Như kết quả phân tích ở trên thì không có sự thay đổi trong thành phần ảnh hưởng đến Quyết định mua. Mô hình nghiên cứu sẽ gồm 5 biến độc lập: Sản
phẩm, Giá, Dịch vụ, Chiêu thị, Địa điểm và 1 biến phụ thuộc là Quyết định mua.
Dựa vào kết quả phân tích EFA, các nhân tố rút trích ra của các giả thuyết nghiên cứu chính đều đạt yêu cầu. Bên cạnh đó, kết quả phân tích tương quan cũng chỉ ra có mối liên hệ chặc chẽ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. Do đó, mô hình nghiên cứu gồm 5 biến thành phần Sản phẩm, Giá, Dịch vụ, Chiêu thị, Địa
điểm dùng để đo lường cho biến Quyết định mua được chấp nhận.
Phân tích hồi quy được tiến hành với 5 biến độc lập là Sản phẩm, Giá,
Dịch vụ, Chiêu thị, Địa điểm và 1 biến phụ thuộc là Quyết định mua sử dụng
phương pháp Enter.
Phương trình hồi quy tuyến tính đa biến chuẩn hóa có dạng:
QĐM = β1*SP + β2*G + β3*DV + β4*CT + β5*ĐĐ 4.4.3. Đánh giá và kiểm định độ phù hợp của mô hình
Bảng 4.6 Bảng chỉ tiêu đánh giá độ phù hợp của mô hình Mô hình R R2 R2 điều chỉnh Độ lệch chuẩn Hệ số Durbin- Watson 1 0.730 0.533 0.521 0.61804 1.843
Theo kết quả phân tích, mô hình nghiên cứu có R2 hiệu chỉnh là 0.521 nghĩa là 52.1% sự biến thiên của Quyết định mua hàng điện máy qua hệ thống
siêu thị Nguyễn Kim tại TP.HCM của người tiêu dùng được giải thích bởi sự biến thiên của các thành phần như: Sản phẩm, Giá, Dịch vụ, Chiêu thị, Địa điểm.
Kiểm định giả thuyết về sự phù hợp của mô hình:
Bảng 4.7 Bảng kiểm định độ phù hợp của mô hình
Mô hình Tổng bình phương df Bình phương trung bình F Mức ý nghĩa 1 Hồi quy 88.854 5 17.771 46.524 0.000 Phần dư 77.922 204 0.382 Tổng 166.776 209
Với giả thuyết H0: β1=β2=β3=β4=β5= 0 (tất cả hệ số hồi quy bằng 0)
Giá trị Sig(F) = 0.000 < mức ý nghĩa 5%: giả thuyết H0 bị bác bỏ. Điều đó có ý nghĩa là sự kết hợp của các biến độc lập hiện có trong mô hình có thể giải thích được sự biến thiên của biến phụ thuộc. Mô hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng là phù hợp với tập dữ liệu hiện có.
Sig(β1), Sig(β2), Sig(β3), Sig(β4), Sig(β5) < mức ý nghĩa 5% nên các biến độc lập tương ứng là Sản phẩm, Giá, Dịch vụ, Chiêu thị, Địa điểm có hệ số hồi quy có ý nghĩa về mặt thống kê ở mức ý nghĩa 5%.
4.4.4. Xác định tầm quan trọng của các biến trong mô hình
Bảng 4.8 Bảng thông số thống kê của từng biến trong mô hình hồi quy
Mô hình Hệ số không chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa Giá trị t Mức ý nghĩa Thống kê đa cộng tuyến B Độ lệch chuẩn Beta Dung sai VIF 1 Hằng số -0.325 0.289 -1.124 0.262 SP 0.277 0.072 0.235 3.846 0.000 0.612 1.635 G 0.238 0.069 0.233 3.442 0.001 0.501 1.995 DV 0.171 0.048 0.181 3.590 0.000 0.900 1.111 CT 0.261 0.078 0.218 3.326 0.001 0.532 1.878 ĐĐ 0.131 0.071 0.123 1.832 0.006 0.512 1.955 a. Biến phụ thuộc: QĐM
Phương trình hồi quy chuẩn hóa rút ra được:
QĐM = 0.235*SP + 0.233*G + 0.181*DV + 0.218*CT + 0.123*ĐĐ
Tầm quan trọng của các biến trong mô hình:
Để xác định tầm quan trọng của các biến trong mô hình ta sử dụng hệ số Beta. Theo kết quả bảng thông số thống kê của từng biến trong mô hình hồi quy, cho thấy tầm quan trọng của các biến này trong mô hình đối với Quyết định mua như sau:
Nhân tố Sản phẩm có hệ số Beta là 0.235 nên có tầm quan trọng nhất
đối với Quyết định mua .
Đứng thứ hai là Giá với hệ số Beta là 0.233.
Thứ 3 là nhân tố Chiêu thị với hệ số Beta là 0.218.
Thứ 4 là Dịch vụ có hệ số Beta là 0.181.
4.4.5. Dò tìm sự vi phạm các giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tính tính
Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư:
Hình 4.1: Biểu đồ phần dư chuẩn hóa
Từ biểu đồ phần dư chuẩn hóa có trị trung bình (Mean) = 1.02*10-15 ≅ 0 và độ lệch chuẩn = 0.988 ≅ 1: phân phối phần dư có dạng gần chuẩn, thỏa yêu cầu giả định về phân phối chuẩn của phần dư.
Kiểm định đa cộng tuyến:
Theo bảng chẩn đoán đa cộng tuyến (Collinearity Diagnostics), chỉ số điều kiện từ 1,000 – 22.863 (< 30) cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến. Giá trị VIF của các biến độc lập đều < 2 nên hiện tượng đa cộng tuyến của các biến độc lập không ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mô hình.
Kiểm định tính độc lập của sai số
Hệ số Durbin-Watson là d = 1.843 cho thấy các sai số trong mô hình không có sự tương quan chuỗi bậc nhất (với mức ý nghĩa 5%, tra bảng Durbin-
Watson với N = 200 (gần với 210 là số quan sát của mẫu) và k = 5 là số biến độc lập:
dL = 1.718, dU = 1.820 ta tính được miền chấp nhận cho giá trị d thuộc (2.18 – 2.282). Ta thấy dL < dU < d có nghĩa là các phần dư không có sự tương quan chuỗi bậc nhất).
4.5. Kiểm định sự khác biệt về mức độ đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định mua hàng điện máy tại các siêu thị Nguyễn Kim trên đến quyết định mua hàng điện máy tại các siêu thị Nguyễn Kim trên địa bàn Tp. Hồ Chí Minh theo các đặc điểm cá nhân.
4.5.1. Kiểm định sự khác biệt giới tính
Các giả thuyết sự khác biệt theo giới tính:
Giả thuyết H1: Không có sự khác biệt về tác động của Quyết định mua. Kết quả kiểm định T-test như phụ lục
Sig > 5%: nghĩa là không có đủ cơ sở để bác bỏ H1. Do đó, không tồn tại sự khác biệt về giới tính trong Quyết định mua .
4.5.2. Kiểm định sự khác biệt độ tuổi
Các giả thuyết sự khác biệt theo độ tuổi:
Giả thuyết H2: Không có sự khác biệt về tác động của Quyết định mua theo độ tuổi.
Kết quả phân tích phương sai 1 yếu tố (One-way ANOVA) như phụ lục
Sig = 0.000 < 5%: nghĩa là có đủ cơ sở để bác bỏ H2 . Do đó, tồn tại sự khác biệt về độ tuổi trong Quyết định mua . Trong đó, những người có độ tuổi trên 50 có Quyết định mua thấp hơn các nhóm khác.
4.5.3. Kiểm định sự khác biệt theo thu nhập
Các giả thuyết sự khác biệt theo thu nhập:
Giả thuyết H4: Không có sự khác biệt về tác động của Quyết định mua theo thu nhập.
Kết quả phân tích phương sai 1 yếu tố (One-way ANOVA) như phụ lục
Sig = 0.000 < 5%: nghĩa là có đủ cơ sở để bác bỏ H4 . Do đó, tồn tại sự khác biệt về thu nhập trong Quyết định mua . Trong đó, nhóm có thu
nhập Trên 15 triệu có Quyết định mua cao hơn nhóm khác.
4.5.4. Kiểm định sự khác biệt theo Mức độ thường xuyên đến siêu thị điện máy trong năm qua
Các giả thuyết sự khác biệt theo Mức độ thường xuyên đến siêu thị điện máy trong năm qua:
Giả thuyết H3: Không có sự khác biệt về tác động của Quyết định mua theo Mức độ thường xuyên đến siêu thị điện máy trong năm qua.
Kết quả phân tích phương sai 1 yếu tố (One-way ANOVA) như phụ lục
Sig= 0.000 < 5%: nghĩa là có đủ cơ sở để bác bỏ H3 . Do đó, tồn tại sự khác biệt về Mức độ thường xuyên đến siêu thị điện máy trong năm qua trong Quyết định mua. Trong đó, những người đến siêu thị điện
máy 1lần/dưới 3 tháng có Quyết định mua cao hơn các nhóm đến siêu thị 1 lần/ năm và 1lần/ 6 tháng.
4.6. Thảo luận về kết quả nghiên cứu
4.6.1. Về sự tác động của các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định mua hàng điện máy tại các siêu thị Nguyễn Kim trên địa bàn Tp. Hồ hàng điện máy tại các siêu thị Nguyễn Kim trên địa bàn Tp. Hồ Chí Minh
Theo kết quả của mô hình nghiên cứu tại bảng 4.8 thì cả 5 biến tác động đến Quyết định mua hàng điện máy qua hệ thống siêu thị Nguyễn Kim tại
TP.HCM của người tiêu dùng đều có ý nghĩa thống kê ở mức 5%.
Kết quả hồi qui các biến độc lập không đúng với mô hình kỳ vọng dấu ban đầu, nhưng đây là kết quả phản ánh đúng thực trạng của vấn đề cần nghiên cứu. Cụ thể biến Giá mang dấu dương trái với giả thiết ban đầu mang dấu âm. Kết quả phân tích hồi qui của từng biến được chi tiết như sau:
Sản phẩm có hệ số sig. = 0.000 được xem là có mức ý nghĩa thống kê ở
mức 5%. Mức độ tác động đến biến phụ thuộc mạnh nhất trong 5 biến có ý nghĩa thống kê. Hệ số hồi qui của biến Sản phẩm Beta là 0.235 mang dấu dương, quan hệ đồng biến với biến phụ thuộc, thỏa giả thuyết đặt ra của mô hình nghiên cứu. Theo kết quả phân tích ở bảng 4.8 nhận thấy nếu các điều kiện khác không thay đổi, yếu tố Sản phẩm tăng thì khả năng Quyết định mua hàng điện máy qua hệ thống siêu thị Nguyễn Kim tại TP.HCM của người tiêu dùng cũng tăng lên. Điều này có nghĩa người mua rất chú trọng đến Sản phẩm, lý do là khi khách hàng
đánh giá cao về Sản phẩm thì họ có xu hướng tiêu dùng. Do đó, yếu tố Sản phẩm thể hiện sự quan tâm của người mua càng cao thì khả năng Quyết định mua hàng điện máy qua hệ thống siêu thị Nguyễn Kim tại TP.HCM của người tiêu dùng càng lớn.
Giá có hệ số sig. = 0.001 được xem là có mức ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Mức độ tác động đến biến phụ thuộc mạnh thứ 2 trong 5 biến có ý nghĩa thống kê. Hệ số hồi qui của biến Giá Beta là 0.233 mang dấu dương, quan hệ đồng biến với biến phụ thuộc, trái với giả thuyết đặt ra của mô hình nghiên cứu. Điều này cho thấy giá cả của các mặt hàng điện máy được bán qua hệ thống siêu thị Nguyễn Kim tại TP.HCM hiện nay đã khá hợp lý và nó chính là một trong những yếu tố quan trọng giúp nâng cao Quyết định mua của khách hàng. Bởi
hiện nay giá cả đang là một trong những công cụ mà các siêu thị điện máy dùng để thu hút và giữ chân khách hàng của mình. Chính nhờ những cuộc chạy đua về giá đang ngày càng sôi động giữa các siêu thị đã khiến cho khách hàng càng cảm thấy mình nhận được nhiều lợi ích hơn từ đó nâng cao Quyết định mua của họ
hơn.
Chiêu thị có hệ số sig. = 0.000 được xem là có mức ý nghĩa thống kê ở mức
5%. Mức độ tác động đến biến phụ thuộc mạnh thứ 3 trong 5 biến có ý nghĩa thống kê. Hệ số hồi qui của biến Chiêu thị Beta là 0.218 mang dấu dương, quan hệ đồng biến với biến phụ thuộc, thỏa giả thuyết đặt ra của mô hình nghiên cứu. Theo kết quả phân tích ở bảng 4.8 nhận thấy nếu các điều kiện khác không thay đổi, yếu tố
Nguyễn Kim tại TP.HCM của người tiêu dùng cũng tăng lên. Điều này hoàn toàn phù hợp với thực tế bởi khi khách hàng càng cảm nhận rằng họ nhận được nhiều ưu đãi thiết thực từ các chương trình khuyến mãi, quảng cáo từ nhà cung cấp thì
Quyết định mua càng cao. Hiện nay, khuyến mãi chính là một trong những công cụ
hiệu quả mà các nhà cung cấp sử dụng nhiều nhất nhằm thu hút khách hàng cũng như tri ân khách hàng đã luôn tin tưởng và mua những sản phẩm của họ. Đây là đặc điểm rất quan trọng mà các nhà quản lý của các siêu thị điện máy cần chú ý trong quá trình xây dựng chiến lược phát triển trong tương lai.
Dịch vụ có hệ số sig. = 0.001 được xem là có mức ý nghĩa thống kê ở mức
5%. Mức độ tác động đến biến phụ thuộc mạnh thứ 4 trong 5 biến có ý nghĩa thống kê. Hệ số hồi qui của biến Dịch vụ Beta là 0.181 mang dấu dương, quan hệ đồng biến với biến phụ thuộc, thỏa giả thuyết đặt ra của mô hình nghiên cứu. Theo kết quả phân tích ở bảng 4.8 nhận thấy nếu các điều kiện khác không thay đổi, yếu tố Dịch vụ tăng thì khả năng Quyết định mua hàng điện máy qua hệ
thống siêu thị Nguyễn Kim tại TP.HCM của người tiêu dùng cũng tăng lên. Như vậy, khi người tiêu dùng càng cảm nhận rằng họ được phục vụ tốt, nhiệt tình từ các dịch vụ chăm sóc khách hàng hơn từ các siêu thị thì Quyết định mua hàng
điện máy qua hệ thống siêu thị Nguyễn Kim tại TP.HCM của họ càng tăng lên. Điều này hoàn toàn phù hợp với thực tế, khi sự cạnh tranh giữa các siêu thị ngày càng trở nên gay gắt như hiện nay thì dịch vụ chăm sóc khách hàng đang là công cụ nhằm thể hiện sự chuyên nghiệp hơn trong cách phục vụ. Đây chính là chìa khóa để thu hút những khách hàng tiềm năng và giữ chân khách hàng thân thiết tăng cường sức cạnh tranh với các đối thủ. Bởi hiện nay, khách hàng đang ngày càng có sự lựa chọn cẩn thận và khôn ngoan hơn khi mua sắm. Khi mà các siêu thị điện máy đều đưa các dịch vụ gần như không có sự khác biệt về chất lượng nhưng đôi khi, khách hàng bỏ đi mãi mãi vì những lỗi lầm về thái độ, hành vi của nhân viên chăm sóc khách hàng, trong khi những lỗi này có thể khắc phục được. Một hệ thống chăm sóc khách hàng với những nhân viên nhiệt tình, giàu kinh nghiệm là rất cần thiết đối với mỗi siêu thị điện máy, đồng thời nó thể hiện sự trân trọng của siêu thị điện máy với khách hàng. Vì vậy, các siêu thị điện máy
trên tiêu chí xây dựng sự tin cậy và khiến khách hàng tiếp tục trung thành với lựa chọn của mình. Một trong những phương pháp hiệu quả nhất là thông qua dịch vụ khách hàng.
Địa điểm có hệ số sig. = 0.006 được xem là có mức ý nghĩa thống kê ở
mức 5%. Mức độ tác động đến biến phụ thuộc thấp nhất trong 5 biến có ý nghĩa thống kê. Hệ số hồi qui của biến Địa điểm Beta là 0.123 mang dấu dương, quan
hệ đồng biến với biến phụ thuộc, thỏa giả thuyết đặt ra của mô hình nghiên cứu. Theo kết quả phân tích ở bảng 4.8 nhận thấy nếu các điều kiện khác không thay đổi, yếu tố Địa điểm càng thuận lợi thì khả năng Quyết định mua hàng điện máy qua hệ thống siêu thị Nguyễn Kim tại TP.HCM của người tiêu dùng cũng tăng lên. Bởi sự thuận tiện, thoải mái trong mua sắm là yếu tố rất được người tiêu dùng quan tâm khi mà xã hội ngày càng bận rộn. Đây là đặc điểm rất quan trọng mà các nhà quản lý của các siêu thị điện máy cần chú ý trong quá trình xây dựng chiến lược phát triển trong tương lai.
4.6.2. Về sự khác biệt mức độ đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định mua hàng điện máy tại các siêu thị Nguyễn Kim trên quyết định mua hàng điện máy tại các siêu thị Nguyễn Kim trên địa bàn Tp. Hồ Chí Minh
Kết quả kiểm định sự khác biệt của các yếu tố thuộc nhân khẩu học về
Quyết định mua hàng điện máy tại các siêu thị trên địa bàn Tp. Hồ Chí Minh của
người tiêu dùng đã chỉ ra rằng tồn tại sự khác biệt về độ tuổi, thu nhập và mức độ thường xuyên đến siêu thị điện máy trong năm qua. Cụ thể:
Những người có độ tuổi trên 50 có Quyết định mua thấp hơn các nhóm khác. Điều này cho thấy giới trẻ hiện nay đặc biệt quan tâm hơn trong việc sở hữu những sản phẩm điện máy hiện đại nhằm phục vụ cho những sinh hoạt hằng ngày, cũng như sự giải trí cho cá nhân và gia đình. Do đó, họ có nhu cầu mua sắm nhiều thiết bị điện máy và có Quyết định mua cao hơn.