến của khách hàng, trong khi chất lƣợng thông tin cao và giá trị xã hội lại khơng đóng vai trị nổi bật trong quá trình này.
2 trong 4 giả thuyết đƣợc đƣa ra trong Chƣơng hai đều đƣợc chấp nhận. Đầu tiên, vì giả thuyết 1 đƣợc chấp nhận, Tính tƣơng tác xã hội ảnh hƣởng đến Quyết định mua hàng trực tuyến một cách tích cực. Kết quả của đề tài về mối quan hệ giữa Tính tƣơng tác xã hội và Quyết định mua hàng nhất quán với bài nghiên cứu trƣớc đây (Barreda, et al., 2015) về cơ sở lý thuyết, chỉ ra rằng khi những ngƣời d ng có sự tƣơng tác với các thƣơng hiệu thời trang và với các khách hàng khác trên mạng xã hội, họ có xu hƣớng phát triển thái độ tích cực về nhãn hiệu và nhờ đó dễ nảy sinh Quyết định mua hàng trên mạng xã hội.
Tƣơng tự nhƣ vậy, giả thuyết 2 đã chỉ ra rằng các giá trị xã hội có đƣợc