Biến Tỷ lệ trung bình nếu loại
biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến Hệ số tương quan của các biến tổng Cronbach’s Alpha nếu bị loại
Yếu tố địa điểm, cơ sở vật chất (DDCSVC) Cronbach’s Alpha: 0.865
DDCSVC1 16.34 7.366 0.681 0.839
DDCSVC2 16.03 7.249 0.711 0.832
DDCSVC3 16.10 7.166 0.728 0.827
DDCSVC4 16.38 6.863 0.700 0.834
DDCSVC5 16.21 7.219 0.624 0.854
Yếu tố hàng hóa, dịch vụ (HHDV) Cronbach’s Alpha: 0.868
HHDV1 17.44 5.373 0.654 0.850
HHDV2 17.60 5.188 0.677 0.844
HHDV3 17.58 4.951 0.701 0.838
52
HHDV5 17.56 5.034 0.726 0.832
Yếu tố giá cả (GC) Cronbach’s Alpha: 0.870
GC2 11.76 3.768 0.720 0.630
GC3 11.68 3.571 0.738 0.613
GC4 11.88 3.976 0.608 0.688
Yếu tố quảng cáo, khuyến mãi (QCKM) Cronbach’s Alpha: 0.876
QCKM1 8.24 1.991 0.717 0.863
QCKM2 8.20 1.811 0.830 0.758
QCKM3 8.13 2.049 0.737 0.845
Yếu tố sự tin cậy (STC) Cronbach’s Alpha: 0.732
STC1 11.79 3.528 0.538 0.662
STC2 12.09 3.333 0.570 0.642
STC3 11.86 3.596 0.552 0.655
STC4 11.50 3.804 0.433 0.721
Yếu tố nhân viên (NV) Cronbach’s Alpha: 0.847
NV1 15.20 6.031 0.684 0.709
NV2 15.25 6.048 0.626 0.727
NV3 15.40 6.061 0.704 0.704
NV5 15.17 6.279 0.615 0.732
Yếu tố thanh toán, hỗ trợ khách hàng (TTHT) Cronbach’s Alpha: 0.825
TTHT1 12.14 4.167 0.664 0.773
TTHT2 12.27 4.319 0.644 0.782
TTHT3 12.16 3.846 0.724 0.743
TTHT4 12.19 4.534 0.571 0.814
Quyết định lựa chọn siêu thị AEON Citimart (QĐLC) Cronbach’s Alpha: 0.890
QDLC1 12.48 3.857 0.776 0.851
QDLC2 12.42 4.118 0.730 0.869
QDLC3 12.53 3.810 0.783 0.848
QDLC4 12.52 3.817 0.744 0.864
(Nguồn: kết quả nghiên cứu chính thức)
Kết quả phân tích độ tin cậy của thang đo sau khi loại biến GC1 và NV4 được thể hiện trên bảng 4.4 cho thấy các thang đo đều có hệ số Cronbach’s Alpha đạt yêu cầu (> 0.7), hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều > 0.3. Thấp nhất là thang đo
53
Sự tin cậy (STC) có hệ số Cronbach’s Alpha = 0.732 và cao nhất là thang đo Quyết định lựa chọn siêu thị AEON Citimart làm nơi mua hàng (QDLC) = 0.890.
Kết luận: tất cả các thang đo đều đạt độ tin cậy cần thiết đảm bảo với những yêu cầu đã đưa ra ở chương 3.
4.3.2. Phân tích nhân tố khám phá – EFA.
4.3.2.1. Phân tích nhân tố biến độc lập.
Hệ số KMO và Bartlett’s ở bảng 4.5 cho thấy chỉ số KMO = 0.878 > 0.5 và kết quả kiểm định Barlet’s Test là 4793.917 với mức ý nghĩa Sig. = 0.000 < 0.05 thể hiện mức ý nghĩa cao. Như vậy thực hiện EFA là phù hợp.
Bảng 4.5: Hệ số KMO và Bartlet’s Test của các biến độc lập
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. 0.878 Bartlett’s Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 4793.917
Df 378
Sig. 0.000
(Nguồn: kết quả nghiên cứu chính thức)
Kết quả EFA (xem phụ lục III – mục 3) cho thấy tổng phương sai trích là 69.998% > 50%. Điều này cho thấy 7 nhân tố này có thể giải thích được 69.998% biến thiên của dữ liệu. Kết quả này phù hợp với các tiêu chí đánh giá của phương pháp phân tích nhân tố.
Xem xét kết quả ma trận nhân tố xoay (phụ lục III – mục 3 – phân tích EFA lần 1), ta thấy các biến quan sát được phân thành 7 nhân tố rất rõ ràng và hệ số của hầu hết các biến đều lớn hơn 0.5, cho thấy độ chặt chẽ và quan trọng của thang đo. Tuy nhiên đối với biến STC4 có hệ số tải nhỏ hơn 0.5 nên tác giả loại biến STC4 ra và chạy lại ma trận nhân tố xoay. Sau khi loại bỏ biến STC4, kết quả thay đổi như sau:
Kết quả phân tích EFA ở bảng 4.6 cho thấy chỉ số KMO = 0.872 > 0.5 và kết quả kiểm định Barlet’s Test là 4655.283 với mức ý nghĩa Sig. = 0.000 < 0.05 chứng tỏ phân
54
tích nhân tố là thích hợp, dữ liệu dùng để phân tích EFA là hồn tồn hợp lý và các biến có tương quan với nhau trong tổng thể.
Bảng 4.6: Hệ số KMO và Bartlet’s Test của các biến độc lập
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. 0.872 Bartlett’s Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 4655.283
Df 351
Sig. 0.000
(Nguồn: kết quả nghiên cứu chính thức)
Kết quả EFA (xem phụ lục III – mục 3 – phân tích EFA lần 2) với tổng phương sai trích là 71.302% > 50%. Điều này cho thấy 7 nhân tố này có thể giải thích được 71.302% biến thiên của dữ liệu, phù hợp với tiêu chuẩn đánh giá của phương pháp phân tích nhân tố. Do đó, kết quả EFA là đáng tin cậy.
Xem xét kết quả ma trận nhân tố xoay ở bảng 4.7 ta thấy các biến quan sát được xếp vào 7 nhân tố rất rõ ràng và hệ số đa số của các biến đều lớn hơn 0.5, cho thấy mức độ chặt chẽ và quan trọng của thang đo.
Bảng 4.7: Ma trận nhân tố xoay Nhân tố Nhân tố 1 2 3 4 5 6 7 HHDV5 0.795 HHDV4 0.791 HHDV2 0.753 HHDV3 0.749 HHDV1 0.700 DDCSVC3 0.831 DDCSVC2 0.821 DDCSVC4 0.780 DDCSVC1 0.636 DDCSVC5 0.556 NV2 0.769 NV1 0.742 NV5 0.730
55 NV3 0.697 TTHT3 0.846 TTHT1 0.819 TTHT2 0.761 TTHT4 0.727 QCKM2 0.784 QCKM3 0.777 QCKM1 0.729 GC3 0.865 GC2 0.822 GC4 0.806 STC2 0.815 STC3 0.644 STC1 0.517
(Nguồn: kết quả nghiên cứu chính thức)
Trong đó, Nhân tố A1 gồm các biến: HHDV5, HHDV4, HHDV2, HHDV3, HHDV1. Nhân tố A2 gồm các biến: DDCSVC3, DDCSVC2, DDCSVC4, DDCSVC1. DDCSVC5. Nhân tố A3 gồm các biến: NV2, NV1. NV5, NV3. Nhân tố A4 gồm các biến: TTHT3, TTHT1. TTHT2, TTHT4. Nhân tố A5 gồm các biến: QCKM2, QCKM3, QCKM1. Nhân tố A6 gồm các biến: GC3, GC2, GC4. Nhân tố A7 gồm các biến: STC2, STC3, STC1.
4.3.2.2. Phân tích nhân tố biến phụ thuộc.
Kết quả phân tích EFA ở bảng 4.8 cho thấy chỉ số KMO = 0.842 > 0.5 và kết quả kiểm định Bartlet’s Test là 667.819 với mức ý nghĩa Sig. = 0.000 < 0.05 chứng tỏ phân tích nhân tố là thích hợp, dữ liệu dùng để phân tích EFA là hồn tồn hợp lý.
56
Bảng 4.8: Hệ số KMO và Barlet’s Test của biến phụ thuộc.
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. 0.842
Bartlett’s Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 667.819
Df 6
Sig. 0.000
(Nguồn: kết quả nghiên cứu chính thức)
Kết quả EFA (xem phụ lục III – mục 4) cho thấy chỉ một nhân tố được trích với tổng phương sai trích là 75.209% > 50%. Điều này cho thấy nhân tố này có thể giải thích được 75.209% biến thiên của dữ liệu. Chứng tỏ các thang đo này giải thích tốt yếu tố quyết định lựa chọn.
Bảng 4.9: Ma trận nhân tố xoay của biến phụ thuộc
Nhân tố 1 QDLC3 0.884 QDLC1 0.879 QDLC4 0.858 QDLC2 0.848
(Nguồn: kết quả nghiên cứu chính thức)
4.4. PHÂN TÍCH HỒI QUY TUYẾN TÍNH BỘI.
4.4.1. Kiểm định hệ số tương quan.
Phân tích ma trận tương quan sử dụng hệ số Pearson Correlation (r) để lượng hóa mức độ chặt chẽ của mối liên hệ giữa biến phụ thuộc và từng biến độc lập, cũng như giữa các biến độc lập với nhau. Kết quả kiểm định sự tương quan (xem phụ lục III – mục 5) cho thấy các giá trị Sig. đều nhỏ hơn 0.05. Do vậy chúng đều có ý nghĩa về mặt thống kê. Điều này chứng tỏ biến phụ thuộc quyết định lựa chọn siêu thị AEON Citimart làm nơi mua hàng và các biến độc lập có mối tương quan với nhau và phân tích hồi quy là phù hợp. Nhìn chung, tất cả bảy yếu tố đều tác động ở mức trung bình mạnh đến sự thu hút.
57
4.4.2. Kiểm định mơ hình hồi quy bội và các giả thuyết nghiên cứu.
Thực hiện phân tích hồi quy bội với 7 biến độc lập: Địa điểm, cơ sở vật chất (DDCSVC); Hàng hóa, dịch vụ (HHDV); Giá cả (GC); Quảng cáo, khuyến mãi (QCKM); Sự tin cậy (STC); Nhân viên (NV); Thanh toán, hỗ trợ khách hàng (TTHT) với biến phụ thuộc quyết định lựa chọn siêu thị AEON CItimart làm nơi mua hàng (QDLC). Tác giả ứng dụng phương pháp chạy hồi quy đồng thời (Enter).
Phương trình hồi quy có dạng như sau:
QDLC = 𝜷𝟎+ 𝜷𝟏∗ 𝑫𝑫𝑪𝑺𝑽𝑺 + 𝜷𝟐∗ 𝑯𝑯𝑫𝑽 + 𝜷𝟑 ∗ 𝑮𝑪 + 𝜷𝟒 ∗ 𝑸𝑪𝑲𝑴 + 𝜷𝟓 ∗ 𝑺𝑻𝑪 + 𝜷𝟔∗ 𝑵𝑽 + 𝜷𝟕∗ 𝑻𝑻𝑯𝑻
Trong đó βi là hệ số hồi quy từng phần (i = 1, 2, …, 7), β0 là một hằng số.
Kết quả nhận được cho thấy giá trị thống kê F là 63.645, được tính từ giá trị R2 của mơ hình với giá trị Sig. rất nhỏ (0.000 < 0.05). Như vậy, mơ hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được (Phụ lục III, mục 6 - Hồi quy lần 1). Trong mơ hình này, trị số R2 = 0.603. Điều này nghĩa là, các biến độc lập DDCSVC, HHDV, GC, QCKM, STC, NV, TTHT giải thích được 60.3% biến thiên của biến phụ thuộc – QDLC (quyết định lựa chọn siêu thị AEON Citimart làm nơi mua hàng của người tiêu dùng ở TP.HCM).
Phương trình hổi quy tuyến tính có dạng sau:
QDLC = -0.413 + 0.242*HHDV + 0.225*DDCSVC + 0.023*NV + 0.152*TTHT + 0.17*QCKM + 0.215*GC + 0.094*STC
Các hệ số hồi quy mang dấu dương chúng tỏ các nhân tố trong mơ hình trên ảnh hưởng thuận chiều đến quyết định chọn AEON Citimart là địa điểm mua sắm. Tuy nhiên, chỉ có sáu thành phần đạt mức ý nghĩa Sig. < 0.05 là có ý nghĩa thống kê: DDCSVC,
58
HHDV, GC, QCKM, STC, TTHT, còn lại thành phần NV có mức ý nghĩa lớn hơn 0.05 nên khơng có ý nghĩa thống kê.
Tiếp tục loại biến, mơ hình được chạy lần hai chỉ với sáu biến. Kết quả lần hai có sự thay đổi so với lần một. Cụ thể, ở bảng 4.10 và bảng 4.11, ta có thể thấy sự thay đổi nhẹ của R, R2 hiệu chỉnh và hệ số hồi quy.
Bảng 4.10: Tóm tắt mơ hình hồi quy
Model R R Square Adjusted R Square
Std. Error of the Estimate
Durbin-Watson
1 .776a .603 .595 .41154 1.966
(Nguồn: kết quả nghiên cứu chính thức)
Bảng 4.11: Kết quả mơ hình hồi quy bội
Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error Beta Tolerance VIF 1 (Constant) -.409 .231 -1.776 .077 HHDV .246 .052 .212 4.773 .000 .685 1.460 DDCSVC .231 .044 .235 5.199 .000 .660 1.514 TTHT .152 .038 .157 4.000 .000 .879 1.138 QCKM .176 .045 .185 3.899 .000 .601 1.663 GC .216 .039 .238 5.528 .000 .730 1.369 STC .095 .046 .096 2.066 .040 .626 1.597
(Nguồn: kết quả nghiên cứu chính thức)
Phương trình hồi quy tuyến tính lần hai như sau:
QDLC = -0.409 + 0.246*HHDV + 0.231*DDCSVC + 0.152*TTHT + 0.176*QCKM + 0.216*GC + 0.095*STC
Qua phương trình hồi quy, hệ số β lần lượt cho các yếu tố HHDV = 0.246, DDCSVC = 0.231. TTHT = 0.152, QCKM = 0.176, GC = 0.216, STC = .095. Hệ số này
59
chứng minh một điều rất quan trọng là chất lượng và địa điểm có vai trị lớn nhất trong việc quyết định khách hàng mua hàng tại siêu thị AEON Citimart.
Xét ở góc độ ý nghĩa:
Khi Hàng hóa, dịch vụ tăng lên 1 điểm thì quyết định chọn siêu thị AEON Citimart làm địa điểm mua hàng của người tiêu dùng ở TP.HCM tăng thêm 0.246 điểm với điều kiện các thành phần cịn lại khơng đổi.
Khi Địa điểm, cơ sở vật chất tăng lên 1 điểm thì quyết định chọn siêu thị AEON Citimart làm địa điểm mua hàng của người tiêu dùng ở TP.HCM tăng thêm 0.231 điểm với điều kiện các thành phần cịn lại khơng đổi.
Khi Thanh toán, hỗ trợ khách hàng thêm 1 điểm thì quyết định chọn siêu thị AEON Citimart làm địa điểm mua hàng của người tiêu dùng ở TP.HCM tăng thêm 0.152 điểm với điều kiện các thành phần cịn lại khơng đổi.
Khi Quảng cáo, khuyến mãi thêm 1 điểm thì quyết định chọn siêu thị AEON Citimart làm địa điểm mua hàng của người tiêu dùng ở TP.HCM tăng thêm 0.176 điểm với điều kiện các thành phần cịn lại khơng đổi.
Khi Giá cả thêm 1 điểm thì quyết định chọn siêu thị AEON Citimart làm địa điểm mua hàng của người tiêu dùng ở TP.HCM tăng thêm 0.216 điểm với điều kiện các thành phần cịn lại khơng đổi.
Khi Sự tin cậy thêm 1 điểm thì quyết định chọn siêu thị AEON Citimart làm địa điểm mua hàng của người tiêu dùng ở TP.HCM tăng thêm 0.095 điểm với điều kiện các thành phần cịn lại khơng đổi.
Tuy nhiên, để đảm bảo rằng phương trình hồi quy tuyến tính bội nêu trên khơng vi phạm sự tương quan giữa các biến độc lập, kiểm định hệ số phóng đại Phương sai (Variance Inflation – VIF) cần được thực hiện. Dựa theo phụ lục III – mục 6 - Hồi quy lần 2, VIF của sáu thành phần đều rất nhỏ (nhỏ hơn 10). Để đảm bảo hơn nữa, kiểm định giá trị thống kê Durbin – Watson cho kết quả là 1.966, gần với giá trị 2.
60
Điều đó cho thấy khơng xảy ra hiện tượng tự tương quan giữa các quan sát trong mơ hình hồi quy.
4.4.3. Kiểm định sự vi phạm của các giả định của mơ hình hồi quy.
Giả định liên hệ tuyến tính.
Nguồn: kết quả nghiên cứu chính thức
Hình 4.2: Đồ thị phân tán phần dư chuẩn hóa
Hình 4.2 biểu đồ phân tán dư được chuẩn hóa cho thấy các phần dư được phân tán ngẫu nhiên xung quanh đường dẫn qua 0. Phần cịn lại được tiêu chuẩn hóa khơng tuân theo bất kỳ quy tắc (hình dạng) nào. Do đó, có cơ sở để xác nhận giả định rằng mối quan hệ tuyến tính khơng vi phạm.
61
Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư.
Kết quả xây dựng biểu đồ tần số Histogram (Hình 4.3) cho thấy giá trị trung bình của các quan sát Mean = 0 (xấp xỉ bằng 0) và độ lệch chuẩn Std. Dev = 0.990 (tức xấp xỉ bằng 1). Chứng tỏ giả thuyết phần dư có phân phối chuẩn khơng bị vi phạm. Quan sát biểu đồ tần số P-Plot của phần dư chuẩn hóa (hình 4.4) cho thấy, các điểm quan sát thực tế không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng (đường chéo), vì thế, cũng cho kết luận tương tự.
Nguồn: kết quả nghiên cứu chính thức
62
Nguồn: kết quả nghiên cứu chính thức
Hình 4.4: Biểu đồ tần số P-P plot của phần dư chuẩn hóa
Giả định khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Kết quả cho thấy (phụ lục III – mục 6 - Hồi quy lần 2) giá trị cho phép của các biến độc lập (Tolerance) > 0.5 (nhỏ nhất là 0.699); độ phóng đại phương sai (VIF) đều < 2 (lớn nhất là 1.430). Hơn nữa, khơng có hệ số tương quan nào lớn hơn 0.85. Vì thế, cho chúng ta khẳng định khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Tóm lại, các kết quả kiểm định trên cho thấy, các giả định trong mơ hình hồi quy tuyến tính khơng bị vi phạm. Vì thế, mơ hình hồi quy và các giả thuyết: H1. H2, H3, H4, H5, H6 được kiểm định trong nghiên cứu này (mục 4.3.2) được chấp nhận.
63
4.4.4. Kiểm tra tính đồng nhất về quyết định lựa chọn siêu thị AEON Citimart làm nơi mua hàng của người tiêu dùng ở TP.HCM theo các đặc điểm nhân làm nơi mua hàng của người tiêu dùng ở TP.HCM theo các đặc điểm nhân khấu học.
4.4.4.1. Kiểm tra tính đồng nhất về quyết định lựa chọn siêu thị AEON Citimart làm nơi mua hàng của người tiêu dùng ở TP.HCM theo giới tính.
Bảng 4.12: Kiểm tra tính đồng nhất của phương sai theo giới tính
Thống kê Levene df1 df2 Sig.
3.130 1 299 0.078
(Nguồn: kết quả nghiên cứu chính thức)
Giá trị Sig. = 0.078 > 0.05 nên chấp nhận giả thuyết H0 “phương sai bằng nhau” (độ tin cậy 95%). Do đó, sử dụng kết quả phân tích phương sai ANOVA ở bảng tiếp theo.
Bảng 4.13: Kết quả ANOVA về giới tính
Tổng bình phương Df Trung bình bình phương F Sig.
Giữa các nhóm 0.521 1 0.521 1.247 0.265
Trong nhóm 124.877 299 0.418
Tổng 125.398 300
(Nguồn: kết quả nghiên cứu chính thức) Trong kiểm định ANOVA, giá trị Sig. = 0.265 > 0.05, vì vậy giả thuyết H0 “Trung bình bằng nhau” được chấp nhận, cho thấy khơng sự khác biệt có ý nghĩa về giá trị trung bình của quyết định lựa chọn siêu thị AEON Citimart làm nơi mua hàng của người tiêu dùng ở TP.HCM giữa những nhóm giới tính khác nhau (với mức ý nghĩa 0.05).
64
4.4.4.2. Kiểm tra tính đồng nhất về quyết định lựa chọn siêu thị AEON Citimart làm nơi mua hàng của người tiêu dùng theo độ tuổi.
Bảng 4.14: Kiểm tra tính đồng nhất của phương sai theo độ tuổi
Thống kê Levene df1 df2 Sig.
0.165 3 297 0.920
(Nguồn: kết quả nghiên cứu chính thức)
Giá trị Sig. = 0.920 > 0.05 nên chấp nhận giả thuyết H0 “phương sai bằng nhau” (độ tin vậy 95%). Vì vậy, sử dụng kết quả phân tích phương sai ANOVA ở bảng tiếp theo.
Bảng 4.15: Kết quả ANOVA về độ tuổi
Tổng bình phương Df Trung bình bình phương F Sig.
Giữa các nhóm 0.224 3 0.075 0.177 0.912
Trong nhóm 125.174 297 0.421
Tổng 125.398 300
(Nguồn: kết quả nghiên cứu chính thức)
Trong kiểm định ANOVA, giá trị Sig. = 0.912 > 0.05, vì vậy giả thuyết H0 “Trung bình bằng nhau” được chấp nhận, cho thấy khơng sự khác biệt có ý nghĩa về giá trị trung bình của quyết định lựa chọn siêu thị AEON Citimart làm nơi mua hàng của người tiêu dùng ở TP.HCM giữa những nhóm tuổi khác nhau (với mức ý nghĩa 0.05).