B. Phần thân
4.1.3.2. Phân tích nhân tố EFA cho biến phụ thuộc
Dựa vào kết quả phân tích nhân tố phụ thuộc cho thấy:
Hệ số KMO = 0.684 (0.5 <KMO <1), từ đó cho thấy phân tích nhân tố là phù hợp. Hệ số Sig. của kiểm định Bartlett với sig. = 0.000 (<0.05) thì các biến quan sát 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 tố rút trích đƣợc có ý nghĩa tóm tắt thông tin tốt.
Tổng phƣơng sai trích = 67.009% (>50%) Điều này cho thấy 1 nhân tố rút trích đƣợc giải thích 67.009% biến thiên của dữ liệu quan sát
Bảng 4-11 Bảng ma trận xoay nhân tố
Hệ số xoay nhân tố 1
69
HV1 .804
HV3 .803
Dựa vào bảng ma trận xoay nhân tố Rotated Component Matrix ta thấy các hệ số tải nhân tố đều >0,5 đảm bảo ý nghĩa, cho nên không có biến nào bị loại
4.1.3 Phân tích hệ số Pearson
Đặt:
HV : “Hành vi mua hàng” (là trung bình của các biến HV1, HV2, HV3)
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 – dịch vụ” (là trung bình của các biến KG1, KG2, KG3, KG4) TK: “Nhóm tham khảo ” (là trung bình của các biến TK1, TK2, TK3)
Phƣơng trình hồi quy đa biến có dạng nhƣ sau:
HV = β1*TL + β2*CN+ β3*MK + β4*CNG + β5*KG + β6*TK
4.1.4. Phân tích tương quan (Pearson) giữa biến độc lập và biến phụ
thuộc:
Bảng 4-12 Kết quả phân tích tương quan Pearson
70 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
71 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 quả nhƣ sau:
Hệ số tƣơng quan giữa biến HV và biến TL bằng 0.525, hệ số Sig. = 0.000 nên TL có tƣơng quan tuyến tính mạnh với HV và có ý nghĩa thống kê.
Hệ số tƣơng quan giữa biến HV và biến CN bằng 0.155, hệ số Sig. = 0.000 nên CN có tƣơng quan tuyến tính yếu với HV và có ý nghĩa thống kê.
Hệ số tƣơng quan giữa biến HVvà biến CNG bằng 0.391, hệ số Sig. = 0.000 nên CNG tƣơng quan tuyến tính với HV và có ý nghĩa thống kê.
Hệ số tƣơng quan giữa biến HV và biến MK bằng 0.301, hệ số Sig. = 0.000 nên MK có tƣơng quan tuyến tính với HV và có ý nghĩa thống kê.
Hệ số tƣơng quan giữa biến HV và biến KG bằng 0.198, hệ số Sig. = 0.000 nên KG tƣơng quan tuyến tính yếu với HV và có ý nghĩa thống kê.
Hệ số tƣơng quan giữa biến HV và biến TK bằng 0.235, hệ số Sig. = 0.000 nên TK 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
72
Qua bảng đánh giá độ phù hợp của mô hình hồi quy MODEL SUMMARY, cho thấy: Ở mức ý nghĩa 5%, hệ số R2 hiệu chỉnh = 0.638 cho thấy độ phù hợp của mô hình là 63.8%. Nói cách khác, các biến độc lập giải thích đƣợc 63.8% sự biến thiên của biến phụ thuộc.
Bảng ANOVA cho thấy kết quả kiểm định F có giá trị Sig. = 0.000 (< 0.05), nên mô hình sử dụng là phù hợp
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 bảng phân tích hồi quy cho thấy:
73
Các hệ số phóng đại phƣơng sai VIF đều < 10 nên không có hiện tƣợng đa cộng tuyến.
Hệ số Sig. của 6 biến độc lậpđều < 0.05 nên cả 6 biến độc lập này đều đƣợc nhận. Đồng thời, các hệ số Beta > 0 cho thấy các biến độc lập tác động thuận chiều với biến phụ thuộc. Nghĩa là khi tăng bất kỳ một nhân tố nào thì cũng sẽ làm hành vi mua hàng của ngƣời tiêu dùng tăng lên.
Mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập đƣợc thể hiện trong phƣơng trình hồi quy đa biến sau:
HV : “Hành vi mua hàng” (là trung bình của các biến HV1, HV2, HV3)
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 – dịch vụ” (là trung bình của các biến KG1, KG2, KG3, KG4) TK: “Nhóm tham khảo ” (là trung bình của các biến TK1, TK2, TK3)
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 tố khác 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 tố khác 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 tố khác không đổi, khi yếu tố công nghệ tăng lên 1 đơn vị thì sẽ làm cho Hành vi mua hàng của ngƣời tiêu dùng tăng lên 0.391 đơn vị.
74
Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi yếu tố hoạt động Marketing tăng lên 1 đơn vị thì sẽ làm cho Hành vi mua hàng của ngƣời tiêu dùng tăng lên 0.301 đơn vị. Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi yếu tố không gian – dịch vụ tăng 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 tố khác 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 sự khác biệt về hành vi mua hàng của ngƣời tiêu dùng giữa các nhóm ngƣời tiêu dùngcó độ tuổi khác nhau. Đặt giả thiết H0: Không cósự khác biệt về Hành vi mua hàng của ngƣời tiêu dùng giữa các nhóm ngƣời tiêu dùng có độ tuổi khác nhau.
Theo kết quả ở bảng TEST OF HOMOGENEITY OF VARIANCES, với mức ý nghĩa Sig. = 0.601 (> 0.05) nên chấp nhận giả thuyết phƣơng sai không có sự khác biệt về Hành vi mua hàng của ngƣời tiêu dùng giữa các nhóm ngƣời tiêu dùngcó độ tuổi khác nhau ở độ tin cậy 95%. Do vậy, kết quả phân tích ANOVA đƣợc sử dụng
Bảng 4-15 Kiểm định sự khác biệt 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
75
Theo bảng ANOVA, giá trị Sig. = 0.822 (> 0.05). Nhƣ vậy, với độ tin cậy 95% ta chấp nhận giả thuyết Ho và kết luận rằng không có sự khác biệt về Hành vi mua hàng của ngƣời tiêu dùnggiữa các nhóm ngƣời tiêu dùngcó độ tuổi khác nhau.
4.1.5.2. Kiểm định sự khác biệt về Hành vi mua hàng của ngƣời tiêu dùng giữa các nhóm ngƣời tiêu dùng có nghề nghiệp khác tiêu dùng giữa các nhóm ngƣời tiêu dùng có nghề nghiệp khác nhau.
Đặt giả thiết H0: Không có sự khác biệt về Hành vi mua hàng của ngƣời tiêu dùng giữa các nhóm ngƣời tiêu dùng có nghề nghiệp khác nhau
Levene Statistic
df1 df2 Sig.
2.518 5 462 .029
Theo kết quả ở bảng TEST OF HOMOGENEITY OF VARIANCES, với mức ý 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 nghề nghiệp khác nhau ở độ tin cậy 95%.
4.1.5.3. Kiểm định sự khác biệt về Hành vi mua hàng của ngƣời tiêu dùng giữa các nhóm ngƣời tiêu dùng có thu nhập khác nhau. tiêu dùng giữa các nhóm ngƣời tiêu dùng có thu nhập khác nhau. Đặt giả thiết H0: Không có sự khác biệt về Hành vi mua hàng của ngƣời tiêu dùng giữa các nhóm ngƣời tiêu dùng có thu nhập khác nhau.
Theo kết quả ở bảng TEST OF HOMOGENEITY OF VARIANCES, với mức ý nghĩa Sig. = 0.616 (> 0.05) nên chấp nhận giả thuyết phƣơng sai không có sự khác biệt về Hành vi mua hàng của ngƣời tiêu dùng giữa các nhóm ngƣời tiêu dùng có nghề nghiệp khác nhau ở độ tin cậy 95%. Do vậy, kết quả phân tích ANOVA đƣợc sử dụng.
76
Bảng 4-16 Kiểm định sự khác biệt 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 bảng ANOVA, giá trị Sig. = 0.027 (<0.05). Nhƣ vậy, với độ tin cậy 95% ta bác bỏ giả thuyết Ho và kết luận rằng có sự khác biệt về Hành vi mua hàng của ngƣời tiêu dùng giữa các nhóm ngƣời tiêu dùngcó thu nhập khác nhau.
77
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 Bảng kết quả nghiên cứu
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
78
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
79
Hình 5-1 Mô hình chính thức
5.2. Đề xuất giải pháp
Việc xác định đƣợc các yếu tố ảnh 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 trị thực trạng của chúng là cơ sở khoa học để các nhà quản trị hoạch định các chính sách phát triển của hệ thống cửa hàng tự phục vụ tại Thành phố Hồ Chí Minh. Vì thế, căn cứ vào kết quả nghiên cứu đƣợc trình bày ở chƣơng 4, nhóm tác giả cho rằng để phát triển hệ thống của hàng tự phục vụ cần tập trung nguồn lực cải thiện các yếu tố ảnh hƣởng đến quyết định hành vi mua hàng của ngƣời tiêu dùng theo thứ tự nhƣ sau: (1) Tâm lý - (2) Hoạt động Marketing - (3) Công nghệ - (4) Không gian dịch vụ - (5) Nhóm tham khảo - (6) Quy trình.
Thứ nhất, về tâm lý - yếu tố ảnh hƣởng tác động mạnh đến hành vi sử dụng mô hình tự phục vụ, đa phần ngƣời tiêu dùng sẽ tò mò về tính mới mẻ, tính hƣớng ngoại của cửa hàng. Từ đó, họ sẽ có thêm động lực để đến khám phá và trải nghiệm. Ngoài ra, việc thiết kế nhận diện thƣơng hiệu bắt mắt, thu hút (màu sắc, hình ảnh) bên ngoài cửa hàng cũng là yếu tố 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
80
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 tạo trào lƣu cho ngƣời tiêu dùng trải nghiệm đúng với yếu tố đƣợc chọn nhiều nhất “Thấy nhiều ngƣời vào thì vào theo”.
Đối với PR, cần đẩy mạnh các bài viết chuyên đề về sự đổi mới trong thanh toán hàng hóa, về công nghệ hiện đại du nhập vào Việt Nam, về xu hƣớng tiêu dùng mới trong thời kỳ hiện đại hóa,.. nhằm tiếp cận và thay đổi suy nghĩ tâm lý các đối tƣợng tiêu dùng mục tiêu, cho họ cái nhìn mới mẻ về cửa hàng tự phục vụ phiên bản Việt.
Thứ hai, biến hoạt động marketing tác động khá mạnh với hành vi mua hàng tại cửa hàng tự phục vụ bởi yếu tố “Chƣơng trình khuyến mãi hấp dẫn” chiếm ƣu thế cao nhất. Việc sử dụng các chƣơng trình khuyến mãi hợp lý sẽ giúp kích cầu và tăng hiệu suất tiêu thụ, tạo thu nhập cho doanh nghiệp và niềm tin từ khách hàng. Vì tính mới mẻ của cửa hàng nên nhiều ngƣời chƣa biết đến hoặc chƣa tìm đến cửa hàng để trải nghiệm, doanh nghiệp phải đƣa ra những chƣơng trình khuyến mãi hấp dẫn hơn trong từng giai đoạn để kích thích ngƣời tiêu dùng, đẩy mạnh các chƣơng trình quảng cáo trên kênh phƣơng tiện truyền thông online, thêm nhiều chƣơng trình