B. Phần thân
4.1. PHÂN TÍCH DỮ LIỆU SƠ CẤP
4.1.3.2. Phân tích nhâ nt EFA cho bin phố ếụ thuộc
Hệ s KMO = 0.684 (0.5 <KMO <1), tố ừđó cho thấy phân tích nhân t ốlà phù hợp. Hệ s Sig. c a kiố ủ ểm định Bartlett v i sig. = 0.000 (<0.05) thì các bi n quan sát ớ ế cótƣơng quan với nhau trong tổng thể
Bảng 4-10 Tổng số giải thích phương sai
Component Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared
Loadings Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % 1 2.010 67.009 67.009 2.010 67.009 67.009 2 .552 18.386 85.395 3 .438 14.605 100.000
Hệ số Eigenvalue = 2.010 > 1, thì nhân tốrút trích đƣợc có ý nghĩa tóm tắt thông tin tốt.
Tổng phƣơng sai trích = 67.009% (>50%) Điều này cho th y 1 nhân t rút trích ấ ố đƣợc giải thích 67.009% biến thiên của dữ liệu quan sát
Bảng 4-11 Bảng ma trận xoay nhân t ố
Hệ s xoay nhân t ố ố
1
HV1 .804
HV3 .803
Dựa vào b ng ma tr n xoay nhân t Rotated Component Matrix ta th y các h s tả ậ ố ấ ệ ố ải nhân t ố đều >0,5 đảm bảo ý nghĩa, cho nên không có biến nào b ịloại
4.1.3 Phân tích h sệ ố Pearson Đặt:
HV : “Hành vi mua hàng” (là trung bình của các bi n HV1, HV2, HV3) ế
CN: “Lợi ích cảm nhận” (là trung bình của các biến CN1, CN2, CN3, CN5, CN6)
TL: “Tâm lý” (là trung bình của các biến TL1, TL2, TL4, TL5, TL6)
MK: “Hoạt động marketing” (là trung bình của các biến MK1, MK2, MK3, MK5, MK6)
CNG: “Công nghệ” (là trung bình của các biến CNG1, CNG2, CNG3, CNG4)
KG: “Không gian – d ch vị ụ” (là trung bình của các biến KG1, KG2, KG3, KG4)
TK: “Nhóm tham khảo ” (là trung bình của các bi n TK1, TK2, TK3) ế
Phƣơng trình hồi quy đa biến có dạng nhƣ sau:
HV = 1*TL + 2*CN+ 3*MK + 4*CNG + 5*KG + 6*TK β β β β β β
4.1.4. Phân tích tương quan (Pearson) giữa biến độ ậc l p và bi n ph ế ụ
thuộc:
Bảng 4-12 Kết quảphân tích tương quan Pearson
HV Pearson Correlation 1 .525 ** .155** .391** .301** .198** .235** Sig. (2-tailed) .000 .001 .000 .000 .000 .000 N 472 472 472 472 472 472 472 TL Pearson Correlation .525 ** 1 .000 .000 .000 .000 .000 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .051 .000 N 472 472 472 472 472 472 472 CN Pearson Correlation .155 ** .000 1 .000 .000 .000 .000 Sig. (2-tailed) .001 .000 .236 .030 .575 .008 N 472 472 472 472 472 472 472 CNG Pearson Correlation .391 ** .000 .000 1 .000 .000 .000 Sig. (2-tailed) .000 .000 .263 .000 .012 .000 N 472 472 472 472 472 472 472 MK Pearson Correlation .301 ** .000 .000 .000 1 .000 .000 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 472 472 472 472 472 472 472 KG Pearson Correlation .198 ** .000 .000 .000 .000 1 .000 Sig. (2-tailed) .000 .051 .575 .012 .000 .010 N 472 472 472 472 472 472 472
TK Pearson Correlation .235 ** .000 .000 .000 .000 .000 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .008 .000 .000 .010 N 472 472 472 472 472 472 472
Từ ma trận tƣơng quan –Correlations, ta thu đƣợc kết quảnhƣ sau:
Hệ sốtƣơng quan giữa bi n HV và bi n TL b ng 0.525, h s Sig. = 0.000 nên TL ế ế ằ ệ ố có tƣơng quan tuyến tính mạnh với HV và có ý nghĩa thống kê.
Hệ sốtƣơng quan gi a bi n HV và bi n CN b ng 0.155, h s Sig. = 0.000 nên CN ữ ế ế ằ ệ ố có tƣơng quan tuyến tính yếu với HV và có ý nghĩa thống kê.
Hệ sốtƣơng quan giữa bi n HVvà bi n CNG b ng 0.391, h s Sig. = 0.000 nên ế ế ằ ệ ố CNG tƣơng quan tuyến tính với HV và có ý nghĩa thống kê.
Hệ sốtƣơng quan giữa bi n HV và bi n MK b ng 0.301, h s Sig. = 0.000 nên MK ế ế ằ ệ ố có tƣơng quan tuyến tính với HV và có ý nghĩa thống kê.
Hệ sốtƣơng quan giữa bi n HV và bi n KG b ng 0.198, h s Sig. = 0.000 nên KG ế ế ằ ệ ố tƣơng quan tuyến tính yếu v i HV và có ớ ý nghĩa thống kê.
Hệ sốtƣơng quan giữa bi n HV và bi n TK b ng 0.235, h s Sig. = 0.000 nên TK ế ế ằ ệ ố tƣơng quan tuyến tính yếu với HV và có ý nghĩa thống kê
4.1.4 Hồi quy đa biến
Bảng 4-13 Bảng tóm tắt mô hình
Model R R Square Adjusted R
Square
Std. Error of the Estimate
Qua bảng đánh giá độ phù h p c a mô hình h i quy MODEL SUMMARY, cho ợ ủ ồ
thấy: mỞ ức ý nghĩa 5%, hệ ố s R hi u ch nh = 0.638 cho th2 ệ ỉ ấy độ phù h p c a mô ợ ủ
hình là 63.8%. Nói cách khác, các biến độ ậc l p giải thích đƣợc 63.8% s bi n thiên ự ế
của biến phụ thuộc.
Bảng ANOVA cho th y k t qu kiấ ế ả ểm định F có giá tr Sig. = 0.000 (< 0.05), ị
nên mô hình s d ng là phù h p ử ụ ợ
Bảng 4-14 Bảng phân tích hồi quy đa biến
Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolera
nce VIF 1 (Con stant) -4.962E- 017 .028 .000 1.000 TL .525 .028 .525 18.823 .000 1.000 1.000 CN .155 .028 .155 5.557 .000 1.000 1.000 CNG .391 .028 .391 13.999 .000 1.000 1.000 MK .301 .028 .301 10.768 .000 1.000 1.000 KG .198 .028 .198 7.098 .000 1.000 1.000 TK .235 .028 .235 8.422 .000 1.000 1.000
Từ b ng phân tích h i quy cho thả ồ ấy:
Các h sệ ốphóng đại phƣơng sai VIF đều < 10 nên không có hiện tƣợng đa cộng tuyến.
Hệ s Sig. c a 6 biố ủ ến độ ậpđềc l u < 0.05 nên c 6 biả ến độ ập này đều đƣợc l c nh n. ậ Đồng th i, các hờ ệ số Beta > 0 cho thấy các biến độ ập tác độc l ng thuận chiều v i ớ
biến phụ thuộc. Nghĩa là khi tăng bất kỳ m t nhân tộ ốnào thì cũng sẽ làm hành vi mua hàng của ngƣời tiêu dùng tăng lên.
Mối quan h gi a bi n ph thu c và các biệ ữ ế ụ ộ ến độ ập đƣợc l c th hiể ện trong phƣơng
trình hồi quy đa biến sau:
HV : “Hành vi mua hàng” (là trung bình của các bi n HV1, HV2, HV3) ế CN: “lợi ích cảm nhận” (là trung bình của các biến CN1, CN2, CN3, CN5, CN7)
TL: “Tâm lý” (là trung bình của các biến TL1, TL2, TL4, TL5, TL6)
MK: “hoạt động marketing” (là trung bình của các biến MK1, MK2, MK3, MK5, MK6)
CNG: “Công nghệ” (là trung bình của các biến CNG1, CNG2, CNG3, CNG4)
KG: “Không gian – d ch vị ụ” (là trung bình của các biến KG1, KG2, KG3, KG4)
TK: “Nhóm tham khảo ” (là trung bình của các bi n TK1, TK2, TK3) ế Phƣơng trình hồi quy đa biến có dạng nhƣ sau:
HV = 0.525*TL + 0.155*CN + 0.391*CNG + 0.301*MK + 0.198*KG + 0.253*TK
Với điều kiện các yếu tốkhác không đổi, khi yếu tố tâm lý tăng lên 1 đơn vị thì sẽ
làm cho Hành vi mua hàng của ngƣời tiêu dùng tăng lên 0.525 đơn vị.
Với điều kiện các yếu tốkhác không đổi, khi yếu tố lợi ích cảm nhận tăng lên 1 đơn
vị thì sẽ làm cho Hành vi mua hàng của ngƣời tiêu dùng tăng lên 0.155 đơn vị. Với điều kiện các yếu tốkhác không đổi, khi yếu tố công nghệtăng lên 1 đơn vị thì sẽ làm cho Hành vi mua hàng của ngƣời tiêu dùng tăng lên 0.391 đơn vị.
Với điều kiện các yếu tốkhác không đổi, khi yếu tố hoạt động Marketing tăng lên 1 đơn vị thì sẽ m cho Hành vi mua hàng clà ủa ngƣời tiêu dùng tăng lên 0.301 đơn vị. Với điều kiện các yếu tốkhác không đổi, khi yếu tố không gian – dịch vụtăng lên 1 đơn vị thì sẽ làm cho Hành vi mua hàng của ngƣời tiêu dùng tăng lên 0.198 đơn vị. Với điều kiện các yếu tốkhác không đổi, khi yếu tố nhóm tham khảo tăng lên 1 đơn
vị thì sẽ làm cho Hành vi mua hàng của ngƣời tiêu dùng tăng lên 0.253 đơn vị.
4.1.5. Phân tích phương sai One-way ANOVA
4.1.5.1. Kiểm định s khác bi t v hành vi mua hàng cự ệ ề ủa ngƣời tiêu dùng giữa các nhóm ngƣờ tiêu dùngcó đội tuổi khác nhau.
Đặt giả thiết H : Không cós0 ự khác biệt về Hành vi mua hàng của ngƣời tiêu dùng giữa các nhóm ngƣời tiêu dùng có độ tuổi khác nhau.
Theo k t quế ả ở bảng TEST OF HOMOGENEITY OF VARIANCES, với m c ý ứ nghĩa Sig. = 0.601 (> 0.05) nên chấp nhận giả thuyết phƣơng sai không có sự khác biệt v Hành vi mua hàng cề ủa ngƣời tiêu dùng giữa các nhóm ngƣời tiêu dùngcó độ
tuổi khác nhau ở tin c y 95%. Do v y, k t qu độ ậ ậ ế ả phân tích ANOVA đƣợc sử ụ d ng
Bảng 4-15 Kiểm định s khác biự ệt về hành vi mua hàng của người tiêu dùng giữa các nhóm người tiêu dùngcó độ tuổi khác nhau
Sum of Squares
df Mean Square F Sig.
Between Groups .261 3 .087 .305 .822
Within Groups 132.567 465 .285
Theo b ng ANOVA, giá tr Sig. = 0.822 (> 0.05). ả ị Nhƣ vậy, với độ tin c y 95% ta ậ
chấp nh n gi thuy t Ho và k t lu n r ng không có s khác bi t v Hành vi mua ậ ả ế ế ậ ằ ự ệ ề
hàng của ngƣời tiêu dùnggiữa các nhóm ngƣời tiêu dùngcó độ tuổi khác nhau. 4.1.5.2. Kiểm định s khác biự ệt về Hành vi mua hàng của ngƣời
tiêu dùng giữa các nhóm ngƣời tiêu dùng có nghề nghiệp khác nhau.
Đặt giả thiết H : Không có s0 ự khác biệt về Hành vi mua hàng của ngƣời tiêu dùng giữa các nhóm ngƣời tiêu dùng có ngh nghi p khác nhau ề ệ
Levene Statistic
df1 df2 Sig.
2.518 5 462 .029
Theo k t quế ả ở bảng TEST OF HOMOGENEITY OF VARIANCES, với m c ý ứ nghĩa Sig. = 0.029 (< 0.05) nên bác bỏ giả thuyết H0, kết luận có sự khác biệt về
Hành vi mua hàng của ngƣời tiêu dùng giữa các nhóm ngƣời tiêu dùng có ngh ề
nghiệp khác nhau ở độ tin cậy 95%.
4.1.5.3. Kiểm định s khác bi t v Hành vi mua hàng cự ệ ề ủa ngƣời tiêu dùng giữa các nhóm ngƣời tiêu dùng có thu nh p khác nhau. ậ Đặt giả thiết H : Không có s0 ự khác biệt về Hành vi mua hàng của ngƣời tiêu dùng giữa các nhóm ngƣời tiêu dùng có thu nh p khác nhau. ậ
Theo k t quế ả ở bảng TEST OF HOMOGENEITY OF VARIANCES, với m c ý ứ nghĩa Sig. = 0.616 (> 0.05) nên chấp nhận giả thuyết phƣơng sai không có sự khác biệt v Hành vi mua hàng cề ủa ngƣời tiêu dùng giữa các nhóm ngƣời tiêu dùng có nghề nghi p khác nhau ệ ởđộ tin c y 95%. Do v y, k t quậ ậ ế ảphân tích ANOVA đƣợc sử d ng. ụ
Bảng 4-16 Kiểm định s khác biự ệt về Hành vi mua hàng của người tiêu dùng giữa các nhóm người tiêu dùng có thu nhập khác nhau
Sum of Squares df Mean Square F Sig. Between Groups 2.598 3 .866 3.092 .027 Within Groups 130.231 465 .280 Total 132.828 468
Theo b ng ANOVA, giá tr Sig. = 0.027 (<0.05). ả ị Nhƣ vậy, với độ tin c y 95% ta ậ
bác b gi thuyỏ ả ết Ho và k t lu n r ng có sế ậ ằ ự khác bi t v Hành vi mua hàng cệ ề ủa
CHƢƠNG 5 KẾT LUẬN, ĐÁNH GIÁ VÀ ĐỀ XUẤT GIẢI
PHÁP
5.1. Kết luận và đánh giá
Nghiên cứu sự tác động của mô hình cửa hàng tự phục vụ trong lĩnh vực bán lẻ đối với hành vi của ngƣời tiêu dùng tại TP.HCM đƣợc đo lƣờng bởi bảy yếu tố: Lợi ích cảm nhận (CN), Hoạt động marketing (MKT), Tâm lý (TL), Không gian dịch vụ (KG), Công nghệ (CNG), Quy trình (QT), Nhóm tham khảo (TK). Các thang đo đã đƣợc kiểm định phù hợp với dữ liệu nghiên cứu thị trƣờng
Bảng 5-1 B ng k t qu nghiên c u ả ế ả ứ
Kí
hiệu Giả thuyết nghiên cứu Kết quả
H1 Tâm lý có tác động tích cực đến hành vi sử dụng của
ngƣời tiêu dùng Chấp nhận
H2 Nhóm tham khảo có tác động tích cực đến hành vi sử
dụng của ngƣời tiêu dùng. Chấp nhận
H3 Lợi ích cảm nhận sẽ có tác động đến hành vi sử dụng
dịch vụ của ngƣời tiêu dùng Chấp nhận
H4 Hoạt động marketing có tác động tích cực đến hành vi
sử dụng của ngƣời tiêu dùng Chấp nhận
H5 Không gian dịch vụ có tác động tích cực đến hành vi sử
dụng của ngƣời tiêu dùng Chấp nhận
H6 Công nghệ có tác động tích cực đến hành vi sử dụng
của ngƣời tiêu dùng Chấp nhận
ngƣời tiêu dùng
Kiểm định hệ số tin cậy Cronbach s Alpha trong nghiên cứu này cho thấy cả sáu yếu tố đều đạt yêu cầu về tƣơng quan biến tổng nhỏ hơn 0.3 và hệ số Cronbach s Alpha lớn hơn 0.6. Trong đó các biến quan sát: CN4, CN6, CN8, KG5, MK4, MK7, MK8, TL3, CNG5 bị loại bỏ do tƣơng quan biến tổng nhỏ hơn 0,3. Và biến quan sát QT đã bị loại bỏ ra khỏi mô hình do hệ số nhân tố chung nhỏ hơn 0.6 khi tiến hành chạy EFA
Kết quả phân tích EFA cho thấy vẫn giữ nguyên sáu nhân tố mà nhóm đề ra trong mô hình và không phát sinh nhân tố mới
Kết quả phân tích tƣơng quan Pearson trong nghiên cứu này cho thấy 6 yếu tố ( đã loại bỏ yếu tố QT) đều có tác động tích cực đến hành vi. Trong đó, yếu tố TL và MK có tác động mạnh đến hành vi, yếu tố CN, KG có tác động yếu đến hành vi của ngƣời tiêu dùng.
Kết quả phân tích hồi quy đa biến một lần nữa kiểm định và đánh giá lại mô hình của nhóm, cho thấy với mức ý nghĩa 5%, các biến độc lập giải thích đƣợc mức độ phù hợp của mô hình là 72.5% hay nói cách khác các biến độc lập giải thích đƣợc 72.5% sự biến thiên cuả biến phụ thuộc.
Kết quả phân tích ANOVA, kiểm định sự khác biệt giữa biến HV với độ tuổi, nghề nghiệp, cho thấy hành vi mua hàng không có sự khác biệt giữa thu nhập và các nhóm độ tuổi khác nhau. Sự khác biệt xảy ra giữa hành vi mua hàng với các nhóm nghề nghiệp khác nhau
Sau khi xác định các yếu tố tác động của mô hình cửa hàng tự phục vụ đến hành vi
của ngƣời tiêu dùng bằng các phân tích kiểm định kết luận chung đƣợc là yếu tố tâm lý và hoạt động marketing tác động mạnh mẽ đến hành vi sử dụng cửa hàng tự phục vụ. Yếu tố lợi ích cảm nhận, không gian, công nghệ tác động trung bình đến hành vi sử dụng. Yếu tố tham khảo tác động yếu đến hành vi sử dụng. Còn lại yếu tố quy trình không có tác động đến hành vi sử dung
Hình 5-1 Mô hình chính th c ứ
5.2. Đề xuất giải pháp
Việc xác định đƣợc các yếu tốảnh hƣởng đến quyết định chọn cửa hàng tự phục vụ là nơi mua sắm của ngƣời tiêu dùng tại Thành phố Hồ Chí Minh, cùng mức độ quan trọng và giá trịthực tr ng cạ ủa chúng là cơ sở khoa học để các nhà qu n tr ho ch ả ị ạ định các chính sách phát triển của hệ thống cửa hàng tự ph c vụ ụ tại Thành phố Hồ
Chí Minh. Vì thế, căn cứ vào k t qu nghiên cế ả ứu đƣợc trình bày ởchƣơng 4, nhóm
tác gi cho rả ằng để phát tri n hể ệ thống c a hàng t ph c v c n t p trung ngu n lủ ự ụ ụ ầ ậ ồ ực cải thi n các y u tệ ế ốảnh hƣởng đến quyết định hành vi mua hàng của ngƣời tiêu dùng theo th tứ ựnhƣ sau: (1) Tâm lý - (2) Hoạt động Marketing - (3) Công ngh - ệ
(4) Không gian dịch v - (5) Nhóm tham kh o - (6) Quy trình. ụ ả
Thứ nhất, v tâm lý - y u tề ế ốảnh hƣởng tác động mạnh đến hành vi s d ng mô ử ụ
hình t ph c vự ụ ụ, đa phần ngƣời tiêu dùng s tò mò v tính m i mẽ ề ớ ẻ, tính hƣớng ngoại của c a hàng. T ử ừ đó, họ ẽ có thêm độ s ng lực đểđến khám phá và tr i nghi m. ả ệ
Ngoài ra, vi c thi t k nh n diệ ế ế ậ ện thƣơng hiệu b t m t, thu hút (màu s c, hình nh) ắ ắ ắ ả
bên ngoài cửa hàng cũng là yế ốu t ảnh hƣởng, giúp ngƣời tiêu dùng chú ý hơn khi
Ý định sử dụng Tâm lý Hoạt động marketing Lợi ích cảm nhận Không gian dịch vụ Công nghệ Nhóm tham khảo
đi qua cửa hàng. Song song đó, cần tăng cƣờng và khuyến khích các lƣợt check-in
qua các phƣơng tiện trên mạng xã hội nhƣ Facebook, Instagram,... để ạo trào lƣu t
cho ngƣời tiêu dùng trải nghiệm đúng với yếu tốđƣợc chọn nhiều nhất “Thấy nhiều
ngƣời vào thì vào theo”.
Đố ới v i PR, cần đẩy mạnh các bài viết chuyên đề ề v sự i m i trong thanh toán đổ ớ
hàng hóa, v công ngh hiề ệ ện đại du nh p vào Vi t Nam, vậ ệ ềxu hƣớng tiêu dùng mới trong thời k hiỳ ện đại hóa,.. nhằm tiếp cận và thay đổi suy nghĩ tâm lý các đối tƣợng tiêu dùng mục tiêu, cho họ cái nhìn mới m v cẻ ề ửa hàng tự phục vụ phiên b n Vi t. ả ệ
Thứ hai, bi n hoế ạt động marketing tác động khá m nh v i hành vi mua hàng tạ ớ ại cửa hàng t ph c v b i y u tự ụ ụ ở ế ố“Chƣơng trình khuyến mãi h p dấ ẫn” chiếm ƣu thế