tin vào trang web (NiemTin).
Bảng 4.7 Ma trận tương quan giữa các biến Thoi Thoi Gian Tai Chinh Niem Tin San Pham Cau Truc Danh Tieng Thai Do Thoi Gian Pearson Correlation 1 .386 ** -.433** .278** -.299** -.294** -.400** Sig (2- tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 233 233 233 233 233 233 233 Tai Chinh Pearson Correlation .386 ** 1 -.583** .441** -.358** -.473** -.572** Sig (2- tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 233 233 233 233 233 233 233 Niem tin Pearson Correlation -.443 ** -.583** 1 -.427** .361** .447** .562** Sig (2- tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 233 233 233 233 233 233 233 San Pham Pearson Correlation .278 ** .441** -.427** 1 -.349** -.329** -.458** Sig (2- tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 233 233 233 233 233 233 233
Thoi Gian Tai Chính Niem Tin San Pham Cau Truc Danh Tieng Thai Do Cau Truc Pearson Correlation -.299 ** -.358** .361** -.349** 1 .404** .492** Sig (2- tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 233 233 233 233 233 233 233 Danh Tieng Pearson Correlation -.294 ** -.473** .447** -.329** .404** 1 .514** Sig (2- tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 233 233 233 233 233 233 233 Thai Do Pearson Correlation -.400 ** -.572** .562** -.458** .492** .514** 1 Sig (2- tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 233 233 233 233 233 233 233
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả
Bảng 4.7 cho thấy yếu tố phụ thuộc thái độ (ThaiDo) có tương quan khá chặt với các biến độc lập “ThoiGian”, “TaiChinh”, “NiemTin”, “SanPham”, “CauTruc”, “DanhTieng” với hệ số tương quan đều lần lượt là -0.4, -0.572, 0.562, -0.458, 0.492, 0.514 và các Sig có giá trị nhỏ hơn 0.01. Biến “ThoiGian”, “TaiChinh”, “SanPham” mang giá trị âm và có giá trị lớn hơn hoặc bằng 0.4. Như vậy các biến độc lập đều có tương quan khá chặt với biến phụ thuộc và có thể đưa vào mơ hình để giải thích cho biến phụ thuộc để phân tích hồi quy.
Hệ số tương quan giữa biến “NiemTin” và “TaiChinh” có giá trị bằng 0.583, giữa biến “ThoiGian” và biến “NiemTin” có giá trị bằng 0.433, giữa biến “TaiChinh” và biến “SanPham” có giá trị bằng 0.441, giữa biến “TaiChinh” và biến “DanhTieng” có giá trị bằng 0.473, giữa biến “NiemTin” và biến “SanPham” có giá trị bằng 0.472, giữa biến “NiemTin” và biến “DanhTieng” có giá trị bằng 0.447, giữa biến “CauTruc” và biến “DanhTieng” có gía trị bằng 0.404. Tất cả các giá trị này
đều lớn hơn 0.4 và có giá trị Sig nhỏ hơn 0.05 nên có thể xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến. Để xác định các biến độc lập trên xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến thực sự hay khơng thì phải dựa vào giá trị VIF khi phân tích hồi quy bội.
4.3.2 Phân tích hồi quy
Phân tích hồi quy được thực hiện với 6 nhân tố độc lập: “ThoiGian”, “TaiChinh”, “NiemTin”, “SanPham”, “CauTruc” và “DanhTieng” với biến phụ thuộc “ThaiDo” nhằm đánh giá độ phù hợp của mơ hình hồi quy bội với độ tin cậy là 95% dưới dạng phương trình tổng quát như sau:
ThaiDo = β0 + β1*TaiChinh + β2*SanPham + β3*ThoiGian + β4*DanhTieng + β5*CauTruc + β6*NiemTin + ui
Trong đó: β0: Hằng số hồi quy, β1 - β6 là trọng số hồi quy riêng tương ứng với từng biến độc lập và ui là sai số
TaiChinh: Rủi ro tài chính SanPham: Rủi ro sản phẩm ThoiGian: Rủi ro thời gian
DanhTieng: Danh tiếng cảm nhận CauTruc: Đảm bảo cấu trúc NiemTin: Niềm tin vào trang web
Bảng 4.8 Đánh giá sự phù hợp của mơ hình
Mơ hình R R2 R2 điều chỉnh Sai số chuẩn của đo lường
1 0.717 0.515 0.502 0.63401
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả
Kết quả phân tích hồi quy MLR bảng 4.8 với phương pháp ENTER (đồng thời) cho thấy hệ số R2 hiệu chỉnh là 0.502, tức là 50.2% biến thiên của nhân tố phụ thuộc “ThaiDo” được giải thích bởi 6 nhân tố độc lập, cịn lại 49.8% là do các biến ngồi mơ hình và sai số ngẫu nhiên. Như vậy, mơ hình hồi quy bội đưa ra là phù hợp với dữ liệu.
Bảng 4.9 Bảng phân tích phương sai ANOVA
Mơ hình Tổng bình
phương Bdo df ậc tự
Bình phương giá
trị bình quân F nghĩa Sig Mức ý
1 Hồi quy 96.351 6 16.059 39.950 .000
Phần dư 90.844 226 0.402
Tổng 187.195 232
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả
Mục đích của kiểm định F trong bảng ANOVA chính là để kiểm tra xem mơ hình hồi quy tuyến tính này có suy rộng và áp dụng được cho tổng thể hay không. Giá trị của kiểm định F là 0.000 < 0.05 nên mơ hình hồi quy bội được xây dựng phù hợp với tổng thể, do đó bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng tất cả hệ số hồi quy bằng 0 (ngoại trừ hằng số). Như vậy, các biến độc lập trong mơ hình có thể giải thích sự biến thiên của biến phụ thuộc, nghĩa là mơ hình nghiên cứu phù hợp với dữ liệu.
Bảng 4.10 Trọng số hồi quy Mơ hình Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số đã chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Std. Error Beta Hệ số Tolerance VIF 1 Hằng số 2.619 .458 5.715 .000 ThoiGian -.092 .059 -.083 -1.559 .120 .762 1.312 TaiChinh -.219 .063 -.214 -3.452 .001 .561 1.781 NiemTin .200 .065 .193 3.102 .002 .555 1.801 Sanpham -.114 .048 -.129 -2.373 .008 .730 1.369 CauTruc .209 .054 .205 3.831 .000 .751 1.331 DanhTieng .175 .055 .178 3.166 .002 .683 1.464
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả
Bảng 4.10 cho thấy giá trị Sig. của các biến độc lập: “TaiChinh”, “NiemTin”, “SanPham”, “CauTruc”, “DanhTieng” đều nhỏ hơn 0.05. Do đó, chúng đều có tác động đến thái độ của người tiêu dùng. Hơn nữa, các biến “NiemTin”, “CauTruc”,
“DanhTieng” có ảnh hưởng dương đến thái độ của người tiêu dùng do hệ số beta dương. Điều đó có nghĩa khi danh tiếng cảm nhận, sự tin cậy của trang web và sự đảm bảo cấu trúc tăng thì thái độ của khách hàng cũng tăng lên và ngược lại. Trong khi các biến “TaiChinh” và “SanPham” có ảnh hưởng âm do hệ số beta nhỏ hơn không, tức là khi các biến này tăng thì thái độ của khách hàng sẽ giảm xuống.
Nhân tố “ThoiGian” có mức ý nghĩa là 0.120 > 0.05 nên khơng có ảnh hưởng tiêu cực đến thái độ người tiêu dùng đối với mua sắm trực tuyến theo nhóm, tuy nhiên hệ số beta âm nên sẽ là ảnh hưởng ngược chiều.
Hệ số VIF của các nhân tố đều nhỏ hơn 10 nên khơng có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra. (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Phương trình hồi quy chuẩn hóa có dạng như sau:
ThaiDo = – 0.083 x ThoiGian – 0.214 x TaiChinh– 0.129 x SanPham + 0.193 x NiemTin + 0.205 x CauTruc + 0.178 x DanhTieng
Với độ tin cậy 95%, rủi ro tài chính (Sig = 0.001, beta = -0.214), rủi ro sản phẩm (Sig = 0.008, beta = -0.129), niềm tin vào trang web (Sig = 0.002, beta = 0.193), đảm bảo cấu trúc (Sig = 0.000, beta = 0.205), danh tiếng cảm nhận (sig = 0.002, beta = 0.178) thực sự có ảnh hưởng đến thái độ mua sắm trực tuyến theo nhóm do giá trị Sig nhỏ hơn 0.05. Rủi ro tài chính, rủi ro sản phẩm ảnh hưởng mang tính ngược chiều do hệ số beta âm trong khi tin cậy vào trang web, đảm bảo cấu trúc và danh tiếng cảm nhận ảnh hưởng cùng chiều do hệ số beta dương. Vì vậy, các giả thuyết H1, H2, H4, H5, H6 đều được chấp nhận.
Trong khi đó, rủi ro thời gian, với độ tin cậy 95%, với giá trị Sig bằng 0.120 và beta bằng -0.083, khơng có ảnh hưởng tiêu cực đến thái độ của người tiêu dùng đối với mua sắm trực tuyến theo nhóm do giá trị Sig lớn hơn 0.05. Tuy nhiên, rủi ro thời gian có beta nhỏ hơn 0 nên ảnh hưởng ngược chiều với yếu tố phụ thuộc. Vì vậy, giá thuyết H3 khơng được chấp nhận.
Hình 4.1 Đồ thị Scatterplot
Đồ thị Scattlerplot được sử dụng để kiểm tra giả định sự phân tán giữa các phần dư và giá trị dự đốn mà mơ hình hồi quy tuyến tính cho ra, với phần dư là trục tung còn trục hồnh là giá trị dự đốn. Hình 4.1 cho thấy phần dư được phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh tung độ 0 nên mơ hình hồi quy là phù hợp, giá trị dự đoán và phần dư độc lập với nhau và phương sai của phần dư không thay đổi.
Bảng 4.11 Thống kê phần dư
Nhỏ nhất Lớn nhất Trung bình Độ lệch chuẩn Mẫu
Giá trị dự báo 1.5169 4.6221 3.2103 .64444 233
Phần dư -2.40766 1.38181 .00000 .62575 223
Giá trị dự báo
chuẩn hóa -2.628 2.191 .000 1.000 233
Phần dư chuẩn hóa -3.798 2.179 .000 .987 233
Hình 4.2 Đồ thị Histogram
Đồ thị Histogram được sử dụng để kiểm tra phân phối chuẩn của phần dư. Trục tung là giá trị tần số, trục hồnh là giá trị phần dư chuẩn hóa. Hình 4.2 cho thấy một đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số. Bảng thống kê phần dư chỉ ra rằng phân phối chuẩn của phần dư xấp xỉ với chuẩn Mean bằng 0 và độ lệch chuẩn gần bằng 1 nên có thể kết luận rằng giả thuyết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Bảng 4.12 Bảng tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết nghiên cứu Yếu tố Giả thuyết nghiên cứu Kết quả kiểm định Yếu tố Giả thuyết nghiên cứu Kết quả kiểm định
H1 H1. Rủi ro tài chính có tác động tiêu cực đến
thái độ của người tiêu dùng đối với OGB. Chấp nhận H2 H2. Rủi ro sản phẩm có tác động tiêu cực đến
thái độ của người tiêu dùng đối với OGB. Chấp nhận H3 H3. Rủi ro thời gian có tác động tiêu cực đến
Yếu tố Giả thuyết nghiên cứu Kết quả kiểm định
H4 H4. Danh tiếng cảm nhận có tác động tích cực
đến thái độ của người tiêu dùng đối với OGB. Chấp nhận H5 H5. Đảm bảo cấu trúc có tác động tích cực đến
thái độ của người tiêu dùng đối với OGB. Chấp nhận H6 H6. Niềm tin vào trang web có tác động tích cực
đến thái độ của người tiêu dùng đối với OGB. Chấp nhận
Nguồn: Tác giả tổng hợp
4.4 Kiểm định sự khác biệt theo thu nhập và nghề nghiệp
Ta chọn các yếu tố tác động về thái độ của người tiêu dùng đối với mua sắm trực tuyến theo nhóm để kiểm định xem các yếu tố này có tác động như nào đối với thái độ người tiêu dùng theo thu nhập và nghề nghiệp. Phương pháp phân tích sâu ANOVa được sử dụng trong trường hợp này.
4.4.1 Kiểm định sự khác biệt theo thu nhập
Bảng 4.13 cho thấy giá trị Sig = 0.320 lớn hơn 0.05 do đó phương sai giữa các nhóm khơng có sự khác biệt, đủ điều kiện để phân tích ANOVA.
Bảng 4.13 Bảng kiểm định phương sai đồng nhất theo thu nhập
Thái độ
Thống kê Levene
df1 df2 Sig
1.180 4 228 0.320
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả
Bảng 4.14 cho thấy giá trị Sig = 0.795 lớn hơn 0.05 nên không có sự khác biệt về thái độ giữa các nhóm thu nhập.
Bảng 4.14 Bảng phân tích ANOVA theo thu nhập
Thái độ Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig Giữa các nhóm 1.265 4 0.341 0.419 0.795 Trong nhóm 185.830 228 0.815 Tổng số 187.195 232
4.4.2 Kiểm định sự khác biệt theo nghề nghiệp
Bảng 4.15 cho thấy giá trị Sig = 0.55 lớn hơn 0.05 do đó phương sai giữa các nhóm khơng có sự khác biệt, đủ điều kiện để phân tích ANOVA.
Bảng 4.15 Bảng kiểm định phương sai đồng nhất theo nghề nghiệp
Thái độ
Thống kê Levene
df1 df2 Sig
1.180 4 228 0.320
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả
Bảng 4.16 cho thấy giá trị Sig = 0.252 lớn hơn 0.05 nên khơng có sự khác biệt về thái độ giữa các nhóm nghề nghiệp
Bảng 4.16 Bảng phân tích ANOVA theo nghề nghiệp
Thái độ Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig Giữa các nhóm 1.265 4 0.341 0.419 0.795 Trong nhóm 185.830 228 0.815 Tổng số 187.195 232
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả
4.5 Thảo luận kết quả nghiên cứu
Bảng 4.10 cho thấy thành phần “Rủi ro tài chính” có tác động mạnh nhất đến thái độ người tiêu dùng (Hệ số hồi quy chuẩn hóa beta là -0.214). Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, rủi ro tài chính có ảnh hưởng tiêu cực đến thái độ khách hàng, tăng lên một đơn vị thì thái độ của người tiêu dùng sẽ giảm đi 0.214 đơn vị.
Kế đến là thành phần “Đảm bảo cấu trúc” (Hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta là 0.205). Trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, nếu sự đảm bảo cấu trúc tăng lên một đơn vị thì thái độ của người tiêu dùng sẽ tăng lên 0.205 đơn vị.
Thành phần “Niềm tin vào trang web” có hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta là 0.193. Nghĩa là, trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, nếu niềm tin vào trang web tăng lên một đơn vị thì thái độ của người tiêu dùng tăng lên 0.193 đơn vị.
Tiếp đến là thành phần “Danh tiếng nhận thức” với hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta là 0.178. Trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, nếu danh tiếng nhận thức tăng lên một đơn vị thì thái độ của người tiêu dùng sẽ tăng lên 0.178 đơn vị.
Thành phần “Rủi ro sản phẩm” có hệ số hồi quy chuẩn hóa bằng -0.129. Trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, nếu rủi ro sản phẩm tăng lên một đơn vị thì thái độ khách hàng sẽ giảm đi 0.129 đơn vị.
Cuối cùng là thành phần “Rủi ro thời gian” có hệ số hồi quy chuẩn hóa bằng - 0.083. Trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, nếu rủi ro thời gian tăng lên một đơn vị thì thái độ khách hàng sẽ giảm đi 0.083 đơn vị.
Bảng 4.17 So sánh kết quả nghiên cứu Nghiên cứu tại Malaysia của Nghiên cứu tại Malaysia của
Norazah và Norbayah Nghiên cứu tại Tp Hồ Chí Minh
Giá trị chuẩn hóa Beta Giá trị chuẩn hóa Beta
Rủi ro tài chính 0.036 Bác bỏ -0.214 Đồng ý Rủi ro sản phẩm 0.183 Đồng ý -0.129 Đồng ý Rủi ro thời gian 0.027 Bác bỏ -0.083 Bác bỏ Danh tiếng nhận thức 0.151 Đồng ý 0.178 Đồng ý
Niềm tin vào
trang web 0.224 Đồng ý 0.193 Đồng ý
Đảm bảo
cấu trúc 0.213 Đồng ý 0.205 Đồng ý
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả
Bảng 4.14 cho thấy các yếu tố niềm tin bao gồm: Danh tiếng nhận thức, niềm tin vào trang web và đảm bảo cấu trúc ở cả hai nghiên cứu đều mang giá trị dương, có ảnh hưởng tích cực đến thái độ người tiêu dùng, và có khoảng cách giữa hai giá trị không lớn.
Nghiên cứu tại Tp. Hồ Chí Minh cho thấy yếu tố rủi ro tài chính có ảnh hưởng mạnh nhất trong khi nghiên cứu tại Malaysia thì yếu tố niềm tin vào trang web có ảnh hưởng mạnh nhất. Điều đó cho thấy, khi mua sắm trực tuyến theo nhóm, người tiêu dùng Việt Nam quan tâm chủ yếu đến yếu tố rủi ro tài chính khi giao dịch trực tuyến. Mặt khác, lĩnh vực nghiên cứu tại Malaysia chủ yếu là quần áo, sản phẩm làm đẹp, sản phẩm chăm sóc sức khỏe và nước hoa trong khi nghiên cứu tại Tp. Hồ Chí Minh là lĩnh vực ăn uống, nên có sự khác biệt về mức độ tác động của từng yếu tố tại hai thị trường là khác nhau.
Bảng 4.18 Thống kê mô tả N Giá trị N Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn ThoiGian 233 2.73 0.810 TaiChinh 233 2.81 0.877 NiemTin 233 3.18 0.864 SanPham 233 2.76 1.101 CauTruc 233 3.05 0.882 DanhTieng 233 2.83 0.911 N 233
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả
Kết quả từ bàng 4.15 cho thấy người tiêu dùng Việt Nam đánh giá cao về niềm tin vào trang web (điểm trung bình là 3.18). Điều này cho thấy các nhà bán lẻ trực tuyến nên chú trọng đến công tác củng cố niềm tin vào trang web cho người tiêu