ANOVAa Mơ hình Tổng độ lệch bình phương Bậc tự do df Độ lệch bình phương bình quân F Sig. 1 Regression 43.954 7 6.279 44.465 .000b Residual 29.655 210 .141 Total 73.609 217
Nguồn: Kết quả phân tích spss
Bảng 4.12. Phân tích hồi qui lần 1 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 Hệ số phóng đại phương sai VIF 1 (Hằng số) -.161 .321 -.502 .616 XH .186 .037 .234 5.086 .000 .905 1.105 HI .309 .040 .386 7.649 .000 .752 1.330 SD .178 .057 .153 3.091 .002 .788 1.269 TL .279 .051 .278 5.466 .000 .740 1.351 TH .047 .052 .046 .913 .362 .772 1.296 SP -.130 .043 -.147 -3.059 .003 .829 1.207 TC .178 .052 .155 3.416 .001 .936 1.069
Nguồn: Kết quả phân tích spss
Thơng qua kiểm định F cho mơ hình hồi qui, ta thấy Sig. = 0.000 < 0.05 nên ta có thể bác bỏ giả thuyết Ho (hệ số beta của các biến độc lập bằng 0). Như vậy, độ phù hợp của mơ hình hồi qui tuyến tính đã xây dựng là chấp nhận được (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Tuy nhiên, trong khi sáu nhân tố ảnh hưởng xã hội, nhận thức sự hữu ích, nhận thức tính dễ sử dụng, điều kiện thuận lợi, rủi ro liên quan đến sản phẩm, sự tin cậy có hệ số Sig. nhỏ hơn 0.05 thì nhân tố sự thụ hưởng (Sig.=0.362) > 0.05 vì vậy giả thuyết H8: Sự thụ hưởng có ảnh hưởng tích cực đến hành vi mua sắm trực tuyến trên smartphone bị bác bỏ. Do đó, ta có thể nói rằng xét về mặt thống kê thì hệ số beta nhân tố thụ hưởng khơng lớn hơn 0 với mức ý nghĩa 5%. Vì thế, ta loại biến độc lập
sự thụ hưởng ra khỏi mơ hình hồi qui vì trọng số của biến này khơng có ý nghĩa thống kê.
Sau khi loại biến “TH” ra khỏi mơ hình hồi qui lần 1, ta tiếp tục phân tích hồi qui lần 2 bằng phương pháp Enter, kết quả được thực hiện qua bảng sau:
Bảng 4.13: Đánh giá sự phù hợp của mơ hình lần 2
Mơ hình R R2
R2 điều chỉnh
Sai số chuẩn trong đo lường
Durbin- Watson
1 0.772a 0.596 0.584 0.37563 1.913
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS
Bảng 4.14: Kiểm định sự phù hợp của mơ hình lần 2
ANOVAa Mơ hình Tổng độ lệch bình phương Bậc tự do df Độ lệch bình phương bình quân F Sig. 1 Regression 43.836 6 7.306 51.778 .000b Residual 29.772 211 .141 Total 73.609 217
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS
Bảng 4.15: Phân tích hồi qui lần 2
Coefficientsa 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) -.099 .313 -.316 .752 XH .187 .036 .235 5.112 .000 .905 1.105 HI .316 .040 .395 7.972 .000 .780 1.282 SD .189 .056 .162 3.377 .001 .828 1.208 TL .288 .050 .286 5.720 .000 .764 1.308 SP -.133 .043 -.150 -3.118 .002 .832 1.202 TC .185 .051 .161 3.595 .000 .957 1.045 a. Dependent Variable: HV
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS
Kết quả phân tích hồi qui bội lần hai tại bảng 4.15, các giá trị Sig. với các nhân tố ảnh hưởng xã hội, nhận thức sự hữu ích, nhận thức tính dễ sử dụng, điều kiện thuận
lợi, rủi ro liên quan đến sản phẩm, sự tin cậy đều nhỏ hơn 0.05. Vì vậy, có thể khẳng định các nhân tố này có ý nghĩa thống kê trong mơ hình.
Kiểm định các giả định hồi qui
Phân tích hồi qui khơng chỉ là việc mơ tả các dữ liệu quan sát được mà còn phải suy rộng cho mối liên hệ giữa các biến trong tổng thể từ các kết quả quan sát được trong mẫu đó (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008, trang 211). Kết quả của mẫu suy rộng ra cho giá trị của tổng thể phải đáp ứng các giả định cần thiết dưới đây:
- Giả định liên hệ tuyến tính: giả định này sẽ được kiểm tra bằng biểu đồ phân tán Scatter cho phần dư chuẩn hóa và giá trị dự đốn chuẩn hóa. Kết quả tại hình 4.1 cho thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên qua đường thẳng qua điểm 0, khơng tạo thành một hình dạng nào cụ thể. Như vậy, giả định liên hệ tuyến tính được đáp ứng.
Hình 4.1. Biểu đồ Scatterplot
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS
- Giả định phương sai của sai số không đổi: để thực hiện kiểm định này, tác giả dùng kiểm định tương quan hạng Spearman của giá trị tuyệt đối phần dư và các biến độc lập.
Bảng 4.16. Bảng kiểm định hệ số tương quan hạng Spearman ABSHV XH HI SD TL TC SP ABSHV XH HI SD TL TC SP Hệ số tương quan hạng Spearman's rho A B S H V Hệ số tương quan 1.000 -.029 .022 -.089 .083 .123 .010 Sig. (2-tailed) .673 .746 .188 .221 .069 .883 N 218 218 218 218 218 218 218
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS
Kết quả kiểm định cho thấy giá trị Sig. của biến “ảnh hưởng xã hội”, “nhận thức sự hữu ích”, “nhận thức tính dễ sử dụng”, “điều kiện thuận lợi”, “sự tin cậy”, “rủi ro liên quan đến sản phẩm” đều lớn hơn 0.05 nên chúng ta không thể bác bỏ giả thuyết H0: hệ số tương quan của tổng thể bằng 0, như vậy giả thuyết phương sai của sai số thay đổi bị bác bỏ, tức là giả định phương sai của sai số không đổi không bị vi phạm. - Giả định khơng có tương quan giữa các phần dư: đại lượng thống kê Durbin- Watson (d) được dùng để kiểm định tương quan chuỗi bậc nhất. Với mức ý nghĩa 5%, số biến độc lập của mơ hình là 6 và tổng số biến quan sát là 218 tra bảng Durhbin - Watson ta được hai giá trị Du (trị số thống kê trên) =1.831; Dl (trị số thống kê dưới) =1.697, nếu đại lượng thống kê Durbin-Watson nằm trong khoảng Du -> 4-Du (1.831 -> 2.169) thì khơng có tự tương quan bậc nhất. Kết quả nhận được từ bằng 4.10 cho thấy đại lượng thống kê Durbin-Watson có giá trị 1.913, nằm trong khoảng từ 1.831 đến 2.169, nên chấp nhận giả thuyết khơng có sự tương quan chuổi bậc nhất trong mơ hình.
- Giả định phần dư có phân phối chuẩn: kiểm tra biểu đồ phân tán của phần dư hình 4.2 cho thấy phân phối dư xấp xỉ chuẩn (trung bình mean gần bằng 0 và độ lệch chuẩn Std. gần bằng 1). Như vậy, giả định phần dư có phân phối chuẩn khơng bị vi phạm.
Hình 4.2: Biểu đồ tần số Histogram
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS
Kết quả từ biểu đồ tần số P-P plot (hình 4.3) cho thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng, nên ta có thể kết luận là giả định về phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Hình 4.3. Biểu đồ tần số P-P plot
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS
4.4.2.1. Kiểm định độ phù hợp của mơ hình và hiện tượng đa cộng tuyến. tuyến.
- Kiểm định độ phù hợp của mơ hình
Hệ số R2 thường khơng phù hợp với dữ liệu trong mơ hình vì càng đưa nhiều biến quan sát vào mơ hình thì R2 càng cao, nhưng khơng phải phương trình càng có nhiều
biến sẽ phù hợp hơn với dự liệu (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Do đó, hệ số R2 điều chỉnh được sử dụng để phản ánh sát hơn mức độ phù hợp của mơ hình hồi qui tuyến tính bội vì nó khơng tăng khi tăng thêm số biến quan sát. Kết quả phân tích hồi qui bội (bảng 4.13) cho thấy 𝑅2 điều chỉnh bằng 0.584, nghĩa là mức độ phù hợp của mơ hình là 58.4% hay hành vi mua sắm trực tuyến trên smartphone của người tiêu dùng được giải thích bởi các biến độc lập ảnh hưởng xã hội, nhận thức sự hữu ích, nhận thức tính dễ sử dụng, rủi ro liên quan đến sản phẫm, sự tin cậy, điều kiện thuận lợi trong mơ hình là 58.4%.
Kết quả từ bảng ANOVA (bảng 4.14) có trị số thống kê F = 51.778 với giá trị Sig. = 0.000 < 0.05 như vậy có thể kết luận là các biến độc lập hiện có trong mơ hình có thể giải thích được sự thay đổi của biến phụ thuộc trên tổng thể với mức ý nghĩa kiểm định là 5%. Điều này có nghĩa là mơ hình tác giả xây dựng phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
- Hiện tượng đa cộng tuyến
Đo lường đa cộng tuyến được thực hiện, kết quả cho thấy hệ số phóng đại phương sai (VIF) có giá trị từ 1.045 đến 1.308 (bảng 4.15) đạt u cầu (VIF<10). Vậy mơ hình hồi qui bội khơng có hiện tượng đa cộng tuyến, mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mơ hình.
4.4.2.2. Phương trình hồi qui
Phương trình hồi quy bội từ kết quả phân tích hồi qui dựa trên hệ số beta chưa chuẩn hóa như sau:
HV = -0.099 + 0.187*XH + 0.316*HI + 0.189*SD + 0.288*TL – 0.133*SP + 0.185*TC
Các biến độc lập (Xi): nhân tố ảnh hưởng xã hội (XH), nhân tố nhận thức sự hữu ích (HI), nhân tố nhận thức tính dễ sử dụng (SD), nhân tố điều kiện thuận lợi (TL), nhân tố rủi ro liên quan đến sản phẩm (SP), nhân tố sự tiện cậy (TC).
Biến phụ thuộc (Y): hành vi mua sắm trực tuyến trên smartphone (HV). Trong đó, nhân tố ảnh hưởng mạnh nhất đến hành vi mua sắm trực tuyến của người tiêu dùng là nhân tố nhận thức sự hữu ích (hệ số beta chuẩn hóa = 0.395), thứ hai là nhân tố điều kiện thuận lợi (hệ số beta chuẩn hóa = 0.286), thứ ba là ảnh hưởng xã hội (hệ số beta chuẩn hóa = 0.235), thứ tư là nhân tố nhận thức tính dễ sử dụng (hệ số beta chuẩn hóa = 0.162), thứ năm là nhân tố sự tin cậy (0.161) và cuối cùng là nhân tố rủi ro liên quan đến sản phẩm (hệ số beta chuẩn hóa = -0.15).
* So sánh hai mơ hình
Tác giả chạy phân tích hồi qui cho 4 biến độc lập ảnh hưởng xã hội, nhận thức sự hữu ích, nhận thức tính dễ sử dụng, điều kiện thuận lợi với biến phụ thuộc hành vi dựa theo mơ hình lý thuyết nền chấp nhận và sử dụng công nghệ (Vankatesk,2003) gọi tắt là mơ hình 1 (kết quả xem phụ lục 20) nhằm mục đích đánh giá xem những nhân tố thêm vào có thực sự làm cho mơ hình tốt hơn hay khơng?
Mơ hình của tác giả đã tìm thấy thêm hai biến mới là sự tin cậy và rủi ro liên quan đến sản phẩm so với mơ hình lý thuyết nền (gọi tắt là mơ hình 2) có ảnh hưởng đến hành vi mua sắm trực tuyến trên smartphone.
Bảng 4.17. Kết quả so sánh hai mơ hình
Mơ hình Biến độc lập Hệ số R2 hiệu chỉnh
Mơ hình 1 4 biến 0.547
Mơ hình 2 6 biến 0.584
Nguồn: Tác giả
Từ kết quả cho thấy việc đưa thêm hai biến mới sẽ làm cho mơ hình tốt hơn, phù hợp với những kiến nghị của Vankatesk và các cộng (2003) sự khi đánh giá mơ hình nghiên cứu của họ.
4.5. Kiểm định các giả thuyết và phân tích sự khác biệt
4.5.1. Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu có tác động đến hành vi mua
sắm trực tuyến trên smartphone:
Từ kết quả phân tích hồi qui bội nghiên cứu tìm ra 6 yếu tố có tác động đến hành vi mua sắm trực tuyến trên smarphone của người tiêu dùng tại thành phố Hồ Chí Minh được trình bày ở hình 4.5.
Hình 4.5. Mơ hình nghiên cứu hồn chỉnh
Kết quả phân tích hồi qui bội cho thấy 6 yếu tố: yếu tố ảnh hưởng xã hội (XH), yếu tố nhận thức sự hữu ích (HI), yếu tố nhận thức tính dễ sử dụng (SD), yếu tố điều kiện thuận lợi (TL), yếu tố sự tiện cậy (TC) ảnh hưởng thuận chiều tới hành vi mua sắm trực tuyến và nhân tố rủi ro liên quan đến sản phẩm (SP) có tác động nghịch chiều đến hành vi mua sắm trực tuyến. Do đó, các giả thuyết H1, H3, H4, H5, H6, H7 đươc chấp nhận cụ thể như sau:
H1: Rủi ro liên quan đến sản phẩm có tác động nghịch chiều đến hành vi mua sắm trực tuyến trên smartphone.
Hệ số Beta đã chuẩn hóa = -0.150 < 0 (là số âm) tức có quan hệ nghịch chiều giữa rủi ro liên quán đến sản phẩm (SP) & hành vi mua sắm trực tuyến trên smartphone (HV) và Sig. = 0.002 < 0.05 cho thấy giả thuyết H1 được chấp nhận. Như vậy, khi người tiêu dùng cảm thấy các trở ngại liên quan đến sản phẩm khi mua sắm trực tuyến
+H4 Sự tin cậy Nhận thức sự hữu ích Nhận thức tính dễ sử dụng Ảnh hưởng xã hội Điều kiện thuận lợi Rủi ro liên quan đến
sản phẩm
Hành vi mua sắm trực tuyến trên smartphone
trên smartphone càng nhiều thì hành vi mua sắm trực tuyến trên smartphone sẽ càng giảm.
H3: Nhận thức sự hữu ích có tác động thuận chiều tới hành vi mua sắm trực tuyến trên smartphone.
Hệ số Beta đã chuẩn hóa = 0,395 > 0 (là số dương) tức có quan hệ thuận chiều giữa cảm nhận sự hữu ích (HI) và hành vi mua sắm trực tuyến trên smartphone (HV) và Sig. = 0.000 < 0.05 cho thấy giả thuyết H3 được chấp nhận. Như vậy, khi người tiêu dùng cảm nhận lợi ích của mua sắm trực tuyến trên smartphone đem lại càng lớn thì hành vi mua sắm trực tuyến trên smartphone càng tăng.
H4: Nhận thức tính dễ sử dụng có tác động thuận chiều tới hành vi mua sắm trực tuyến trên smartphone.
Hệ số Beta đã chuẩn hóa = 0,162 > 0 (là số dương) tức có quan hệ thuận chiều giữa ảnh hưởng xã hội (XH) & hành vi mua sam trực tuyến trên smartphone (HV) và Sig. = 0.001 < 0.05 cho thấy giả thuyết H4 được chấp nhận. Như vậy, khi người tiêu dùng cảm nhận được việc mua sắm trực tuyến trên smartphone càng dễ dàng thì hành vi mua sắm trực tuyến trên smartphone sẽ càng tăng.
H5: Sự ảnh hưởng xã hội có tác động thuận chiều tới hành vi mua sắm trưc tuyến trên smartphone.
Kết quả phân tích mơ hình hồi qui cho của yếu tố ảnh hưởng xã hội (XH): Hệ số Beta đã chuẩn hóa = 0,235 > 0 (là số dương) tức có quan hệ thuận chiều giữa ảnh hưởng xã hội (XH) & hành vi mua sắm trực tuyến (HV) và Sig. = 0.000 < 0.05 cho thấy giả thuyết H5 được chấp nhận. Như vậy, khi sự tác động của những người ngoài xã hội càng nhiều thì hành vi mua sắm trực tuyến trên smartphone của người tiêu dùng càng tăng.
H6: Các điều kiện thuận lợi có tác động thuận chiều tới hành vi mua sắm trực tuyến trên smartphone.
Hệ số Beta đã chuẩn hóa = 0,286 > 0 (là số dương) tức có quan hệ thuận chiều giữa các điều kiện thuận lợi (TL) & hành vi mua sắm trực tuyến trên smartphone (HV) và Sig. = 0.000 < 0.05 cho thấy giả thuyết H6 được chấp nhận. Như vậy, khi người tiêu
dùng có nhiều điều kiện thuận lợi để mua sắm trực tuyến trên smartphone thì hành vi mua sắm trực tuyến trên smartphone sẽ càng tăng.
H7: Sự tin cậy có tác động thuận chiều đến hành vi mua sắm trực tuyến trên smartphone của người tiêu dùng.
Hệ số Beta đã chuẩn hóa = 0.161 > 0 (là số dương) tức có quan hệ thuận chiều giữa sự tin cậy (TC) & hành vi mua sắm trực tuyến trên smartphone (HV) và Sig. = 0.000 < 0.05 cho thấy giả thuyết H7 được chấp nhận. Như vậy, khi người tiêu dùng cảm được sự tin cậy liên khi mua sắm trực tuyến trên smartphone càng tăng thì hành vi mua sắm trực tuyến trên smartphone sẽ càng tăng.
Như vậy, kết quả kiểm định các giả thuyết được trình bày trong bảng 4.18.
Bảng 4.18: Kết quả kiểm định các giả thuyết
Giả
thuyết Nội dung Sig. VIF
Kết quả H1 Rủi ro liên quan đến sản phẩm có tác động nghịch chiều
đến hành vi mua sắm trực tuyến trên smartphone. 0.002 1.202
Chấp nhận H2 Rủi ro liên quan đến giao dịch có tác động nghịch chiều
đến hành vi mua sắm trực tuyến trên smartphone Bác bỏ H3 Nhận thức sự hữu ích có tác động thuận chiều tới hành
vi mua sắm trực tuyến trên smartphone. 0.000 1.282
Chấp nhận H4 Nhận thức tính dễ sử dụng có tác động thuận chiều tới
hành vi mua sắm trực tuyến smartphone. 0.001 1.208
Chấp nhận H5 Sự ảnh hưởng xã hội có tác động thuận chiều tới hành vi
mua sắm trực tuyến trên smartphone. 0.000 1.105
Chấp nhận H6 Các điều kiện thuận lợi có tác động thuận chiều tới hành
vi mua sắm trực tuyến trên smartphone. 0.000 1.308
Chấp nhận H7 Sự tin cậy có tác động thuận chiều đến hành vi mua sắm
trực tuyến trên smartphone. 0.000 1.045
Chấp nhận H8 Sự thụ hưởng có tác động thuận chiều đến hành vi mua
sắm trực tuyến trên smartphone, Bác bỏ
Tóm lại, từ các giả thuyết trình bày trong mơ hình sau khi phân tích nhân tố và kết quả phân tích tương quan pearson, phân tích hồi qui lần 1 và lần 2 bài nghiên cứu đã loại bỏ các giả thuyết H2, H8 ra khỏi mơ hình. Các giả thuyết H1, H3, H4, H5, H6, H7 được chấp nhận.
4.5.2. Kiểm định sự khác biệt