CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.3. Kiểm định mơ hình và giả thuyết nghiên cứu
4.3.2. Phân tích hồi quy
4.3.2.1. Kiểm tra các giả định của mơ hình hồi quy
Trước khi phân tích hồi quy tuyến tính, các giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tính cần được kiểm tra:
- Giả định liên hệ tuyến tính
- Khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập - Phương sai của phân phối phần dư khơng đổi
- Các phần dư có phân phối chuẩn
- Khơng có hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư
a. Giả định liên hệ tuyến tính
Đồ thị phân tán giữa các phần dư và giá trị dự đốn của mơ hình hồi quy tuyến tính được sử dụng để kiểm định giả định liên hệ tuyến tính (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Hồng Ngọc, 2008). Với phần dư trên trục tung và giá trị dự đốn trên trục hồnh, đồ thị phân tán giữa các phần dư và giá trị dự đoán cho thấy các giá trị được phân phối một cách ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đi qua tung độ 0 ( xem phụ lục 6: phân tích hồi quy ). Do đó giả định liên hệ tuyến tính được thõa mãn.
Dấu hiệu của đa cộng tuyến là hệ số VIF vượt quá 10 (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Hồng Ngọc, 2008). Từ bảng 4.6, tất cả các gái trị VIF của các biến độc lập đều từ 1.245 đến 1.453, nghĩa là nhỏ hơn 10. Hơn nữa giá trị tuyệt đối của các hệ số tương giữa các biến độc lập trong khoảng (0.1;0.5) là khơng cao. Do đó kết luận khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
Bảng 4.6. Hệ số phương trình hồi quy
c. Kiểm tra phương sai của phân phối phần dư là khơng đổi
Mơ hình hồi quy có nhiều biến giải thích thì kiểm định tương quan hạng spearman có thể tính giữa trị tuyệt đối của phần dư với từng biến và nếu có giá trị sig của kiểm định lớn hơn mức nghĩa thì phương sai của phân phối phần dư là khơng đổi ( Hồng Trọng và Chu Nguyễn Hồng Ngọc, 2008). Từ bảng 4.7, giá trị sig đều lớn hơn so với .005, tương ứng độ tin cậy 95%. Ngoài ra theo đồ thị phân tán, phần dư phân tán ngẫu nhiên trong
Hệ số phương trình hồi quy Model Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn
hóa T S Sig. Đa cộng tuyến B Std. Error Beta Độ chấp nhận VIF 1 (Hằng số) 1.483 .223 6.635 .000
Tin tưởng vào cơ sở
hạ tầng internet .236 .067 .256 3.520 .001 .688 1.453 Ảnh hưởng xã hội .244 .058 .281 4.173 .000 .803 1.245
Các yếu tố trang
một vùng xung quang đi qua tung độ 0, chứ không tạo 1 dạng nào (xem phụ lục 6: phân tích hồi quy ). Do đó ta có thể kết luận phương sai của phân phối phần dư là không đổi.
Bảng 4.7. Ma trận tương quan hạng spearman-Hồi quy
Spearman's rho
Tin tưởng vào cấu trúc internet Ảnh hưởng xã hội Các yếu tố của trang web Giá trị tuyệt đối phần dư
Tin tưởng vào cấu trúc internet Correlation Coefficient 1.000 .381** .421** -.099 Sig. (2-tailed) . .000 .000 .190 Ảnh hưởng xã hội Correlati on Coefficient 1.000 .274** -.189* Sig. (2-tailed) .000 .012 Các yếu tố của trang web Correlation Coefficient 1.000 -.124 Sig. (2-tailed) .100
Giá trị tuyệt đối phần dư
Correlation
Coefficient 1.000
Sig. (2-tailed) .
d. Kiểm tra các phần dư có phân phối chuẩn
Phần dư có thể khơng tn theo phân phối chuẩn vì những lý do như: sử dụng sai mơ hình, phương sai khơng phải là hằng số, số lượng phần dư khơng đủ nhiều để phân tích… Vì vậy chúng ta nên thử nhiều cách khác nhau. Một cách khảo sát đơn giản nhất là xây dựng biểu đồ tần số của các phần dư.
Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa (phụ lục 6) cho thấy một đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số. Thật không hợp lý khi chúng ta kỳ vọng rằng các phần dư quan sát có phân phối hồn tồn chuẩn vì ln ln có những chênh lệch do lấy mẫu. Ở đây, ta có thể nói phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn (trung bình Mean =
0.00, và độ lệch chuẩn Std.Dev = 0.991 tức gần bằng 1). Do đó có thể kết luận rằng giả định phân phối chuẩn của phần dư là khơng quy phạm.
e. Kiểm tra khơng có hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư
Hệ số Durbin-Watson trong khoảng từ 1 đến 3 cho biết các phần dư độc lập với nhau (Hoàng Ngọc Nhậm, 2004). Từ bảng 4.9 ta thấy giá trị thống kê Durbin-Watson (d=1.396) nằm trong khoảng từ 1 đến 3, tức là các phần dư độc lập với nhau (xem phụ 6: phân tích hồi quy ). Do đó ta có thể kết luận phần dư khơng có hiện tượng tự tương quan với nhau giữa các phần dư trong mơ hình hồi quy.
Bảng 4.8. Kiểm định tính độc lập của phần dư-hồi quy
4.3.2.2. Kiểm tra độ phù hợp của mơ hình và ý nghĩa các hệ số của mơ hình hồi quy a. Kiểm định sự phù hợp của mơ hình hồi quy.
Theo Hồng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), hệ số xác định R2 được chứng minh là hàm không giảm theo số biến độc lập được đưa vào mơ hình, càng đưa thêm biến độc lập vào mơ hình thì R2 càng tăng, tuy nhiên điều này cũng được chứng minh rằng khơng phải phương trình càng có nhiều biến sẽ phù hợp hơn với dữ liệu. Như vậy R2 có khuynh hướng là một ước lượng tương quan của thước đo sự phù hợp của mơ hình đối với dữ liệu trong trường hợp có hơn một biến giải thích trong mơ hình. Mơ hình thường khơng phù hợp với dữ liệu thực tế như giá trị R2 thể hiện.
Trong tình huống này, hệ số xác định R2 hiệu chỉnh được sử dụng để phản ánh mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính bội.
Bảng 4.8 cho kết quả R2 điều chỉnh bằng 0.360 điều đó có nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính đã được xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức 36.0 %. Nói cách khác, 36.0% khác biệt của Sự sẵn lòng để mua hàng trực tuyến có thể được giải thích bởi sự
Mơ hình
R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng
Durbin- Watson
khác biệt của Sự tin tưởng vào cấu trúc internet, Ảnh hưởng xã hội, các yếu tố của trang web.
Bảng 4.9, giá trị thống kê F được tính từ R2 của mơ hình có giá trị sig rất nhỏ bằng 0.000 cho thấy rằng các hệ số hồi quy không đồng thời bằng khơng ( xem phụ lục 6: phân tích hồi quy). Điều này có nghĩa là mơ hình hồi quy phù hợp với tập dữ liệu.
Bảng 4.9. Kiểm định F- hồi quy.(Anova)
Mơ hình Tổng các bình phương Bậc tự do (df) Bình phương trung bình Tỷ số F Mức ý nghĩa Sig. 1
Biến thiên do hồi quy 21.120 3 7.040 33.981 .000b
Biến thiên do phần dư 35.842 173 .207 Tổng biến thiên 56.962 176
b. Kiểm định ý nghĩa các hệ số trong mơ hình hối quy
Kết quả trong bảng 4.6 cho thấy các hệ số hồi quy riêng phần β1, β2, β3 đều dương và có mức nghĩa (sig.) < 0.05. Vậy các biến Sự tin tưởng vào cấu trúc internet, ảnh hưởng xã hội, các yếu tố của trang web đều có tác động dương vào sự sẵn lòng mua hàng trực tuyến. Như vậy chấp nhận các giả thuyết:
- H1: Tin tưởng vào cơ sở hạ tầng Internet có tác động dương (+) đến sự sẵn lòng để mua hàngtrực tuyến.
- H2: Ảnh hưởng xã hội có tác động dương (+) đến sự sẵn lòng để mua hàng trực tuyến.
- H3: Các yếu tố trang Web có tác động dương (+) đến sự sẵn lịng mua hàng trực tuyến.
Trọng số hồi quy thể hiện dưới hai dạng: (1) chưa chuẩn hóa và (2) chuẩn hóa. Vì trọng số hồi quy chưa chuẩn hóa (hiệu B trong SPSS), giá trị của nó phụ thuộc vào thang đo nên chúng ta không thể dùng chúng để so sánh mức độ tác động của các biến độc lập vào biến phụ thuộc trong cùng một mơ hình được. Trong số hồi quy chuẩn hóa (beta, ky hiệu β) là trong số chúng ta đã chuẩn hóa các biến. Vì vậy chúng được dùng để so sánh mức độ tác động của các biến độc lập vào biến phụ thuộc. Biến độc lập nào có trọng số này càng lớn có nghĩa là biến đó có tác động mạnh vào biến phụ thuộc.
Phương trình hồi quy với hệ số beta (β) đã chuẩn hóa:
Sẵn lịng để mua hàng trực tuyến = 0.256 x Tin tưởng vào cơ sở hạ tầng internet
+ 0.281 x Ảnh hưởng xã hội + 0.247 x Các yếu tố của trang web
Mức độ tác động của các yếu tố vào biến phụ thuộc Sự sẵn lòng để mua hàng trực tuyến. Yếu tố ảnh hưởng xã hội có tác động mạnh nhất (β=0.281), kế tiếp là tin tưởng vào cơ sở hạ tầng internet (β=0.256), các yếu tố của trang web (β=0.247).
4.3. Phân tích gía trị trung bình của thang đo các yếu tố tin tưởng vào cơ sở hạ tầng internet, ảnh hướng xã hội và các yếu tố của trang web
Kết quả thang đo tin tưởng vào cơ sở hạ tầng internet cho thấy người tiêu dùng chưa thật sự tin tưởng vào cơ sở hạ tầng internet cũng còn chiếm tỷ lệ cao. Có tới 26.0% người được hỏi khơng có sự tin tưởng vào cơ sở hạ tầng internet, 64.1% có thái độ trung lập, và 16.7 % có thái độ tin tưởng vào cơ sở hạ tầng internet. Trong đó có 42,4% người tiêu tin rằng internet khơng có đủ biện pháp an tồn để làm cho họ cảm thấy thoải mái sử dụng nó để thực hiện giao dịch mua bán cá nhân, có 42.4% cảm thấy khơng n tâm rằng sự mã hóa và cơng nghệ tiên tiến khác trên Internet làm cho nó an tồn để tơi thực hiện giao dịch trên internet. Điều này có thể giải thích là mặc dù hiện nay mua hàng trên mạng khá phát triển và phổ biến, nhưng người tiêu dùng không thật sự tin tưởng vào những vấn đề an ninh, sự an toàn khi giao dịch vì có rất nhiều trường hợp người tiêu dùng bị lộ thông tin cá nhân, hoặc bị mất tiền khi thực hiện giao dịch trên internet, bị những tin tặt đánh lấy
mật khẩu khi giao dịch, và điều này cũng phù hợp vối nghiên cứu của Cimigo, chỉ 13% số người tiêu dùng cho rằng mua hàng trên mạng là an tồn.
Bảng 4.10. Giá trị trung bình của các thang đo
f1 f2 f3 Y
Trung bình 2.79 2.99 3.25 3.66
Các thang đo cịn lại cũng có giá trị trung bình ở mức cao. Như thang đo các yếu tố của trang web, số người được hỏi cho biết họ cho rằng các liên kết trong trang web cho phép tôi di chuyển qua lại dễ dàng giữa các trang web chiếm tỷ lệ 31.4 %, có 76% cho rằng trang web của nhà bán lẻ trực tuyến cung cấp đầy đủ thông tin về sản phẩm và dịch vụ, bên cạnh đó chỉ có 17,1% cho rằng các thiết kế trang web của nhà bán hàng trực tuyến rất hấp dẫn. Điều này cũng phù hợp với thực tế là mặc dù hiện nay các công ty kinh doanh kinh doanh trực tuyến mặc dù cung cấp đầy đủ dịch vụ và thông tin sản phẩm, sự tiện ích của trang web nhưng nhìn chung thiết kế trang web vẫn cịn chưa bắt mắt, khơng thật sự sáng tạo và đơi khi nhìn rất nhàm chán, khơng gây chú ý đến người tiêu dùng, nhất là những trang web tại Việt Nam.
Đối với thang đo ảnh hưởng xả hội, thì xem xét các ý kiến của những người bạn khi tôi đưa ra quyết định về việc mua hàng trên Internet chỉ chiếm 11.7%, xem xét các ý kiến của các thành viên trong gia đình (ví dụ, cha mẹ, vợ, chồng, con) khi đưa ra quyết định về việc mua hàng trên Internet chiếm 44.2%, và xem xét thông tin mà tôi đã thấy trên các phương tiện truyền thơng (Quảng cáo, tạp chí, báo, tin tức...) khi đưa ra quyết định về việc mua hàng trên Intemet chiếm 42% ( xem phụ lục). Điều này cũng được giải thích là người tiêu dùng khi đưa ra quyết định mua hàng trực tuyến, họ thường tham khảo, bàn bạc kiến với người thân trong gia đình để có thể đưa ra quyết định tốt hơn, đây cũng là điều bình thường ở các gia đình Việt Nam. Người tiêu dùng cũng thường xuyên tham khảo các thông tin trên truyền thơng, báo đài… để có được thơng tin tốt, điều này cũng là
hợp lý vì thời đại ngày này, phương tiện truyền thơng đóng vai trị quan trọng trong đời sống, luôn cập nhập những thông tin nhanh nhất, đa dạng giúp người tiêu dùng nắm bắt được thông tin tốt hơn.
4.4. Thảo luận kết quả
Mơ hình nghiên cứu đề xuất ba yếu tố tác động đến sự sẵn lòng mua hàng trực tuyến: sự tin tưởng vào cấu trúc internet, ảnh hưởng của xã hội, các yếu tố của trang web, sự tin tưởng. Kết quả phân tích dữ liệu cho thấy, cả ba yếu tố tác động dương đến sự sẵn lòng mua hàng trực tuyến.
4.4.1. Sự tin tưởng vào cấu trúc internet
Yếu tố sự tin tưởng vào cấu trúc internet có tác động mạnh nhất đến đến sự sẵn lòng mua hàng trực tuyến. Kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu của Jollean K. Sinclaire (2007), Alfhian Jeffri Chin (2009). Trong kết quả nghiên cứu ảnh hưởng đến thái độ và ý định sử dụng dịch vụ mua hàng diện tử trực tuyến của Hà văn Tuấn (2012) thì nhận thức rủi ro có tác động âm đến ý định sử dụng thương mại điện tử qua mạng. Nhận thức rủi ro có thể xem là sự phản ánh niềm tin của người mua hàng về khả năng của một kết quả tiêu cực như sự bí mật, sự an tồn, sự khơng khước từ và nhận thức rủi ro về toàn bộ giao dịch. Sự tác động này là hồn tồn phù hợp với mơ hình lý thuyết TPB, qua đó cho thấy tầm quan trọng của niềm tin kiểm soát của người tiêu dùng đối với ý định mua sắm trực tuyến của họ. Kết quả này cũng phù hợp với thực tế của người Việt Nam là thường mua bán dựa trên sự tin tưởng lẫn nhau.
4.4.2. Ảnh hưởng xã hội
Nghiên cứu cho thấy yếu tố ảnh hưởng xã hội có tác động cùng chiều đến sự sẵn lòng mua hàng trực tuyến. Kết quả này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Hwang, Y. (2005), Jollean K. Sinclaire (2007), Alfhian Jeffri Chin (2009), Limayem et al. (2000 ). Kết quả nghiên cứu cho thấy ảnh hưởng của gia đình là mạnh nhất rồi đến phương tiện truyền thơng. Trong khi đó kết quả từ nghiên cứu của Limayem et al. (2000 ) chỉ ra rằng phương tiện truyền thơng có ảnh hưởng mạnh nhất trên mua sắm trực tuyến, tiếp theo là
ảnh hưởng gia đình. Điều này cũng được giải thích là người tiêu dùng khi đưa ra quyết định mua hàng trực tuyến, họ thường tham khảo, bàn bạc kiến với người thân trong gia đình để có thể đưa ra quyết định tốt hơn, đây cũng là điều bình thường ở các gia đình truyền thơng của Việt Nam.
4.4.3. Các yếu tố của trang web
Kết quả nghiên cứu cho thấy các yếu tố trang web có tác động cùng chiều đến đến sự sẵn lòng mua hàng trực tuyến. Điều này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Jun Li Zhang ( Helen) (2011). Jollean K. Sinclaire (2007), Mohd và cộng sự (2010). Mua sắm trực tuyến tại Việt Nam vẫn còn là một lĩnh vực khá mới, đang phát triển mạnh mẽ trong những năm gần đây nên việc sử dụng dịch vụ mua hàng trực tuyến ngày càng được phổ biến. Bên cạnh đó, số lượng các trang web bán hàng trực tuyến ngày càng nhiều, do vậy các trang web có uy tín và các yếu tố của trang web được nhiều người tiêu dùng quan tâm đến khi có ý định tham gia mua sắm trực tuyến.
Bảng 4.11. So sánh một số kết quả với nghiên cứu trước Yếu tố ảnh hưởng đến hàng vi mua sắm trực tuyến Jollean K. Sinclaire (2007) Alfhian Jeffri Chin (2009) Hwan g, Y. (2005) Limaye m et al. (2000 ) Jun Li Zhang ( Helen ) (2011) Jarven paa et al. (2000) Taylor & Told (1995) Tran Quoc Hung, (2013) Nhận thức sự hữu ích + Danh tiếng cảm nhận + Thái độ + + + Nhận thức rủi ro + + -
Niềm tin cửa hàng trực
tuyến + Ảnh hưởng xã hội + + + + + + Nhận thức tính dễ sử dụng + Kiểm soát hành vi + +
Tin tưởng vào internet + + +
Các yếu tố trang web + + +