Giả thuyết Ho: giữa 20 biến độc lập trong tổng thể không có mối tương quan với nhau.
Hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) 0,731
Kiểm định Barlett của thang đo
Giá trị Chi bình phương 1727,561
Df 190
Sig – Mức ý nghĩa quan sát
0,000
Biến quan sát Hệ số nhân tố tải 1 2 3 4 NT3 0,886 NT2 0,878 AT2 0,756 NT4 0,699 AT4 0,696 NT1 0,665 AT3 0,632 AT1 0,626 KN4 0,885 KN3 0,837 KN1 0,769 KN2 0,739 HI4 0,884 HI1 0,872 HI2 0,854 HI3 0,834 SD4 0,811 SD1 0,784 SD2 0,739 SD3 0,602 Eigenvalue 1,772
Phương sai trích tích lũy (%) 66,34
Bảng 4.11 Bảng liệt kê hệ số tải nhân tố ở phân tích EFA Từ bảng trên ta thấy có 5 nhân tố được trích ra và đều đạt yêu cầu. Tuy nhiên, nhân tố niềm tin và nhân tố an toàn sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA đã gộp lại thành 1 nhân tố với 8 biến quan sát gồm: NT1, NT2, NT3, NT4, AT1, AT2, AT3, AT4.
Qua kết quả trên, tác giả tiến hành điều chỉnh gộp hai thang đo niềm tin và an toàn thành thang đo Niềm tin - An toàn với 8 biến quan sát như đã nêu ở trên. Đồng thời tác giả tiến hành kiểm định Cronbach’s Alpha để kiểm tra mức độ liên hệ giữa các biến trong nhân tố mới.
Biến quan sát Trung bình thang đo nếu biến loại Phương sai thang đo nếu biến loại Tương quan biến tổng Cronbach’s Alpha Kết luận
Thang đo “Niềm tin – An toàn”: Cronbach’s Alpha = 0,894
NT1 20,9083 8,487 0,569 0,892 Biến phù hợp NT2 20,8917 7,862 0,778 0,869 Biến phù hợp NT3 20,8833 7,902 0,802 0,867 Biến phù hợp NT4 20,9000 8,225 0,610 0,889 Biến phù hợp AT1 21,1917 9,030 0,652 0,883 Biến phù hợp AT2 21,0333 8,436 0,716 0,876 Biến phù hợp AT3 21,1750 8,986 0,658 0,883 Biến phù hợp AT4 21,0750 8,843 0,669 0,881 Biến phù hợp Bảng 4.12 Kết quả kiểm định Cronbach’s Alpha nhân tố niềm tin - an toàn Qua kết quả ở bảng trên cho ta thấy các biến trong thang đo Niềm tin - An toàn đều có hệ số Crronbach’s Alpha > 0,6 và hệ số tương quan biến tổng lướn hơn 0,3 nên ta chấp nhận tất cả các biến trong thang đo Niềm tin – An toàn.
Nhận xét: Với giả thuyết Ho đặt ra trong phân tích này là giữa 26 biến quan sát trong tổng thể không có mối tương quan với nhau. Kiểm định KMO và Barlett’s trong phân tích nhân tố cho thấy giả thuyết này bị bác bỏ (Sig- = 0,000 < 0,0050); hệ số KMO cao KMO =
0,731 > 0,005. Kết quả này cho ta thấy rằng các biến quan sát trong tổng thể có mối tương quan với nhau và phân tích nhân tố EFA là rất thích hợp.
Tại các mức giá trị Eigenvalues > 1 phân tích nhân tố đã trích được 4 nhân tố từ 20 biến quan sát với phương sai trích là 66,34% (lớn hơn 50%) đạt yêu cầu.
Mô hình hồi quy sẽ còn 4 biến độc lập như sau:
Số thứ tự Tên nhân tố Ký hiệu
1 Nhận thức hữu ích HI
2 Nhận thức dễ sử dụng SD
3 Niềm tin – An toàn NT-AT
4 Kinh nghiệm KN
Bảng 4.13 Các biến độc lập còn lại của mô hình 4.5.2 Phân tích nhân tố khám phá nhân tố phụ thuộc ý định mua sắm trực tuyến
Giả thuyết Ho1: 3 biến quan sát trong tổng thể không có mối quan hệ với nhau.
Bảng 4.14 Kết quả kiểm định KMO và Barlett nhân tố phụ thuộc ý định mua sắm trực tuyến
Hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) 0,679
Kiểm định Barlett của thang đo
Giá trị Chi bình phương 100,493
Df 3
Sig – Mức ý nghĩa quan sát
0,000
Bảng 4.14 Kết quả kiểm định KMO và Barlett nhân tố phụ thuộc: ý định mua sắm trực tuyến
Hệ số nhân tố tải 1 YD1 0,863 YD2 0,854 YD3 0,775 Eigenvalue 2,074
Phương sai trích tích lũy (%) 69,117
Bảng 4.15 Kết quả phân tích nhân tố phụ thuộc ý định mua sắm trực tuyến Nhận xét: Với giả thuyết Ho1 đặt ra trong phân tích này là giữa 3 biến quan sát trong tổng thể không có mối quan hệ với nhau. Ta có:
Sig. = 0,000 < 0,005 nên ta bác bỏ giả thuyết Ho1. Hệ số KMO = 0,679 > 0,5 cho ta thấy rằng 3 biến trong tổng thể có mối quan hệ với nhau và phân tích nhân tố EFA là thích hợp. Kết quả phân tích EFA trích được 3 nhân tố và phương sai trích tích tũy là 69,117%, giá trị Eigenvalue là 2,074 > 1 nên đạt yêu cầu, các hệ số tải của các biến quan sát đều lớn hơn 0,5 nên thang đo đạt yêu cầu. Các biến đo lường trong nhân tố phụ thuộc ý định mua sắm trực tuyến trên sàn thương mại điện tử Shopee của sinh viên trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh đều được sử dụng trong các phân tích tiếp theo.
4.6 Phân tích tương quan và hồi quy 4.6.1 Phân tích tương quan 4.6.1 Phân tích tương quan
HI SD NT - AT KN YD HI Hệ số tương quan 1 -0,047 -0,022 -0,102 ,531** Sig. (2-tailed) 0,611 0,808 0,267 0 Số lượng mẫu 120 120 120 120 120 SD Hệ số tương quan -0,047 1 -0,116 0,016 0,293** Sig. (2-tailed) 0,611 0,209 0,864 0,001 Số lượng mẫu 120 120 120 120 120 NT- AT Hệ số tương quan -0,022 -0,116 1 - 0,495** 0,029 Sig. (2-tailed) 0,808 0,209 0 0,754 Số lượng mẫu 120 120 120 120 120 KN Hệ số tương quan -0,102 0,016 -0,495** 1 0,353** Sig. (2-tailed) 0,267 0,864 0 0 Số lượng mẫu 120 120 120 120 120 YD Hệ số tương quan 0,531** 0,293** 0,029 0,353** 1 Sig. (2-tailed) 0 0,001 0,754 0 Số lượng mẫu 120 120 120 120 120
Nhận xét: qua kết quả ở bảng trên cho ta thấy nhân tố niềm tin - an toàn (NT-AT) có Sig. = 0,754 nên không đạt yêu cầu nên ta loại nhân tố niềm tin - an toàn. Các nhân tố khác đều có sig. < 0,05 và có r đi từ 0,293 đến 0,531 cho thấy các biến này có tương quan với biến phụ thuộc và được giữ lại để phân tích hồi quy.
4.6.2 Phân tích hồi quy
4.6.2.1 Kiểm định sự phù hợp của mô hình
Mô hình R2 hiệu chỉnh Hệ số Durbin-Watson
1 0,536 1,821
a. Biến độc lập: (Hằng số), HI, SD, KN b. Biến phụ thuộc: YD
Bảng 4.17 Mức độ giải thích của mô hình Nhận xét: Qua kết quả ở bảng trên, ta có:
Mô hình có R2 hiệu chỉnh là 0,536 tức là có 53,6% sự biến thiên của ý định mua sắm trực tuyến trên sàn thương mại điện tử Shopee của sinh viên trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh được giải thích bởi các biến độc lập: HI, SD, KN.
Mô hình F Sig.
1 Hồi quy 46,745 ,000b
Phần dư Tổng
Bảng 4.18 Phân tích phương sai ANOVA Nhận xét: qua bảng trên ta thấy giá trị Sig. Của kiểm định F = 0,000 < 0,05 do đó mô hình hồi quy là phù hợp.với dữ liệu thực tế thu thập được và các biến đưa vào đều có ý nghĩa trong thống kê với mức ý nghĩa 5%.
4.6.2.2 Kiểm định phân phối chuẩn
Phân phối chuẩn của phần dư xấp xỉ chuẩn Mean = -3,37E-16 (giá trị trung bình gần bằng 0) và độ lệch chuẩn Std. Dev = 0,987 (độ lệch chuẩn gần bằng 1). Do đó ta có thể kết luận rằng giả thuyết phân phối chuẩn của phần dư không bị sai phạm.
Các điểm của phần dư phân tán không cách quá xa mà phân tán ngẫu nhiên xung quanh đường chéo (đường thẳng kì vọng), do đó giả định về phần dư được thỏa mãn.
4.6.2.3 Kiểm định đa cộng tuyến
Hệ số phóng đại phương sai VIF có giá trị từ 1,002 đến 1,013 nhỏ hơn 2 cho thấy các nhân tố độc lập không có quan hệ chặt chẽ với nhau nên không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Vì vậy, mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đáng kể đến kết quả giải thích của mô hình hồi quy.
4.6.2.4 Kiểm định độc lập giữa các phần dư
Các điểm trong đồ thị phân tán đều. Như vậy, giả định phương sai không đổi của mô hình không bị vi phạm.
Ngoài ra, kiểm định Durbin-Watson (d) cho thấy d = 1,821 (1,5 < d < 2,5) nên ta có thể kết luận các phần dư độc lập với nhau (không có sự tương quan giữa các phần dư).
Từ các kết quả kiểm định ở trên ta thấy các giả định của hàm hồi quy tuyến tính không bị vi phạm và mô hình hồi quy đã xây dựng là phù hợp với tổng thể.
4.6.2.5 Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu Mô hình Hệ số hồi quy
chưa chuẩn hóa
Hệ số chuẩn hóa
Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Beta VIF 1 (Hằng số) -1,244 0,015 HI 0,456 0,587 0,000 1,013 SD 0,440 0,314 0,000 1,002 KN 0,310 0,408 0,000 1,011
Bảng 4.19 Bảng thống kê phân tích các hệ số hồi quy Nhận xét: từ bảng trên ta thấy 3 nhân tố độc lập HI, SD, KN có ảnh hưởng cùng chiều với nhân tố phụ thuộc ý định mua sắm trực tuyến trên sàn thương mại điện tử Shopee của sinh viên trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh (YD) vì hệ số hồi quy chuẩn hóa của các nhân tố này đều dương và có ý nghĩa thống kê (Sig. < 0,05). Mức độ ảnh hưởng đến nhân tố phụ thuộc YD theo thứ tự giảm dần như sau: nhân tố Nhận thức hữu ích (HI) có tác động mạnh nhất β = 0,587, tiếp đến là nhân tố kinh nghiệm (KN) β = 0,408 và thấp nhất là nhân tố nhận thức dễ sử dụng (SD) β = 0,314. Như vậy, các giả thuyết H1, H2, H5 được chấp nhận ở mức độ tin cậy 95%.
Phương trình hồi quy chưa chuẩn hóa như sau: YD = -1,244 + 0,456*HI + 0,440*SD + 0,310*KN Phương trinh hồi quy chuẩn hóa như sau:
YD = 0,587*HI + 0,408*KN + 0,314*SD
Kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu:
Giả thuyết Kết quả
Sig. Kết luận H1+: Nhân tố nhận thức hữu ích có ảnh hưởng (+) tới ý
định mua sắm trực tuyến trên sàn thương mại điện tử Shopee của sinh viên trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh
0,000 Chấp nhận giả thuyết
H2+: Nhân tố nhận thức dễ sử dụng có ảnh hưởng (+) tới ý định mua sắm trực tuyến trên sàn thương mại điện tử Shopee của sinh viên trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh
0,000 Chấp nhận giả thuyết
H5+: Nhân tố kinh nghiệm mua sắm có ảnh hưởng (+) tới ý định mua sắm trực tuyến trên sàn thương mại điện tử Shopee của sinh viên trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh
0,000 Chấp nhận giả thuyết
Hình 4.5 Mô hình kết quả nghiên cứu của tác giả 4.7 Kiểm định sự khác biệt
4.7.1 Kiểm định ý định mua sắm trực tuyến trên sàn thương mại điện tử Shopee của sinh viên trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh theo khoa/viện mà sinh viên trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh theo khoa/viện mà sinh viên đang theo học
Thống kê Levene Sig.
1,943 0,047
Bảng 4.21 Kiểm tra tính đồng nhất của phương sai Nhận xét: từ bảng trên ta thấy giá trị Sig. < 0,05 có nghĩa là phương sai Ý định mua sắm trực tuyến trên sàn thương mại điện tử Shopee của sinh viên trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh theo khoa/viện mà sinh viên đang theo học là khác nhau.
Sig.
Welch 0,966
Bảng 4.22 Bảng Robust Test Nhận xét: qua bảng trên ta thấy giá trị Sig. = 0,966 > 0,05 nên ta có thể kết luận không có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về ý định mua sắm trực tuyến trên sàn thương mại điện tử Shopee của sinh viên tại những khoa/viện khác nhau tại trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh.
Nhận thức hữu ích
Kinh nghiệm mua sắm trực tuyến Nhận thức dễ sử dụng β = 0,587 β = 0,314 Ý định mua sắm trực tuyến β = 0,440
4.7.2 Kiểm định ý định mua sắm trực tuyến trên sàn thương mại điện tử Shopee của sinh viên trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh theo giới tinh sinh viên trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh theo giới tinh
Kiểm định Levene’s về sự bằng nhau của phương sai
Kiểm định t về sự bằng nhau giữa các trung binh
Sig. Sig. (2-tailed)
YD Phương sai bằng nhau 0,147 0,136 Phương sai khác nhau 0,130
Bảng 4.23 Bảng kiểm định T-test mẫu độc lập với giới tính Nhận xét: Từ bảng trên ta thấy giá trị Sig. Levene’s test > 0,05 nên phương sai giữa hai giới tính là khác nhau.
Giá trị Sig. T-test = 0,136 > 0,05 nên ta có thể kết luận không có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về ý định mua sắm trực tuyến trên sàn thương mại điện tử Shopee của sinh viên có giới tính khác nhau khác nhau tại trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh. 4.7.3 Kiểm định ý định mua sắm trực tuyến trên sàn thương mại điện tử Shopee của sinh viên trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh theo năm học
Thống kê Levene Sig.
0,545 0,653
Bảng 4.24 Kiểm tra tính đồng nhất của phương sai Nhận xét: từ bảng trên ta thấy rằng giá trị Sig. = 0,653 > 0,05 nên phương sai giữa các năm học là giống nhau.
Sig.
Giữa các nhôm 0,522
Tổng
Nhận xét: từ bảng trên ta thấy giá trị Sig. = 0,522 > 0,05 nên ta có thể kết luận rằng không có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về ý định mua sắm trực tuyến trên sàn thương mại điện tử Shopee của sinh viên có năm học khác nhau khác nhau tại trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh.
CHƯƠNG 05: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH
5.1 Tóm tắt kết quả nghiên cứu
Quá trình nghiên cứu được thực hiện qua hai bước: nghiên cứu sơ bộ và nghiên cứu chính thức.
Nghiên cứu sơ bộ được thực hiện bằng phương pháp định tính với việc thảo luận nhóm ba người là những người có ít nhất một năm kinh nghiệm mua sắm trực tuyến. Tiếp đến thực hiện khảo sát 50 sinh viên với bảng nghiên cứu sơ bộ. Sau quá trình hiệu chỉnh mô hình nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua sắm trực tuyến trên sàn thương mại điện tử Shopee của sinh viên trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh còn 5 nhân tố độc lập với 20 biến quan sát và nhân tố phụ thuộc với 3 biến quan sát.
Nghiên cứu chính thức thực hiện bằng phương pháp định lượng sử dụng bảng câu hỏi khảo sát trực tuyến lấy mẫu theo phương pháp phi xác suất thuận tiện, kết quả thu được 120 bảng trả lời phù hợp. Nghiên cứu định lượng thực hiện trên phần mềm thống kê và kết quả như sau:
Thống kê thông tin các mẫu cho thấy thuộc tính của các đối tượng nghiên cứu như sau: tỷ lệ cao nhất là sinh viên khoa quản trị kinh doanh với 20%, tỷ lệ nam và nữ không chênh lệch quá nhiều với 45,8% nam và 54,2% nữ, sinh viên năm ba và năm hai là chủ yếu với 31,7% sinh viên năm ba và 30,8% sinh viên năm hai.
Các mẫu thu thập được qua kiểm định độ tin cậy Cronbach’s Alpha vẫn giữ nguyên 5 nhân tố độc lập với 20 biến quan sát và nhân tố phụ thuộc với 3 biến quan sát.
Sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA có 2 biến độc lập là niềm tin và nhận thức an toàn đã gộp lại thành một nhóm mới là nhân tố niềm tin-an toàn với 8 biến quan sát, các nhân tố độc lập và phụ thuộc được giữ nguyên.
Qua phân tích tương quan tác giả loại nhân tố niềm tin-an toàn ra khỏi mô hình nghiên cứu vì không tương quan với nhân tố phụ thuộc.
Kết quả phân tích hồi quy đa biến các nhân tố còn lại của ý định mua sắm trực tuyến trên sàn thương mại điện tử Shopee của sinh viên trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh được kết quả như sau: nhân tố nhận thức hữu ích β = 0,587, nhân tố kinh nghiệm mua sắm trực tuyến β = 0,408 và nhân tố nhận thức dễ sử dụng 0,314, trong đó nhân tố nhận thức hữu ích là nhân tố có ảnh hưởng cao nhất đến ý định mua sắm trực tuyến trên
sàn thương mại điện tử Shopee của sinh viên trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh. Điều này có thể xem là phù hợp bởi khi khách hàng nhận thấy sự lợi ích và sự