Sử dụng phương pháp phân tích tương quan hệ ố s Pearson trong nghiên cứu nhằm lượng hóa mức độ chặt chẽ của mối liên hệ tuyến tính giữa các biến định lượng trước khi phân tích h i quy. Và khi kiồ ểm điểm phân tích tương quan giữa các biến độc lập và ph thuụ ộc có được kết quả sau:
Bảng 4.14 Kết qu ả phân tích tương quan
QDMH TH CLSP GCSP CT Pearson Correlation QDMH 1.000 .488 .519 .649 .635 TH .488 1.000 .422 .454 .413 CLSP .519 .422 1.000 .426 .427 GCSP .649 .454 .426 1.000 .558 CT .635 .413 .427 .558 1.000 Sig. (1-tailed) QDMH . .000 .000 .000 .000 TH .000 . .000 .000 .000 CLSP .000 .000 . .000 .000 GCSP .000 .000 .000 . .000 CT .000 .000 .000 .000 . N QDMH 225 225 225 225 225 TH 225 225 225 225 225 CLSP 225 225 225 225 225 GCSP 225 225 225 225 225 CT 225 225 225 225 225
Từ k t qu phân tích Pearson cho th y các biế ả ấ ến độ ậc l p TH, CLSP, GCSP, CT có mối tương quan thuận chi u v i bi n Quyề ớ ế ết định mua hàng (QDMH) vì h s Sig ệ ố của các biến độc đều có giá trị < 0,05 và các hệ số tương quan (Pearson Correlation) của các biến độc l p và bi n phậ ế ụ thuộc đều dương. Trong đó, nhân tố có mối tương quan mạnh nhất đến quyết định mua hàng là nhân t GCSP (R = 0,649), nhân t có mố ố ối tương H3 Hoạt động chiêu thị có tác động cùng chiều đến quyết định mua sản
phẩm nước đóng chai Aquafina.
H4 Chất lượng sản phẩm có tác động cùng chiều đến quyết định mua sản phẩm nước đóng chai Aquafina.
quan th p nh t t i quyấ ấ ớ ết định mua hàng là nhân tố TH (R = 0,488). Do đó, các biến nhân t trong mô hình ố đủ điều kiện đểthực hi n phân tích hồi quy. ệ
Kết luận: Khi khách hàng có đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định mua sản phẩm nước uống đóng chai Aquafina của sinh viên tại Tp.HCM càng cao thì mức đánh giá Quyết định mua hàng của khách hàng cũng sẽ cao. Ngược lại, khi khách hàng đánh giá thấp hoặc không đồng ý với bất cứ yếu tố nào trong 4 yếu tố trên thì đánh giá Quyế ịt đnh mua hàng c a khách hàng s ủ ẽgiảm xu ng. ố
4.2.5.Phân tích hồi quy đa biến và kiểm định giả thuyết 4.2.5.1.Kiểm định sự phù h p mô hình ợ
Bảng 4.15 Mức độ giải thích c a mô hình ủ Model R R Square Adjusted R
Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 .760a .577 .569 .35512 2.211
Từ b ng trên cho th y, R ả ấ 2hiệu ch nh bỉ ằng 0,569 có nghĩa là 56,9% sự biến thiên của biến ph thu c là Quyụ ộ ết định mua hàng (QĐMH) được giải thích b i s ở ựbiến thiên của các biến độ ập là Thương hiệc l u (TH), Chất lượng sản phẩm (CLSP), Giá cả sản phẩm (GCSP), Hoạt động chiêu th (CT). ị
Tiến hành kiểm định thông qua h s F và bệ ố ảng phân tích phương sai. Kiểm định này xem xét m i quan h ố ệgiữa bi n ph thu c và toàn b các biế ụ ộ ộ ến độc lập.
Bảng 4.16 Mức độ phù h p cợ ủa mô hình: Phân tích phương sai ANOVA
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 37.871 4 9.468 75.077 .000b Residual 27.744 220 .126 Total 65.615 224
Nhận xét: Kiểm định F sử dụng trong phân tích phương sai là một phép kiểm định gi thuy t v phù h p cả ế ề độ ợ ủa mô hình h i quy tuy n tính t ng th ồ ế ổ ể để xem xét biến phụ thu c có liên h tuy n tính v i toàn b t p hộ ệ ế ớ ộ ậ ợp c a các biủ ến độc l p. Qua b ng phân ậ ả tích phương sai ANOVA cho thấy tr s F = 75.077 và có mị ố ức ý nghĩa sig. = 0.000 (nhỏ hơn 0.05), có ý nghĩa mô hình hồi quy phù hợp với dữ liệu thu thập được và các biến đưa vào đều có ý nghĩa trong thống kê với mức ý nghĩa 5%.
4.2.5.2.Kiểm định phân phối chu n ẩ
Hình 12. Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa
Nhận xét: Quan sát Biểu đồ ầ t n số phần dư chuẩn hóa Histogram cho th y: giá ấ trị trung bình Mean = -5.88E-16 = -5.88 * 10- = 0.00000... g n b16 ầ ằng 0, độ lệch chuẩn Std. Dev = 0.991 g n bầ ằng 1. Như vậy có th nói, phân ph i phể ố ần dư xấp x chu n, gi ỉ ẩ ả thuyết phân phối chuẩn c a phủ ần dư không bị vi phạm.
Hình 13. Biểu đồ tần số P – P
Nhận xét: Biểu đổ tần số Normal P-P Plot cho thấy các điểm c a phủ ần dư phân tán khá t p trung vậ ới quanh đường chéo (đường th ng k vẳ ỳ ọng), do đó giả định v phân ề phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
4.2.5.3.Kiểm định đa cộng tuy n ế
Bảng 4.17 Kiểm định đa cộng tuyến
Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients T Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1
(Constant) .417 .228 1.825 .069
TH .129 .054 .125 2.408 .017 .712 1.404
CLSP .188 .052 .188 3.644 .000 .721 1.386
CT .264 .046 .316 5.710 .000 .629 1.590 Hệ s ố phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation factor – VIF) đạt giá tr lị ớn nhất là 1,644 (< 10) cho th y các biấ ến độc lập này không có quan h chặt ch v i nhau ệ ẽ ớ nên không có hiện tượng đa cộng tuy n x y ra. V v y, m i quan hế ả ì ậ ố ệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đáng kể đến k t qu ế ảgiải thích c a mô hình h i quy ủ ồ
4.2.5.4.Kiểm định độc lập giữa các phần dư
Hình 14. Đồ thị phân tán
Ta th y có s ấ ự phân tán đều sau khi quan sát đồ thị trên. Như vậy, gi ả định phương sai không đổi của mô hình hồi quy không b vi ph m. ị ạ
Kiểm định Durbin – Watson (d) cũng đã cho th y k t qu d = 2.211 (1<d<3) nên ấ ế ả ta có th k t lu n các phể ế ậ ần dư độc lập với nhau, không có s ự tương quan giữa các phần dư.
Các giả định c a hàm h i quy tuy n tính không b vi ph m và mô hình h i quy ủ ồ ế ị ạ ồ đã xây dựng là phù hợp với tổng th . ể
4.2.5.5.Kiểm định các giả thuy t nghiên c u ế ứ
Bảng 4.18 Thống kê phân tích các h s h i quy ệ ố ồ
Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) .417 .228 1.825 .069 TH .129 .054 .125 2.408 .017 .712 1.404 CLSP .188 .052 .188 3.644 .000 .721 1.386 GCSP .311 .052 .336 5.979 .000 .608 1.644 CT .264 .046 .316 5.710 .000 .629 1.590
Từ b ng trên cho th y các biả ấ ến độc lập Thương hiệu (TH), Chất lượng s n phả ẩm (CLSP), Giá c sả ản phẩm (GCSP), Hoạt động chiêu th ị (HĐCT) có tác động cùng chiều đến bi n phụ thuộc là Quyết định mua hàng (QĐMH) vớế i hệ số Beta chuẩn hóa dương và ý nghĩa thống kê Sig<0,05. Mỗi nhân tố có mức tác động khác nhau, trong đó: Giá cả sản phẩm có tác động mạnh nh t vấ ới β3=0,336; nhân tố tác động m nh th hai là ạ ứ Hoạt động chiêu thị với β4=0,316; nhân tố tác động mạnh tiếp theo là Chất lượng sản phẩm với β2=0,188; nhân tốc tác động y u nhất là Thương hiệế u với β1=0,125.
Phương trình hồi quy chưa chuẩn hóa có dạng:
QĐMH=0,417+ 0,129*TH = 0,188*CLSP +0,311*GCSP +0,264*CT Phương trình hồi quy chuẩn hóa có dạng:
QĐMH= 0,125*TH +0,188*CLSP +0,336*GCSP +0,316*CT Kết qu ảkiểm định các giả thuy t nghiên cế ứu:
Bảng 4.19 Tổng h p k t qu ợ ế ảkiểm định các gi thuy t nghiên c u ả ế ứ
Giả thuy t ế Kết qu ả
H1: Thương hiệu có tác động cùng chiều t i quyớ ết định mua sản phẩm nước đóng chai Aquafia của sinh viên thành ph H Chí Minh ố ồ
Chấp nh n gi thuy t ậ ả ế
H2: Chất lượng s n phả ẩm có tác động cùng chiều đến quyết định mua sản
phẩm nước đóng chai Aquafina của sinh viên thành ph H Chí Minh ố ồ H3: Giá c s n phả ả ẩm có tác động cùng chiều đến quyết định mua sản phẩm nước đóng chai Aquafina của sinh viên thành ph H Chí Minh ố ồ
Chấp nh n gi thuy t ậ ả ế
H4: Hoạt động chiêu thị có tác động cùng chiều đến quyết định mua sản phẩm nước đóng chai Aquafina của sinh viên thành ph H Chí Minh ố ồ
Chấp nh n gi thuy t ậ ả ế
Mô hình k t qu các y u t ế ả ế ố ảnh hưởng đến quyết định mua s n phả ẩm nước đóng chai Aquafina c a sinh viên thành ph H Chí Minh: ủ ố ồ
Hình 15. Mô hình k t qu các y u t ế ả ế ố ảnh hưởng đến quyế ịt đnh mua s n phả ẩm nước đóng chai Aquafina của sinh viên thành ph H Chí Minh ố ồ
4.2.6.Kiểm định sự khác biệt trung bình
4.2.6.1.T-Test: Kiểm định sự khác biệt trung bình quyết định mua hàng của sinh viên theo gi i tính ớ Bảng 4.20 Bảng kiểm định T-test mẫu độc lập v i Gi i tính ớ ớ Levene's Test for Equality of Variances
t-test for Equality of Means
QUYẾT ĐỊNH MUA THƯƠNG HIỆU CHẤT LƯỢNG SẢN PH M Ẩ GIÁ C SẢ ẢN PHẨM HOẠT ĐỘNG CHIÊU TH Ị +0,125 +0,188 +0,336 +0,316
F Sig. t df Sig. (2- tailed) Mean Differen ce Std. Error Differen ce 95% Confidence Interval of the Difference Lower Upper QD MH Equal variances assumed 1.018 .314 -1.345 223 .180 -.09768 .07264 -.24083 .04547 Equal variances not assumed -1.316 189.368 .190 -.09768 .07421 -.24406 .04870
Kết quả kiểm định independent sample test cho thấy kiểm định phương sai có mức ý nghĩa sig= 0,314>0,05 nên chấp nh n gi thuyậ ả ết phương sai các nhóm bằng nhau. Do kiểm định t ở dòng phương sai đồng nh t (Equal variances assumed) có mấ ức ý nghĩa sig=0.180>0.05 nên bác b ỏgiả thuy t H5. ế
➔ K t lu n: không có s khác biế ậ ự ệt có ý nghĩa thống kê về quyết định mua hàng của sinh viên nam và n ữkhi mua s n phả ẩm nước đóng chai aquafina.
4.2.6.2.Phân tích ANOVA: Kiểm định s khác bi t trung bình v ự ệ ềquyết định mua hàng của sinh viên theo năm học. hàng của sinh viên theo năm học.
Bảng 4.21 Bảng kiểm định sự đồng nhất của phương sai đố ới năm họi v c của sinh viên
Levene Statistic
df1 df2 Sig.
.656 4 220 .623
Từ bảng kiểm định Test of Homogeneity of Variances cho thấy đại lượng kiểm định Sig=0.623>0.05 nên ch p nh n gi thuyết phương sai bằng nhau. Do đó sữ dụng ấ ậ ả bảng anova để nhận xét k t qu ế ả
Bảng 4.22 Bảng kiểm định Anova đối v i ớ năm học của sinh viên
Sum of Squares df Mean Square F Sig. Between Groups .832 4 .208 .706 .589 Within Groups 64.783 220 .294
Total 65.615 224
Từ b ng ANOVA thì giá trả ị sig=0,589>0,05. Nên bác b ỏgiả thuy H6. ết không có s khác biự ệt trung bình có ý nghĩa thống kê v quyề ết định mua sản phẩm nước uống đóng chai aquafina của sinh viên theo số năm học.
4.2.6.3.Phân tích ANOVA: Kiểm định s khác bi t trung bình v ự ệ ềquyết định mua hàng c a sinh viên theo thu nh p ủ ậ hàng c a sinh viên theo thu nh p ủ ậ
Bảng 4.23 Bảng kiểm định sự đồng nhất của phương sai đối với thu nhập của sinh viên Levene
Statistic
df1 df2 Sig.
.815 3 221 .487
Từ bảng kiểm định Test of Homogeneity of Variances cho thấy đại lượng kiểm định sig=0.487>0.05 nên ch p nh n gi thuyấ ậ ả ết phương sai bằng nhau. Do đó sữ dụng bảng anova để nhận xét k t qu ế ả
Bảng 4.24 Bảng kiểm định Anova đối với nhóm tuổi
Sum of Squares df Mean Square F Sig. Between Groups 1.060 3 .353 1.210 .307 Within Groups 64.555 221 .292 Total 65.615 224
Từ b ng Anova thì giá trả ị sig=0,307>0,05. Nên bác bỏ giả thuy H7. ết
không có s khác biự ệt trung bình có ý nghĩa thống kê v quyề ết định mua sản phẩm nước đóng chai Aquafina của sinh viên theo thu nh p ậ
TÓM TẮT CHƯƠNG 4
Ở chương 4, nhóm tiến hành trình bày k t qu ế ảthứ c p thu thấ ập được v Aquafina ề và k t qu t d ế ả ừ ữliệu sơ cấp được phân tích b ng ph n m m SPSS. ằ ầ ể
Trong dữ liệu sơ cấp, nhóm th c hiự ện phân tích độ tin cậy Cronbach’s Alpha, phân tích nhân tố khám phá, phân tích tương quan-hồi quy và sau đó là kiểm định s ự khác bi t trung bình gi a các nhóm th ng kê. ệ ữ ố
Kết qu cho th y c 4 nhân tả ấ ả ố đều có tác động cùng chiều đến quyết định mua sản phẩm nước đóng chai Aquafina của sinh viên thành ph H Chí Minh vố ồ ới những mức độ khác nhau. Kiểm định s khác bi t trung bình gi a các nhóm th ng kê cho thự ệ ữ ố ấy không có s ựkhác biệt có ý nghĩa thống kê đến quyết định mua c a s n phủ ả ẩm nước đóng chai Aquafina c a sinh viên thành ph H Chí Minh theo giủ ố ồ ới tính, năm học, thu nhập. Vì v y, ậ chỉ có giả thuyết từ H1 n H4 đế được ch p nhấ ận.
CHƯƠNG 5:KẾT LUẬN VÀ ĐỀ XUẤT HÀM Ý QUẢN TRỊ NHẰM TĂNG
QUYẾT ĐỊNH MUA NƯỚC ĐÓNG CHAI AQUAFINA CỦA SINH VIÊN THÀNH PH H CHÍ MINH Ố Ồ
5.1.Tóm tắt kết qu nghiên cả ứu.
Mô hình này đã được kiểm tra với cỡ mẫu gồm 215 sinh viên của TP.HCM đã từng mua s n phả ẩm nước đóng chai Aquafina. V i nh ng k t qu ớ ữ ế ả thu được, nghiên cứu này có những đóng góp tích cực trong thực tiễn qu n lý, cụ th như sau: ả ể
Về Quyết định mua s n phả ẩm nước đóng chai Aquafina c a sinh viên TP.HCM ủ hiện nay, nghiên cứu này đã chỉ ra rằng Quyết định mua s n phả ẩm nước đóng chai Aquafina mở ức độ ộ r ng r i, phã ổ biến khi hầu như ai cũng đã ừ t ng s d ng qua sử ụ ản phẩm. Qua đó cho thấy các nhà quản trị đã rất thành công khi đưa ra những giải pháp hiệu qu trong chiến lược đưa sảả n phẩm đến gần hơn với người tiêu dùng.
Về thang đo sử ụ d ng trong nghiên c u này. K t qu nghiên c u cho th y r ng ứ ế ả ứ ấ ằ toàn bộ thang đo được s d ng trong nghiên cử ụ ứu là đáng tin cậy (Cronbach’s Alpha > 0.6) và c óthể ử ụ s d ng cho nh ng nghiên c u khác. ữ ứ
Về các y u t ế ố ảnh hưởng đến quyết định mua s n ph m nả ẩ ước đóng chai Aquafina, nghiên cứu đã chỉ ra r ng có 4 thành phằ ần tác động đến quyết định mua s n phả ẩm nước đóng chai Aquafina t m nh nhừ ạ ất đến th p nh t theo th t sau: Giá c s n phấ ấ ứ ự ả ả ẩm có tác động m nh nh t vạ ấ ới β3=0,336; nhân tố tác động m nh thạ ứ hai là hoạt động chiêu th vị ới β4=0,316; nhân tố tác động mạnh ti p theo là chế ất lượng sản ph m vẩ ới β2=0,188; nhân tốc tác động yếu nhất là Thương hiệu với β1=0,125.
Nghiên c u phân tích s khác bi t v qứ ự ệ ề uyết định mua s n phả ẩm nước đóng chai Aquafina theo các đặc điểm cá nhân bằng phương pháp T-test kiểm định s khác biự ệt trung bình, ANOVA cho th y: nghiên cấ ứu đã chỉ ra không có s khác bi t v qự ệ ề uyết định mua s n ph m phả ẩ ẩm nước đóng chai Aquafina theo gi i t nh, sớ í ố năm học v thu nhà ập ở mức độ tin cậy 95%.
Nghiên c u cứ ũng đã xác định nh ng y u t có ữ ế ố ảnh hưởng đến Quyết định mua sản phẩm nước đóng chai Aquafina c a sinh viên TP.HCM. Vì vủ ậy, để thu hút nhiều
khách h ng tin d ng s n phà ù ả ẩm hơn nữa, c n ph i có nh ng hàm ý qu n tr cho t ng ầ ả ữ ả ị ừ nhóm y u t c ế ố ụthể.
5.2.Hàm ý qu n tr ả ịnhằm tăng quyết định mua nước đóng chai Aquafina của sinh viên thành ph H Chí Minh. ố ồ
5.2.1.Hàm ý quản trị về yếu tốthương hiệu.
Kết qu nghiên c u cho thả ứ ấy “yế ố thương hiệu” vớ ệ ốu t i h s beta 0.125, là yếu tố có mức độ ảnh hưởng xếp thứ 4 đến quyết định mua sản phẩm nước đóng chai Aqufina c a sinh viên thành ph H Chí Minh trong nhóm 04 yủ ố ồ ếu tố tác động trong phạm vi nghiên c u cứ ủa đềtài.
Để gia tăng Quyết định mua s n phả ẩm nước đóng chai aquafina của sinh viên tại