N 120 120 120 120 120 120 Normal Parameters Mean 3.8750 4.0042 4.0667 2.9375 3.8688 4.1000 Std. Deviation 0.61409 0.49257 0.64618 1.14232 0.50415 0.66847 Most Extreme Differences Absolute 0.156 0.183 0.160 0.120 0.109 0.224 Positive 0.104 0.090 0.074 0.094 0.093 0.115 Negative -0.156 -0.183 -0.160 -0.120 -0.109 -0.224 Kolmogorov-Smirnov Z 1.705 2.003 1.754 1.313 1.189 2.452
Asymp. Sig. (2-tailed) 0.006 0.001 0.004 0.064 0.118 0.000
(Nguồn: Kết quả điều tra xửlý của tác giảnăm 2020)
Với giảthuyết H 0 là có phân phối chuẩn, H1 là không có phân phối chuẩn, kết quảkiểm định Kolmogorov-Smirnov cho thấy: các biến “GC”(giá cả), “TH”(thương hiệu), “CL”(chất lượng sản phẩm), “QD” (quyết định mua)có giá trịAsymp. Sig. (2- tailed) bé hơn 0.05, bác bỏgiảthuyết H 0. Như vậy có thểkết luận rằng, những biến
này không có phân phối chuẩn. Các biển “CS”(chăm sóc khác hàng), “CQ”(chuẩn chủquan)có giá trịAsymp. Sig. (2-tailed) lớn hơn 0.05, chấp nhận giảthuyết H 0, nên các biến này có phân phối chuẩn.
2.2.7. Kiểm định sựphù hợp của mô hình
2.2.7.1. Kiểm định mối tương quan giữa biến độc lập và biến phụthuộc
Bảng 2. 15: Phân tích tương quan Pearson
GC TH CL CS CQ QD QD Tương quan Pearson 0.512 0.516 0.680 -0.166 0.555 1 Sig.(2-tailed) 0.000 0.000 0.000 0.070 0.000 N 120 120 120 120 120 120
(Nguồn: Kết quả điều tra xửlý của tác giảnăm 2020)
Dựa vào kết quảphân tích trên, ta thấy:
- Giá trịSig.(2-tailed) của các nhân tốmới đều bé hơn mức ý nghĩaα= 0.05, cho thấy sựtương quan có ý nghĩa giữa các biến độc lập và biến phụthuộc.
- Hệsốtương quan Pearson cũng khá cao (có 4 nhân tốlớn hơn 0.5 và 1 nhân tố nhỏhơn 0.5) nên ta có thểkết luận rằng các biến độc lập sau khi điều chỉnh có thểgiải thích cho biến phụthuộc “quyết định mua”.
2.2.7.2. Xây dựng mô hình hồi quy
Sau khi tiến hành phân tích nhân tốkhám phá EFA đểkhám phá các nhân tốmới cóảnh hưởng đến biến phụthuộc “quyết định mua”, nghiên cứu tiến hành hồi quy mô hình tuyến tính đểxác định được chiều hướng và mức độ ảnh hưởng của các nhân tố mới này đến quyết định sửdụng.
Mô hình hồi quy được xây dựng gồm biến phụthuộc là“quyết định mua”(QD)và các biến độc lập được rút trích từnhân tốkhám phá EFA gồm 5 biến: “chất lượng sản phẩm”(CL), “thương hiệu”(TH),“chuẩn chủquan”(CQ),“giá cả”(GC),“Dịch vụ chăm sóc khách hàng”(CS)với các hệsốBê-ta tươngứng lần lượt làβ1, β2, β3, β4, β5
QD= β0 + β1CL + β2TH + β3CQ + β4GC +β5CS + ei
Dựa vào hệsốBê-ta chuẩn hóa với mức ý nghĩa Sig. tươngứng đểxác định các biến độc lập nào cóảnh hưởng đến biến phụthuộc trong mô hình vàảnh hưởng với mức độra sao, theo chiều hướng nào. Từ đó, làm căn cứ đểkết luận chính xác hơn và đưa ra giải pháp mang tính thuyết phục cao. Kết quảcủa mô hình hồi quy sẽgiúp ta xác định được chiều hướng, mức độ ảnh của các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định mua của khách hành đối với sản phẩm nội thất tại công ty Wood Park.
2.2.7.3. Phân tích hồi quy
Phân tích hồi quy tuyến tính sẽgiúp chúng ta biết được chiều hướng và cường độ ảnh hưởng của các biến độc lập lên biến phụthuộc. Trong giai đoạn phân tích hồi quy, nghiên cứu chọn phương pháp Enter, chọc lọc dựa trên tiêu chí chọn những nhân tốcó mức ý nghĩa Sig. < 0.05. Những nhân tốnào có giá trịSig. > 0.05 sẽbịloại khỏi mô hình và không tiếp tục nghiên cứu nhân tố đó.
Kết quảphân tích hồi quy được thểhiện qua các bảng sau:
Bảng 2. 16: Hệ số phân tích hồi quy
Hệsốchưa chuẩn hóa chuẩn hóaHệs ố
t Sig. VIF BĐộlệch chuẩn Beta Hằng số -0.283 0.414 -0.684 0.495 GC 0.163 0.079 0.149 2.056 0.042 1.477 TH 0.263 0.096 0.194 2.741 0.007 1.401 CL 0.454 0.076 0.439 5.999 0.000 1.497 CS -0.042 0.036 -0.073 -1.182 0.240 1.053 CQ 0.253 0.098 0.191 2.579 0.011 1.531
(Nguồn: Kết quả điều tra xửlý của tác giảnăm 2020)
Giá trịSig. tại các phép kiểm định của các biến độc lập được đưa vào mô hình:
0.05 chứng tỏcác biến độc lập này có ý nghĩa thống kê trong mô hình. Riêngđối với biến độc lập “dịch vụchăm sóc khách hàng”có giá trịSig. là 0.240 > 0.05 nên bịloại khỏi mô hình hồi quy. Ngoài ra, hằng sốtrong mô hình có giá trịSig. là 0.495 > 0.05 nên cũng sẽbịloại.
Nhưvậy, phương trình hồi quy được xác định như sau:
QD= 0.439CL + 0.194TH + 0.191CQ + 0.149GC + ei
Nhìn vào mô hình hồi quy, ta có thểxác định rằng: có 4 nhân tố đó là“chất lượng sản phẩm”,“thương hiệu” , “chuẩn chủquan”,“giá cả”ảnh hưởng đến “quyết định mua”của khách hàng tại Thành phốHuế đối với sản phẩm nội thất của công ty Nội Thất Wood Park.
Đềtài tiến hành giải thích ý nghĩa các hệsốbê-ta như sau:
Hệsốβ1 = 0.439có nghĩa là khi biến “Chất lượng sản phẩm”thay đổi 1 đơn vị trong khi các biến khác không đổi thì“Quyết định mua”biến động cùng chiều 0.439 đơn vị. Tương tựvới các biến còn lại cũng giải thích như vậy. Hệsốβ2 = 0.194có nghĩa là khi biến“Thương hiệu”thay đổi 1 đơn vịtrong khi các biến khác không đổi thì“Quyết định mua”biến động cùng chiều 0.191đơn vị. Hệsốβ3 = 0.191có nghĩa là khi biến“Chuẩn chủquan”thay đổi 1 đơn vịtrong khi các biến khác không đổi thì
“Quyết định mua”biến động cùng chiều 0.194đơn vị. Hệsốβ4 = 0.149có nghĩa là khi biến“Giá cả”thay đổi 1 đơn vịtrong khi các biến khác không đổi thì“Quyết định mua”biến động cùng chiều 0.149đơn vị. Có một điểm chung của các biến độc lập này là đềuảnh hưởng thuận chiều với biến phụthuộc là“Quyết định mua”,quyết định mua của khách hàng đối với sản phẩm nội thất sẽ được nâng cao khi những yếu tố ảnh hưởng này tăng. Điều này cho thấy công ty TNHH MTV Nội Thất Wood Park cần phải có những động thái nhằm kiểm soát các yếu tốnày một cách cẩn thận hơn.
Dựa trên mô hình hồi quy, ta có hệsốBê-ta chuẩn hóa của biến“Chất lượng sản phẩm”có giá trịlà 0.439. Đây là nhân tố ảnh hưởng mạnh nhất đến quyết định mua của khách hàng tại thành phốHuế đối với sản phẩm nội thất của Wood Park, ngoài ra biến“Thương hiệu”và biến“Chuẩn chủquan”cũng có mứcảnh hưởng khá lớn với hệsốBê-ta tươngứng là 0.194 và 0.191. Biến còn lại là“Giá cả”cũng sẽ được khách
hàng xem xét khi quyết định mua với hệsốBê-ta là 0.149. Kết quảphân tích hồi quy cũng khá hợp lý so với thực tếkhi mà xu hướng phát triển của sản phẩm nội thất trên thịtrường ngày càng có quy mô lớn, người dùng ngày càng có nhiều nhu cầu cao hơn về đồnội thất, đặt biệt là nội thất thông minh đểcó thểthõa mãnđược các điều kiện về sựthoáng mát, tiện nghi, trang trí cho không gian sống của họ. Họcó xu hướng cân nhắc kĩ lưỡng hơn vềcác yếu tốnày để đa hóa lợi ích của họkhi mua sản phẩm nội thất đó.
2.2.7.4. Đánh giá độphù hợp của mô hình
Bảng 2. 17: Đánh giá độ phù hợp của mô hình
Model R R Square Adjusted R
Square Std. Error of the Estimate Durbin – Watson 1 0.770 0.593 0.575 0.43591 2.065
(Nguồn: Kết quả điều tra xửlý của tác giảnăm 2020)
Dựa vào bảng kết quảphân tích, mô hình 4 biến độc lập có giá trịR Square hiệu chỉnh là 0.575 tức là: độphù hợp của mô hình là 57.5%. Hay nói cách khác, 57.5% độbiến thiên của biến phụthuộc“quyết định mua”được giải thích bởi 4 yếu tố được đưa vào mô hình. Bên cạnh đó, ta nhận ra giá trịR Square hiệu chỉnh là 0.575 khá là cao (>50%), nghĩa là mối quan hệgiữa biến độc lập và biến phụ thuộc được coi là gần chặt chẽ.
2.2.7.5. Kiểm định sựphù hợp của mô hình
Bảng 2. 18: Kiểm định ANOVAANOVA ANOVA Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 31.513 5 6.303 33.168 0.000
Residual 21.662 114 0.190 Total 53.175 119
(Nguồn: Kết quả điều tra xửlý của tác giảnăm 2020)
Kết quảtừbảng ANOVA cho thấy giá trịSig. = 0.000 rất nhỏ, cho phép nghiên cứu bác bỏgiảthiết răng “Hệsốxác định R bình phương = 0” tức là mô hình hồi quy phù hợp. Như vậy mô hình hồi quy thu được rất tốt, các biến độc lập giải thích được khá lớn sựthay đổi của biến phụthuộc“quyết định mua”.
2.2.8. Xem xét tựtương quan
Đại lượng Durbin – Watson được dùng đểkiểm định tương quan của các sai số kềnhau. Dựa vào kết quảthực hiện phân tích hồi quy cho thấy, giá trịDurbin – Watson là 2.065 thuộc trong khoảng chấp nhận (1.6 đến 2.6). Vậy có thểkết luận là mô hình không xảy ra hiện tượng tựtương quan.
2.2.9. Xem xét đa cộng tuyến
Mô hình hồi quy vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến khi có giá trịhệsốphóng đại phương sai (VIF – Variance Inflation Factor) lớn hơn hay bằng 10.
Từhết quảphân tích hồi quyởtrên, ta có thểthấy rằng giá trịVIF của mô hình nằm trong khoản 1.053 đến 1.531, nên nghiên cứu kết luận rằng mô hình hồi quy không vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến.
2.2.10.Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư
Phần dư có thểkhông tuân theo phân phối chuẩn vì những lý do như: sửdụng sai mô hình, phương sai không phải là hằng số, sốlượng các phần dư không đủnhiều để phân tích. Vì vậy chúng ta phải tiến hành kiểm định phân phối chuẩn của phần dư để xem xét sựphù hợp của mô hìnhđưa ra.
Từbiểu đồtrích từkết quảphân tích hồi quy, ta có thểthấy rằng phần dư tuân theo phân phối chuẩn. Với giá trịMean xấp xỉ-1.35E-15 và giá trịStd.Dev gần bằng 1 (0.979).
Biểu đồ 2. 1: Biểu đồ tần số Histogram của phần dư chuẩn hóa
(Nguồn: Kết quả điều tra xửlý của tác giảnăm 2020)
2.2.11.Kiểm định sựkhác biệt trong quyết định mua của khách hàng đối với sản phẩm nội thất của công ty TNHH MTV Nội thất Wood Park
2.2.11.1 Kiểm định Mann-Whitney
Kiểmđịnh Mann-Whitney được dùng đểkiểm định các giảthiết về2 mẫu độc lập không có phân phối. Tiến hành kiểm định Mann-Whitney đểkiểm tra xem có sự khác biệt nào hay không vềgiới tính đến quyết định mua của khách hàng đối với sản phẩm nội thất của công ty TNHH MTV Nội thất Wood Park.
Giảthuyết:
+ H0: Không có sựkhác biệt vềquyết định mua của khách hàng theo giới tính. + H1: Có sựkhác biệt vềquyết định mua của khách hàng theo giới
tính. Với độtin cậy sửdụng trong các kiểm định làα = 0.05
+ Nếu Sig. < 0.05 thì chấp nhận giảthuyết H 1, bác bỏgiảthuyết H 0. Bảng 2. 19 Kết quả kiểm định Mann-Whitney Quyết định mua Mann-Whitney U 1607.500 Wilcoxon W 3752.500 Z -0.962
Asymp. Sig. (2-tailed) 0.336
(Nguồn: Kết quả điều tra xửlý của tác giảnăm 2020)
Theo kết quảphân tích vềquyết định mua của khách hàng theo giới tính, giá trị Sig.= 0.336 > 0.05 nên bác bỏgiảthuyết H1, tức là quyết định mua của khách đối với sản phẩm nội thất của công ty Wood Park không có sựkhác nhau theo giới tính.
2.2.11.2 Kiểm định Kruskall-Wallis
Kiểm định Kruskall-Wallis được sửdụng đểkiểm định sựkhác biệt vềgiá trị trung bình của một biến phụthuộc vềphân phối giữa ba (hoặc nhiều hơn ba) nhóm của biến độc lập, nhưng không yêu cầu biến phụthuộc phải có phân phối chuẩn. Trong đề tài này tiến hành kiểm định Krushall-Wallis đểkiểm tra xem có sựkhác biệt nào hay không về độtuổi, nghềnghiệp và thu nhập đến quyết định mua của khách hàng đối với sản phẩm của công ty TNHH MTV Nội thất Wood Park.
Giảthuyết:
+ H0: Không có sựkhác biệt giữa các đối tượng khách hàng vềquyết định mua trung bình.
+ H1: Có sựkhác biệt giữa các đối tượng khách hàng vềquyết định mua trung bình. Với độtin cậy sửdụng trong các kiểm định làα = 0.05
+ Nếu Sig.≥ 0.05 thì chấp nhận giảthuyết H 0, bác bỏgiảthuyết H 1. + Nếu Sig. < 0.05 thì chấp nhận giảthuyết H 1, bác bỏgiảthuyết H 0.
Bảng 2. 20 Kết quả kiểm định Kruskall-Wallis
Độtuổi Chi-Square 0.382 df 3 Asymp. Sig. 0.944 Nghềnghiệp Chi-Square 8.588 df 5 Asymp. Sig. 0.127 Thu nhập Chi-Square 1.268 df 3 Asymp. Sig. 0.737
(Nguồn: Kết quả điều tra xửlý của tác giảnăm 2020)
Kiểm định sựkhác biệt vềquyết định mua sản phẩm nội thất của khách hàng theo độtuổi
H2: Quyết định mua của khách hàng đối với sản phẩm nội thất của công ty Wood Park khác nhau theo độtuổi.
Theo kết quảkiểmđịnh Kruskall-Wallis vềquyết định mua của khách hàng theo độtuổi, mức ý nghĩa quan sát Sig. = 0.944 > 0.05 nên bác bỏgiảthuyết H 2, tức là quyết định mua của khách hàng đối với sản phẩm nội thất của công ty Wood Park là không có sựkhác nhau theo độtuổi.
Kiểm định sựkhác biệt vềquyết định mua sản phẩm nội thất của khách hàng theo nghềnghiệp
H3: Quyết định mua của khách hàng đối với sản phẩm nội thất của công ty Wood Park khác nhau theo nghềnghiệp.
Theo kết quảkiểm định Kruskall-Wallis vềquyết định mua của khách hàng theo nghềnghiệp, mức ý nghĩa quan sát Sig. = 0.127 > 0.05 nên bác bỏgiảthuyết H 3, tức là quyết định mua của khách hàng đối với sản phẩm nội thất của công ty Wood Park là không có sựkhác nhau theo nghềnghiệp.
Kiểm định sựkhác biệt vềquyết định mua sản phẩm nội thất của khách hàng theo thu nhập
H4: Quyết định mua của khách hàng đối với sản phẩm nội thất của công ty Wood Park khác nhau theo thu nhập.
Theo kết quảkiểm định Kruskall-Wallis vềquyết định mua của khách hàng theo thu nhập, mức ý nghĩa quan sát Sig. = 0.737 > 0.05 nên bác bỏgiảthuyết H 4, tức là quyết định mua của khách hàng đối với sản phẩm nội thất của công ty Wood Park là không có sựkhác nhau theo thu nhập.
2.2.12.Đánh giá của khách hàng vềcác nhân tố ản hưởng đến quyết định mua sản phẩm nội thất tại công ty Nội Thất Wood Park
Sau khi xác định được các nhân tốthực sựcó tác động đến quyết định mua của khách hàng cũng như mức độ ảnh hưởng của có, ta tiến hành phân tích đánh giá của khách hàng đối với từng nhóm nhân tốnày thông qua kết quả điều tra phỏng vấn mà nghiên cứu đã thu thập từtrước.
Bảng hỏi nghiên cứu thang đo Likert với 5 mức độ, được chú thích với khách hàng như sau:
1 2 3 4 5
Rất không đồng ý Không đồng ý Trung lậpĐồng ý Rất đồng ý
Khi khảo sát khách hàng vềvấn đềThương Hiệu của công ty nội thất Wood Park, ta thu được kết quảnhư sau:
Bảng 2. 21: Đánh giá của khách hàng đối với nhóm Thương hiệu
Tiêu chí Mức độ đồng ý(%) Giá trị trung bình Rất không đồng ý Không đồng ý Trung lập Đồng ý Rất đồng ý THUONGHIEU1 - - 2.5 46.7 50.8 4.48 THUONGHIEU2 - 0.8 15.0 72.5 11.7 3.95 THUONGHIEU3 - 9.2 33.3 50.8 6.7 3.55 THUONGHIEU4 - - 22.5 51.7 25.8 4.03
(Nguồn: Kết quả điều tra xửlý của tác giảnăm 2020)
Qua kết quả điều tra phỏng vấn, giá trịtrung bình của nhân tố“Thương hiệu”có giá trịlà 4.0025 cho thấy mức độ đồng ý của khách hàng khá cao vềnhận định yếu tố thương hiệu có tác động đến quyết định mua sản phẩm nội thất tại công ty Nội Thất Wood Park. Cụthể:
- Biến quan sát “Thương hiệu của công ty được nhiều người biết đến – THUONGHIEU1” nhận được 61 lượt đánh giáởmức rấtđồng ý (50.8%), 56 lượtởmức độ đồng ý (46.7%), 3 lượtởmức trung lập (2.5%). Giá trịtrung bình của biến đạt 4.48, trên mức đồng ý. Điều này chứng tỏphần lớn khách đều đồng tình với nhận định mà nghiên cứu đặt ra, cho rằng thương hiệu của công tyđược nhiều người biết đến.
- Biến quan sát“Thương hiệu của công ty có uy tín trên thịtrường – THUONGHIEU2”đã nhận được 87 lượt đánh giáởmức độ đồng ý (72.5%), 14 lượtởmức độrất đồng ý (11.7%), 18 lượt đánh giáởmức trung lập (15.0%) và chỉcó 1 lượtđánh giá là không đồng ý (0.8%). Giá trịtrung bình của biến là 3.95, xấp xỉgiá trị4 (mức động đồng ý). Kết quảnày cho thấy lượng khách
hàng đồng ý với nhận định: thương hiệu của công ty có uy tín trên thịtrường là cao.
- Biến quan sát“ Anh chịan tâm khi sửdụng sản phẩm dịch vụcủa công ty – THUONGHIEU3”đã nhận được 61 lượt đánh giáởmức độ đồng ý (50.8%), 8 lượtởmức độrất đồng ý (6.7%), 40 lượt đánh giáởmức độtrung lập (33.3%) và 11 lượtởmức độkhông đồng ý (9.2%). Giá trịtrung bình của biến đạt 3.55, nhỏhơn mức độ đồng ý (4.0025). Kết quảnày cho thấy lượng khách hàng đồng ý với nhận định của nghiên cứu là chưa thực sự đông, có thểlà do công ty chỉ mới hoạt động trong gần 4 năm nên việc tạo dựng lòng tin của khách hàng đối với sản phẩm của công ty là chưa thực sựlớn.
- Biến quan sát“Thương hiệu Wood Park là thương hiệu tôi nghĩ đến đầu tiền khi có ý định mua sản phẩm đồnội thất – THUONGHIEU4”nhận được 62 lượt đánh giáởmức độ đồng ý (51.7%), 31 lượt đánhởmức rất đồng ý (25.8%) vàở mức trung lập có 27 lượt đánh giá (22.5%). Giá trịtrung bình của biến này là 4.03, lớn hơn mức độ đồng ý, chứng tỏ đa sốkhách hàng đều đồng ý với nhận định trên, nhận định là thương hiệu nghĩ đến đầu tiền khi mua sản phẩm.
2.2.12.2. Đánh giá của khách hàng vềnhóm Giá cả
Bảng 2. 22: Đánh giá của khách hàng đối với nhóm Giá cả
Tiêu chí Mức độ đồng ý(%) Giá trị trung bình Rất không đồng ý Khôngđồng ý Trung lậpĐồng ý Rất đồngý GIACA1 1.7 1.7 8.3 60.0 28.3 4.12 GIACA 2 0.8 4.2 20.0 61.7 13.3 3.83 GIACA 3 5.0 16.7 56.7 21.7 - 3.95 GIACA 4 0.8 2.5 37.5 53.3 5.8 3.61
(Nguồn: Kết quả điều tra xửlý của tác giảnăm 2020)
Dựa vào kết quảphân tích, ta có thểnhận thấy rằng khách hàng đánh giá khá tốt vềgiá cảsản phẩm mà công ty Wood Park đưa ra. Giá trịtrung bình của nhân tố“Giá
cả”là 3.8775 và khách hàng gần như có cảm nhận tốt vềmức giá mà họ đang chi trả