KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN

4.1. Mô tả mẫu nghiên cứu

Kết quả thu thập dữ liệu từ 125 phiếu câu hỏi được thu về hợp lệ. Mẫu được thống kê mô tả như sau (xem thêm bảng 4.1):

Bảng 4. 1. Thống kê mẫu khảo sát

TT Tiêu chí 1 Giới tính Nam Nữ 2 Độ tuổi Dưới 22 t̉i Từ 22 – 40 tuổi Trên 40 tuổi 3 Nghề nghiệp

Học sinh - Sinh viên Nhân viên văn phòng Quản lý

Tự do

4 Thu nhập

Dưới 5 triệu Từ 5-10 triệu

Từ trên 10 – 20 triệu Trên 20 triệu

Tỷ lệ các đáp viên trả lời có đến 82,4% người đã từng mua mỹ phẩm trên Facebook và chủ yếu là nữ (79,2%), ở độ tuổi từ 22 – 40 tuổi (77,6%) với nghề nghiệp nhiều nhất là nhân viên văn phòng (39,2%), thứ hai là lao động tự do (31,2%), tiếp đến là quản lý (22,4%) và Học sinh - Sinh viên (7,2%) và có thu nhập tập trung ở mức từ 5-20 triệu (66,4%), trong đó thu nhập từ 5 – 10 triệu nhiều nhất với 40,0%, thu nhập từ trên 10 – 20 triệu là 26,4%, thu nhập >20 triệu chiếm 24,0% và thu nhập dưới 5 triệu là 9,6%.

4.2. Kiểm định thang đo bằng hệ số tin cậy Cronbach Alpha

Kiểm định độ tin cậy của thang đo các biến trong mô hình nghiên cứu bằng hệ số Cronbach’s Alpha cho thấy, hệ số Cronbach’s Alpha đạt giá trị lớn nhất 0,883 thuộc về nhân tố Quyết định mua mỹ phẩm qua Facebook, hệ số Cronbach’s Alpha nhỏ nhất 0,800 thuộc về nhân tố Sự tin cậy. Tất cả các hệ số Cronbach’s Alpha của các nhân tố đều tương đối cao từ 0,800 trở lên > 0,6. Hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều lớn hơn 0,5 cho thấy giữa các biến có tương quan chặt chẽ (xem thêm bảng 4.2 và Phụ lục 4.1). Và như vậy, tất cả 19 biến quan sát đều được đảm bảo đưa vào phân tích tiếp theo.

Bảng 4. 2. Kết quả phân tích thang đo được đưa vào phân tích tiếp theo Biến quan

sát

Nhân tố Nhận thức sự hữu ích

Độ tin cậy của thang đo: ALPHA = 0,861 HU1

HU2 HU3

Nhân tố Nhận thức tính dễ sử dụng

Biến quan sát

SD3

Nhân tố Chuẩn chủ quan

Độ tin cậy của thang đo: ALPHA = 0,834 CQ1

CQ2 CQ3

Nhân tố Nhận thức kiểm soát hành vi

Độ tin cậy của thang đo: ALPHA = 0,853 HV1

HV2 HV3

Nhân tố Sự tin cậy

Độ tin cậy của thang đo: ALPHA = 0,800 TC1

TC2 TC3

Nhân tố Quyết định mua mỹ phẩm qua Facebook

Độ tin cậy của thang đo: ALPHA = 0,883 QD1

QD2 QD3 QD4

nhân tố, phương pháp xoay ma trận sử dụng là Varimax và 5 biến độc lập với 15 biến quan sát được đưa vào xoay một lần riêng và biến phụ thuộc với 4 biến quan sát được xoay một lần riêng. Kết quả như sau:

4.3.1. Kết quả phân tích nhân tố các biến độc lập

4.3.1.1. Kết quả phân tích EFA lần 1

a. Kiểm định KMO và Bartlett

Kết quả kiểm định cho ra trị số của KMO đạt 0,756 lớn hơn 0,5 và Sig của Bartlett’s Test là 0,000 nhỏ hơn 0,05 cho thấy các quan sát là hoàn toàn phù hợp với phân tích nhân tố (xem Bảng 4.3 và Phụ lục 4.1).

Bảng 4. 3. Kết quả kiểm định KMO và Bartlett các biến độc lập lần 1

Trị số KMO

Đại lượng thống kê Bartlett’s (Bartlett’s Test of Sphericity) Biến quan sát SD3 SD1 SD2 HU2 HU1 HU3 CQ2 CQ1 CQ3 TC2 TC3 TC1 HV3

b. Ma trận xoay các nhân tố, hệ số Eigenvalue và tiêu chuẩn phương sai trích

Bảng 4.4 cho thấy, có biến quan sát HV1 đều tải lên đồng thời 2 nhân tố 1 và 5 nhưng hệ số tải không đủ phân biệt nên ta sẽ loại biến quan sát HV1 và chạy lại.

4.3.1.2. Kết quả phân tích EFA lần 2

a. Kiểm định KMO và Bartlett

Kết quả kiểm định cho ra trị số của KMO đạt 0,725 lớn hơn 0,5 và Sig của Bartlett’s Test là 0,000 nhỏ hơn 0,05 cho thấy các quan sát là hoàn toàn phù hợp với phân tích nhân tố (xem Bảng 4.5 và Phụ lục 4.1).

Bảng 4. 5. Kết quả kiểm định KMO và Bartlett các biến độc lập lần 2

Trị số KMO

Đại lượng thống kê Bartlett’s (Bartlett’s Test of Sphericity)

(Nguồn: Tác giả tổng hợp kết quả điều tra)

b. Ma trận xoay các nhân tố, hệ số Eigenvalue và tiêu chuẩn phương sai trích

Bảng 4.6 cho thấy, 15 quan sát được rút trích thành 5 nhóm nhân tố có hệ số Eigenvalue >1 với Eigenvalues nhỏ nhất là 1,117 và có tổng phương sai trích bằng 79,936%. Như vậy, các nhân tố được rút trích phản ánh được 79,936% sự biến thiên của dữ liệu gốc (xem thêm Phụ lục 4.1).

Như vậy, sau khi phân tích EFA lần 2 có 5 nhân tố được tạo thành, trong đó có 01 nhân tố mới có sự thay đổi là HV. Ta sẽ tiến hành kiểm định độ tin cậy thang đo lần 2 với nhân tố này. Kết quả thu được độ tin cậy của thang đo Nhận thức kiểm

soát hành vi cho thấy độ tin cậy đạt 0,881 > 0,6 đạt yêu cầu và tất cả các biến thành

phần đều có tương quan với tổng > 0,3 nên thang đo Nhận thức kiểm soát hành vi có các biến HV2, HV3 đạt yêu cầu để đưa vào phân tích tiếp theo (xem bảng 4.7).

Bảng 4. 6. Kết quả EFA cho các biến độc lập lần 2

Biến quan sát

SD3 SD1 SD2 HU2 HU1 HU3 CQ2 CQ1 CQ3 TC2 TC1 TC3 HV3 HV2 Eigenvalue Tổng phương sai trích (%) Biến quan

HV2 HV3

4.3.2. Kết quả phân tích EFA biến phụ thuộc

Kết quả kiểm định cho ra trị số của KMO đạt 0,836 lớn hơn 0,5 và Sig của Bartlett’s Test là 0,000 nhỏ hơn 0,05 cho thấy 4 quan sát hoàn toàn phù hợp với phân tích nhân tố (xem bảng 4.8).

Đối với kết quả phân tích nhân tố khám phá biến phụ thuộc tại Bảng 4.9, tổng phương sai trích là 74,384% lớn hơn 50% và giá trị Eigenvalues của nhân tố = 2,975 > 1, do đó sử dụng phương pháp phân tích nhân tố là phù hợp. Như vậy, ta thu được nhân tố QD với 4 biến quan sát QD1, QD2, QD3, QD4.

Bảng 4. 8. Kiểm định KMO cho biến phụ thuộc

Trị số KMO

Đại lượng thống kê Bartlett’s (Bartlett’s Test of Sphericity)

Bảng 4. 9. Kết quả EFA cho các biến phụ thuộc

Biến quan sát

Eigenvalues

(Nguồn: Kết quả khảo sát của tác giả)

Như vậy, sau khi thực hiện phân tích Cronbach’s alpha và EFA ta thu được

- Thang đo Chuẩn chủ quan có 03 biến quan sát gồm: CQ1, CQ2, CQ3. - Thang đo Nhận thức kiểm soát hành vi có 02 biến quan sát: HV2, HV3. - Thang đo Sự tin cậy có 03 biến quan sát gồm: TC1, TC2, TC3.

- Thang đo Quyết định mua mỹ phẩm qua Facebook có 04 biến quan sát gồm: QD1, QD2, QD3, QD4.

4.4. Phân tích tương quan Pearson

Bảng 4. 10. Ma trận hệ số tương quan

Bảng kết quả phân tích 4.10 cho thấy, tất cả 5 biến độc lập (HU, SD, CQ, HV, TC) đều có tương quan tuyến tính dương với biến phụ thuộc QD (sig < 0,05 và hệ số tương quan > 0). Tiến hành đưa cả 5 biến độc lập và 1 biến phụ thuộc vào mô hình hồi quy tuyến tính ở bước tiếp theo.

Bảng 4. 11. Kết quả phân tích hồi quy

(Nguồn: Kết quả khảo sát của tác giả)

4.5. Phân tích hồi quy tuyến tính đa bội

4.5.1. Dị tìm các vi phạm giả định hồi quy

4.5.1.1. Hiện tương tự tương quan bậc 1

Kết quả phân tích hồi quy trên bảng 4.11 cho thấy, hệ số Durbin - Watson = 2,110 với N = 125 ở mức ý nghĩa 5%, mô hình gồm 5 biến độc lập, tra bảng phân phối có DL = 1,571 và DU = 1,780. Thấy DU < DW < 4-DU nên kết luận không có tự tương quan bậc 1.

4.5.1.2. Hiện tượng phương sai sai số thay đổi

Đồ thị phân tán của giá trị dự báo và phần dư trong Hình 4.1 cho thấy, các giá trị phần dư phân tán một cách ngẫu nhiên trong một phạm vi quanh trục 0 (giá trị trung bình của phần dư), nghĩa là phương sai của phần dư không đổi và chứng tỏ rằng không bị vi phạm giả định liên hệ tuyến tính.

Hình 4. 1. Đồ thị phân tán giữa giá trị dự đoán và phần dư từ hồi quy

(Nguồn: Kết quả khảo sát của tác giả) 4.5.1.3. Giả định phần dư có phân phối chuẩn

Biểu đờ tần sớ của phần dư chuẩn hóa trong Hình 4.2 cho thấy giá trị trung bình, mode, trung vị xấp xỉ nhau và bằng 0, các giá trị phân bố cân đối quanh 2 phía giá trị trung bình theo hình chuông. Do đó có thể kết luận rằng giả định phân phối chuẩn của phần dư có phân phới chuẩn khơng bị vi phạm.

Hình 4. 2. Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa

(Nguồn: Kết quả khảo sát của tác giả) 4.5.1.4. Hiện tượng đa cộng tuyến

Bảng 4.11 cho thấy, tất cả các hệ số VIF của các biến độc lập đều nhỏ hơn 10 cho nên có thể kết luận trong mô hình không hề có đa cộng tuyến.

4.5.2. Kết quả hồi quy

Bảng 4.11 cho thấy, hệ số R2 đã hiệu chỉnh ở kết quả phân tích hồi quy bằng 0,591 đạt yêu cầu. Như vậy các biến độc lập giải thích được 59,1% (>50%) sự biến thiên của biến phụ thuộc QD.

Bảng 4.11 cho thấy, Sig = 0,000 < 0,05 nên hàm hồi quy là hoàn toàn phù hợp.

Đồng thời, hệ số tự do không có ý nghĩa thống kê bởi sig = 0,941 > 0,05. Các hệ số hồi quy của các biến độc lập đều đảm bảo các giá trị Sig tương ứng đều < 0,05.

Như vậy, tất cả 5 giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5 đều được chấp nhận tại mức ý nghĩa 5%. Cụ thể như sau (xem thêm Bảng 4.11):

Giả thuyết H1 có p-value = 0,012 < 0,05, giá trị p này có ý nghĩa nên Nhận thức hữu ích có ảnh hưởng tích cực đến quyết định mua mỹ phẩm của người tiêu dùng Việt Nam trên mạng xã hội Facebook với β = 0,177 > 0, do đó giả thuyết H1 được chấp nhận.

Giả thuyết H2 có p-value = 0,000 < 0,05, giá trị p này có ý nghĩa nên Nhận thức tính dễ sử dụng có ảnh hưởng tích cực đến quyết định mua mỹ phẩm của người tiêu dùng Việt Nam trên mạng xã hội Facebook với β = 0,299 > 0, do đó giả thuyết H2 được chấp nhận.

Giả thuyết H3 có p-value = 0,000 < 0,05, giá trị p này có ý nghĩa nên Chuẩn chủ quan có ảnh hưởng tích cực đến quyết định mua mỹ phẩm của người tiêu dùng Việt Nam trên mạng xã hội Facebook với β = 0,208 > 0, do đó giả thuyết H3 được chấp nhận.

Giả thuyết H4 có p-value = 0,002 < 0,05, giá trị p này có ý nghĩa nên Nhận thức kiểm soát hành vi có ảnh hưởng tích cực đến quyết định mua mỹ phẩm của người tiêu dùng Việt Nam trên mạng xã hội Facebook với β = 0,204 > 0, do đó giả thuyết H4 được chấp nhận.

Giả thuyết H5 có p-value = 0,041 < 0,05, giá trị p này có ý nghĩa nên Sự tin cậy có ảnh hưởng tích cực đến quyết định mua mỹ phẩm của người tiêu dùng Việt Nam trên mạng xã hội Facebook với β = 0,124 > 0, do đó giả thuyết H5 được chấp nhận.

Như vậy, phương trình hồi quy có dạng:

QD = β1*HU+ β2*SD + β3*CQ + β4*HV + β5*TC Mô hình hồi quy chưa chuẩn hóa:

QD = 0,177*HU+ 0,280*SD + 0,326*CQ + 0,199*HV + 0,088*TC Mô hình hồi quy đã chuẩn hóa:

Kết quả phân tích hồi quy cho thấy rằng, nhân tố CQ có ảnh hưởng mạnh nhất đến nhân tố phụ thuộc QD với hệ số hồi quy chuẩn hóa là 0,335, tiếp theo là nhân tố SD (β2 = 0,299), thứ ba là nhân tố HV (β4 = 0,204), thứ tư là nhân tố HU (β1 = 0,177), cuối cùng là nhân tố TC (β5 = 0,124) và mô hình giải thích được 59,1% sự biến thiên của quyết định mua mỹ phẩm của người tiêu dùng Việt Nam trên mạng xã hợi Facebook.

4.6. Phân tích ANOVA

4.6.1. Về giới tính

Kiểm định sự khác biệt theo giới tính bằng T Test có Sig của Levene's Test = 0,873 > 0,05 cho nên phương sai giữa 2 nhóm giới tính nam và nữ là đồng nhất (chi tiết xem bảng 4.12).

Bảng 4. 12. Kiểm định sự khác biệt theo giới tính bằng Independent Sample T Test

Q Equal D variances assumed Equal variances not assumed

(Nguồn: Kết quả khảo sát của tác giả)

Tại bảng t-test for Equality of Means có Sig = 0,195 > 0,05, do đó có thể kết luận hai nhóm nam và nữ có giá trị trung bình bằng nhau hay nói cách khác không có sự khác biệt về quyết định mua mỹ phẩm của người tiêu dùng Việt Nam trên mạng xã hội Facebook theo giới tính.

Kiểm định sự khác biệt theo độ tuổi bằng One way ANOVA.

Kiểm định sự bằng nhau về phương sai giữa các nhóm độ tuổi có Sig = 0,626 > 0,05 cho nên phương sai giữa các nhóm tuổi đồng nhất (xem bảng 4.13).

Bảng 4. 13. Kiểm định sự bằng nhau về phương sai giữa các nhóm độ tuổi

QD

Bảng 4. 14. Anova theo nhóm độ tuổi

QD

Between Groups Within Groups Total

(Nguồn: Kết quả khảo sát của tác giả)

Kiểm định Anova để xem xét sự khác biệt giữa các nhóm tuổi tại bảng 4.14 cho thấy, giá trị sig = 0,144 > 0,05 nên không có sự khác biệt về quyết định mua mỹ phẩm của người tiêu dùng Việt Nam trên mạng xã hợi Facebook theo đợ t̉i.

4.6.3. Về trình nghề nghiệp

Kiểm định sự khác biệt theo nghề nghiệp bằng One way ANOVA.

Kiểm định sự bằng nhau về phương sai giữa các nhóm nghề nghiệp có Sig = 0,171 > 0,05 cho nên phương sai giữa các nhóm nghề nghiệp đồng nhất (xem bảng 4.15).

Bảng 4. 15. Kiểm định sự bằng nhau về phương sai giữa các nhóm nghề nghiệp

Căn cứ giá trị sig = 0,770 > 0,05 ở bảng 4.16 cho thấy, giữa các nhóm nghề nghiệp bằng nhau hay nói cách khác không có sự khác biệt về quyết định mua mỹ phẩm của người tiêu dùng Việt Nam trên mạng xã hội Facebook theo nghề nghiệp.

Bảng 4. 16. ANOVA theo nghề nghiệp

QD

Between Groups Within Groups Total

(Nguồn: Kết quả khảo sát của tác giả)

4.6.4. Về thu nhập

Kiểm định sự khác biệt theo thu nhập bằng One way ANOVA

Kiểm định sự bằng nhau về phương sai giữa các nhóm thu nhập có Sig = 0,521 > 0,05 cho nên phương sai giữa các nhóm thu nhập đồng nhất (xem bảng 4.17).

Căn cứ giá trị sig = 0,116 > 0,05 ở bảng 4.18 cho thấy giữa các nhóm thu nhập bằng nhau hay nói cách khác không có sự khác biệt về quyết định mua mỹ phẩm của người tiêu dùng Việt Nam trên mạng xã hội Facebook theo thu nhập.

Bảng 4. 17. Kiểm định sự bằng nhau về phương sai giữa các nhóm thu nhập

QD

Between Groups Within Groups

Total 127,402 124

(Nguồn: Kết quả khảo sát của tác giả)

Căn cứ giá trị sig = 0,116 > 0,05 ở bảng 4.18 cho thấy giữa các nhóm thu nhập

bằng nhau hay nói cách khác không có sự khác biệt về quyết định mua mỹ phẩm của

người tiêu dùng Việt Nam trên mạng xã hội Facebook theo thu nhập.

4.6.5. Về đã từng mua mỹ phẩm tại các cửa hàng mỹ phẩm trên Facebook

Kiểm định sự khác biệt về việc đã từng mua mỹ phẩm tại các cửa hàng mỹ phẩm trên Facebook bằng T Test có Sig của Levene's Test = 0,834 > 0,05 cho nên phương sai giữa 2 nhóm đã từng và chưa bao giờ mua là đồng nhất (chi tiết xem bảng 4.19).

Bảng 4. 19. Kiểm định sự khác biệt về việc đã từng mua mỹ phẩm tại các cửa hàng mỹ phẩm trên Facebook bằng Independent Sample T Test

Q Equal D variances assumed Equal variances not assumed

(Nguồn: Kết quả khảo sát của tác giả)

Bảng 4. 20. Thống kê theo nhóm

Mua

QD Đã từng

Tại bảng t-test for Equality of Means có Sig = 0,025 < 0,05, do đó có thể kết luận hai nhóm có giá trị trung bình khác nhau hay nhóm đã từng mua mỹ phẩm trên Facebook có hành vi quyết định mua mỹ phẩm trên mạng xã hội Facebook cao hơn nhóm chưa mua bao giờ (xem thêm bảng 4.20).

4.7. Thảo luận kết quả nghiên cứu

Kết quả phân tích hồi quy cho thấy, cả năm nhân tố trong mô hình nghiên cứu đề xuất đều có ảnh hưởng cùng chiều đến quyết định mua mỹ phẩm của người tiêu dùng Việt Nam trên mạng xã hội Facebook theo thứ tự giảm dần là: Chuẩn chủ quan

- CQ (β3 = 0,335), Nhận thức tính dễ sử dụng - SD (β2 = 0,299), Nhận thức kiểm

soát hành vi - HV (β4 = 0,204), Nhận thức sự hữu ích - HU (β1 = 0,177), Sự tin cậy - TC (β5 = 0,124) và mô hình giải thích được 59,1% sự biến thiên của hành