CHƢƠNG 4 : PHÂN TÍCH KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.2. Kiểm định thang đo
Đề tài gồm có 6 thang đo cho mười khái niệm nghiên cứu như đã trình bày. Các thang đo sẽ được đánh giá thông qua phương pháp hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha và phân tích EFA với dữ liệu thu thập từ nghiên cứu chính thức.
Hệ số Cronbach’s Alpha cho phép người phân tích loại bỏ các biến quan sát không phù hợp, hạn chế các biến rác trong q trình nghiên cứu. Những biến có hệ số tương quan biến tổng (Item-total correlation) nhỏ hơn 0.3 sẽ bị loại và thang đo có Cronbach’s Alpha từ 0.6 trở lên là có thể chấp nhận được về mặt độ tin cậy (Nunnally và Bernstein, 1994; trích Nguyễn Đình Thọ, 2011, tr.351).
Sau khi đạt độ tin cậy, các biến quan sát sẽ được sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá EFA với các tiêu chuẩn sau:
- Hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) nằm trong khoảng từ 0.5 đến 1, mức ý nghĩa của kiểm định Barlett là Sig. phải nhỏ hơn hoặc bằng 0.05
- Hệ số tải (Factor loading) là chỉ tiêu để đảm bảo mức ý nghĩa thiết thực của EFA. Hệ số tải lớn hơn 0.3 được xem là đạt mức tối thiểu, hệ số tải lớn hơn 0.4 được xem là quan trọng, hệ số tải lớn hơn 0.5 được xem là có ý nghĩa thiết thực. Hệ số tải lớn nhất của các biến quan sát phải lớn hơn hoặc bằng 0.5
- Thang đo được chấp nhận khi tổng phương sai trích (Variance explained criteria) lớn hơn hoặc bằng 50%
- Hệ số Eigenvalue lớn hơn 1.
4.2.1. Kiểm định Cronbach’s Alpha
Kết quả kiểm định Cronbach’s Alpha cho thấy các thang đo: (1) tính hữu ích cảm nhận, ký hiệu PU; (2) rủi ro hoạt động, ký hiệu PR; (3) rủi ro tài chính, ký hiệu FR; (4) rủi ro tiện lợi, ký hiệu CR, (5) rủi ro tâm lý – xã hội, ký hiệu SR và (6) ý định mua hàng, ký hiệu PI, đều đạt độ tin cậy. Các hệ số tương quan biến tổng đều đạt yêu cầu (>0.3) và hệ số Cronbach’s Alpha thấp nhất là 0.715. (Xem Phụ lục 7)
Bảng 4.1. Cronbach’s Alpha của các khái niệm nghiên cứu
Stt Thang đo Ký hiệu Số biến
quan sát Cronbach’s Alpha 1 Tính hữu ích cảm nhận PU 3 0.899 2 Rủi ro hoạt động PR 7 0.906 3 Rủi ro tài chính FR 6 0.756
4 Rủi ro tiện lợi CR 4 0.715
5 Rủi ro tâm lý – xã hội SR 7 0.868
6 Ý định mua hàng PI 4 0.895
(Nguồn: số liệu phân tích dữ liệu nghiên cứu định lượng bằng SPSS)
4.2.2. Phân tích nhân tố khám phá (EFA: Exploratory factor analysis) 4.2.2.1. EFA cho các biến độc lập 4.2.2.1. EFA cho các biến độc lập
Kết quả EFA cho thấy có 6 yếu tố được trích tại Eigenvalue là 1.068 và tổng phương sai trích là 63.807% (Xem Phụ lục 8). Tuy nhiên, biến CR1 có hệ số tải nhỏ
hơn 0.5 và nằm ở 3 nhóm biến khác nhau (xem bảng 4.2). Do đó, tác giả loại biến này và tiến hành chạy EFA lần 2.
Bảng 4.2. Kết quả EFA của các biến độc lập (Lần 1)
Thành phần 1 2 3 4 5 6 PU1 .789 PU2 .832 PU3 .828 PR1 .754 PR2 .826 PR3 .815 PR4 .801 PR5 .775 PR6 .703 PR7 .660 FR1 .618 FR2 .686 FR3 .519 FR4 .620 FR5 .774 FR6 .745 CR1 .455 .417 -.419 CR2 .781 CR3 .822 CR4 .756 SR1 .653 SR2 .659 SR3 .826 SR4 .643 SR5 .780 SR6 .766 SR7 .749
Kết quả EFA lần 2 thu được kết quả tốt hơn với 5 nhân tố được trích tại Eigenvalue là 1.396 và tổng phương sai trích là 61.285% (xem Phụ lục 9).
Bảng 4.3. Kết quả EFA của các biến độc lập (lần 2)
Thành phần 1 2 3 4 5 PU1 .787 PU2 .835 PU3 .832 PR1 .745 PR2 .824 PR3 .810 PR4 .795 PR5 .769 PR6 .697 PR7 .656 FR1 .599 FR2 .540 FR3 .650 FR4 .729 FR5 .646 FR6 .703 CR2 .795 CR3 .815 CR4 .764 SR1 .656 SR2 .661 SR3 .826 SR4 .652 SR5 .779 SR6 .763 SR7 .745
Nhận xét:
- Hệ số KMO = 0.877 nên EFA phù hợp với dữ liệu (Xem Phụ lục 9).
- Thống kê Chi-square của kiểm định Barlett đạt giá trị 3274.099 với mức ý nghĩa Sig. = 0.000 (<0.05). Như vậy ta bác bỏ giả thuyết về độ tương quan giữa các biến trong quan sát bằng 0 trong tổng thể. Vậy các biến quan sát trong tổng thể có tương quan với nhau (Xem Phụ lục 9)
- Các hệ số tải (factor loading) đều lớn hơn 0.5 nên tất cả các biến quan sát đều được giữ lại.
Hệ số Cronbach’s Alpha được tính lại cho khái niệm rủi ro tiện lợi vì có một biến quan sát CR1 bị loại ra khỏi thang đo. Hệ số Cronbach’s Alpha là 0.745, các hệ số tương quan biến tổng đều đạt yêu cầu (>0.3) (xem Phụ lục 10).
4.2.2.2. EFA cho biến phụ thuộc
Thang đo ý định mua ĐTTM giá rẻ, ký hiệu là PI, được đo lường bằng 4 biến quan sát. Kết quả EFA rút được 1 yếu tố tại Eigenvalue là 3.046, phương sai trích là 76.144% và trọng số của các biến quan sát đều cao (Xem Bảng 4.4.). Như vậy tất cả các biến quan sát của thang đo này đều được dùng cho nghiên cứu chính thức.
Bảng 4.4. Kết quả EFA cho biến phụ thuộc
Biến quan sát Nhân tố
1 PI1 0.888 PI2 0.897 PI3 0.868 PI4 0.837 Eigenvalue 3.046 Phƣơng sai rút trích 76.144%
4.3. Xây dựng ma trận tƣơng quan giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc
Từ kết quả phân tích hệ số tương quan ở phụ lục 11, ta nhận thấy rằng ý định mua điện thoại thông minh giá rẻ của người tiêu dùng có tương quan tuyến tính với 5 yếu tố (tính hữu ích cảm nhận, rủi ro hoạt động, rủi ro tài chính, rủi ro tiện lợi, rủi ro tâm lý xã hội) ở mức ý nghĩa 0.01. Hệ số tương quan giữa ý định mua sắm và các yếu tố cao nhất là 0.653 và thấp nhất là – 0.543 nên sơ bộ ta có thể kết luận rằng 5 yếu tố này có thể đưa vào mơ hình để giải thích cho ý định mua hàng.
Bảng 4.5. Kết quả phân tích hệ số tƣơng quan Pearson.
CR PU PR SR FR PI CR Pearson Correlation 1 -.001 .034 .121 * .295** -.080 Sig. (2-tailed) .986 .585 .049 .000 .192 N 265 265 265 265 265 265 PU Pearson Correlation -.001 1 -.543 ** -.401** -.263** .653** Sig. (2-tailed) .986 .000 .000 .000 .000 N 265 265 265 265 265 265 PR Pearson Correlation .034 -.543 ** 1 .373** .392** -.542** Sig. (2-tailed) .585 .000 .000 .000 .000 N 265 265 265 265 265 265 SR Pearson Correlation .121 * -.401** .373** 1 .178** -.462** Sig. (2-tailed) .049 .000 .000 .004 .000 N 265 265 265 265 265 265 FR Pearson Correlation .295 ** -.263** .392** .178** 1 -.362** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .004 .000 N 265 265 265 265 265 265 PI Pearson Correlation -.080 .653 ** -.542** -.462** -.362** 1 Sig. (2-tailed) .192 .000 .000 .000 .000 N 265 265 265 265 265 265
*. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed). **. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
4.4. Phân tích hồi quy bội
4.4.1. Xây dựng phƣơng trình hồi quy
Ta tiến hành phân tích hồi quy để đo lường mức độ liên quan và cường độ tác động của các nhân tố lên ý định sử dụng ĐTTM giá rẻ của người tiêu dùng. Thủ tục chọn biến là các biến được đưa vào cùng một lúc (phương pháp Enter) với biến phụ thuộc là ý định mua và các biến độc lập là tính hữu ích cảm nhận (PU), rủi ro hoạt động (PR), rủi ro tài chính (FR), rủi ro tiện lợi (CR), rủi ro tâm lý – xã hội (SR). Kết quả phân tích hồi quy như sau:
Bảng 4.6. Kết quả phân tích hồi quy
Mơ hình R R2 R2 điều chỉnh Độ lệch chuẩn của ước lượng Durbin- Watson 1 .724a .525 .515 .644 1.655 Bảng 4.7. Kết quả ANOVA Mơ hình Tổng bình phương Bậc tự do Bình phương trung bình F Sig. 1 Hồi quy 118.435 5 23.687 57.144 .000b Phần dư 107.359 259 .415 Tổng 225.793 264
Bảng 4.8. Kết quả các hệ số hồi quy
Mơ hình
Các hệ số chưa chuẩn hóa
Các hệ số đã chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Độ lệch
chuẩn Beta Tolerance VIF
1 (Hằng số) 3.599 .369 9.745 .000 CR -.011 .053 -.009 -.206 .837 .889 1.125 PU .414 .049 .444 8.386 .000 .654 1.530 PR -.207 .065 -.173 -3.166 .002 .612 1.634 SR -.232 .058 -.192 -3.997 .000 .792 1.263 FR -.190 .066 -.140 -2.863 .005 .763 1.311
(Nguồn: số liệu phân tích dữ liệu nghiên cứu định lượng bằng SPSS)
Hệ số R2 điều chỉnh là 0.515 có nghĩa là mơ hình các nhân tố tính hữu ích cảm nhận và các yếu tố của rủi ro cảm nhận đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu là 51.5%. Nói cách khác, ý định mua ĐTTM giá rẻ của người tiêu dùng được giải thích bởi các biến độc lập trong mơ hình là 51.5% và ý định mua ĐTTM giá rẻ của người tiêu dùng được giải thích bởi các biến khác ngồi mơ hình là 48.5%
Trị số thống kê F với mức ý nghĩa quan sát rất nhỏ (sig. = 0.000) trong phân tích ANOVA cho thấy mơ hình hồi quy bội xây dựng được phù hợp với dữ liệu ở độ tin cậy 95%.
Giá trị Sig. của biến rủi ro tiện lợi (CR) là 0.837 lớn hơn 0.05 nên loại khỏi mơ hình nghiên cứu. Giá trị Sig. của các biến độc lập còn lại đều nhỏ hơn 0.05. Hệ số hồi quy chuẩn hóa của biến Tính hữu ích cảm nhận (PU) là 0.444, rủi ro hoạt động (PR) là -0.173, rủi ro tài chính (FR) là -0.14, rủi ro tâm lý – xã hội (SR) là - 0.192.
Phương trình hồi quy với các biến đã chuẩn hóa có dạng như sau:
PI = 0.444*PU – 0.173*PR – 0.14*FR – 0.192*SR
Qua phương trình trên ta thấy có 4 biến độc lập ảnh hưởng đến ý định sử dụng ĐTTM giá rẻ của người tiêu dùng.
Mơ hình nghiên cứu điều chỉnh gồm các nhân tố tính hữu ích cảm nhận, rủi ro hoạt động, rủi ro tài chính, rủi ro tâm lý – xã hội ảnh hưởng đến ý định sử dụng ĐTTM giá rẻ của người tiêu dùng. Ý định mua ĐTTM giá rẻ của người tiêu dùng chịu sự tác động nhiều nhất là của nhân tố tính hữu ích cảm nhận (Beta = 0.444), quan trọng thứ hai là rủi ro tâm lý-xã hội (Beta = -0.192), quan trọng thứ ba là rủi ro hoạt động (Beta = -0.173) và cuối cùng là nhân tố rủi ro tài chính (Beta = -0.14).
4.4.2. Dị tìm sự vi phạm giả định cần thiết trong hồi quy bội
Để mơ hình hồi quy bội xây dựng được theo phương pháp bình phương bé nhất thông thường với phương pháp ENTER được chọn có ý nghĩa, cần đảm bảo các giả định của nó khơng bị vi phạm
4.4.2.1. Giả định liên hệ tuyến tính
Giả định thứ nhất cần được kiểm tra là giả định liên hệ tuyến tính. Phương pháp được sử dụng là vẽ đồ thị phân tán giữa phần dư chuẩn hóa (Standardized) trên trục tung và giá trị dự đốn chuẩn hóa (Standardized predicted value) trên trục hoành.
Hình 4.1. Kết quả kiểm định liên hệ tuyến tính
(Nguồn: số liệu phân tích dữ liệu nghiên cứu định lượng bằng SPSS)
Quan sát hình 4.1. ta thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đường đi qua tung độ 0 chứ khơng tạo thành một hình dạng nào. Do vậy, giả định liên hệ tuyến tính đã khơng bị vi phạm.
4.4.2.2. Giả định phƣơng sai của sai số không đổi
Tiếp theo, chúng ta cần kiểm tra giả định phương sai của sai số không đổi có bị vi phạm khơng. Hiện tượng “phương sai thay đổi” gây ra nhiều hậu quả tai hại đối với mơ hình ước lượng bằng phương pháp OLS. Nó làm cho các ước lượng của hệ số hồi quy không chệch nhưng không hiệu quả (tức là không phải là ước lượng phù hợp), nó cũng làm cho kiểm định của giả thuyết mất hiệu lực khiến chúng ta đánh giá nhầm về chất lượng của mơ hình hồi quy bội. (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Ngọc Mộng, 2008, tr.226)
Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng hệ số tương quan hạn Spearman để kiểm định giả thuyết H0 là: “hệ số tương quan hạng của tổng thể bằng 0”. Nếu kết quả kiểm định không bác bỏ giả thuyết H0 thì ta có thể kết luận phương sai của sai số không thay đổi (Xem Phụ lục 12).
Theo kết quả kiểm định Spearman trong Phụ lục 12, giá trị Sig. của các hệ số tương quan với độ tin cậy 95% cho thấy chúng ta không thể bác bỏ giả thuyết H0. Như vậy, ta có thể kết luận phương sai của sai số không đổi.
4.4.2.3. Giả định về phân phối chuẩn của phần dƣ
Cách thức để khảo sát phân phối chuẩn của phần dư là xây dựng biểu đồ tần số Histogram và biểu đồ P-P Plot (Xem Hình 4.2 à 4.3 ).
Hình 4.3. Biểu đồ P-P Plot
Kết quả trong biểu đồ tần số Histogram cho thấy một đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số. Với độ lệch chuẩn Std.Dev = 0.99 (gần bằng 1) và giá trị trung bình Mean 0. Hơn nữa, chúng ta xem thêm biểu đồ P-P Plot của phần dư chuẩn hóa, kết quả cho thấy các điểm quan sát khơng phân tán quá xa đường chéo kỳ vọng. Như vậy, chúng ta có thể kết luận rằng giả thuyết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
4.4.2.4. Giả định về tính độc lập của sai số
Đại lượng thống kê Durbin-Watson (d) có thể dùng để kiểm định tương quan của các sai số kề nhau (tương quan chuỗi bậc nhất).
Giả thuyết H0: hệ số tương quan tổng thể của các phần dư = 0
Đại lượng d có giá trị biến thiên trong khoảng từ 0 đến 4. Nếu các phần dư khơng có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau, giá trị d sẽ gần bằng 2. (Xem Phụ lục 11)
Kết quả Durbin – Watson cho thấy giá trị d tính được rơi vào miền chấp nhận giả thuyết khơng có tương quan chuỗi bậc nhất (d = 1.655: gần bằng 2). Do vậy, giả định về tính độc lập của sai số khơng bị vi phạm.
4.4.2.5. Giả định đa cộng tuyến
Cộng tuyến là trạng thái trong đó các biến độc lập có tương quan chặt chẽ với nhau. Cơng cụ chuẩn đốn giúp phát hiện sự tồn tại của cộng tuyến là độ chấp nhận của biến (Tolerance) nhỏ và hệ số phóng đại phương sai (variance inflation factor - VIF) vượt quá 10. (Xem Phụ lục 11)
Kết quả đo lường đa cộng tuyến cho thấy độ chấp của các biến đều khá cao (tất cả đều lớn hơn 0.5), hệ số phóng đại phương sai của các biến đều nhỏ hơn 2. Điều này chứng tỏ hiện tượng đa cộng tuyến không xảy ra giữa các biến độc lập trong mơ hình.
4.5. Kết quả kiểm định các giả thuyết và mơ hình nghiên cứu
Kết quả kiểm định giả thuyết H1
Giả thuyết H1 được phát biểu là “ Tính hữu ích cảm nhận có ảnh hưởng cùng
chiều (dương) đến ý định sử dụng ĐTTM giá rẻ của người tiêu dùng tại thị trường Tp.HCM”. Giá trị Sig. = 0.000 (<0.05) trong kết quả phân tích hồi quy cho thấy,
tính hữu ích cảm nhận có ý nghĩa về mặt thống kê trong mơ hình. Với kết quả này, giả thuyết H1 được chấp nhận.
Kết quả này cũng tương tự như các nghiên cứu trước đây (Park và Chen, 2007; Jongepier, 2011; Kim và các cộng sự, 2013), theo đó, tính hữu ích cảm nhận có ảnh hưởng đáng kể đến ý định sử dụng ĐTTM giá rẻ. Bên cạnh đó, hệ số Beta = 0.444 trong phân tích hồi quy của nghiên cứu này cho thấy, tính hữu ích cảm nhận có ảnh hưởng mạnh nhất đến ý định sử dụng ĐTTM giá rẻ. Đây là điều dễ nhận thấy, ít ai có thể phủ nhận những tiện ích mà ĐTTM mang lại. Người dùng có thể sử dụng ĐTTM không chỉ phục vụ cho mục đích gọi điện, nhắn tin đơn thuần mà cịn có thêm các chức năng văn phịng hỗ trợ cho cơng việc hàng ngày, kiểm tra thư điện tử, đọc tin tức, tham gia các trang mạng xã hội, giải trí… Qua thảo luận nhóm và các phản hồi khi thực hiện khảo sát, các khách hàng cho rằng khi sở hữu một chiếc điện
thoại thơng minh sẽ tạo thói quen cập nhật tin tức và tiếp cận tri thức mới cho một người, từ đó người dùng có xu hướng hiểu biết nhiều hơn. Bên cạnh đó, ĐTTM cịn cung cấp rất nhiều những giải pháp tiếp cận và sắp xếp thơng tin và tiện ích nhờ các ứng dụng phong phú. Đối với giới trẻ, đặc biệt là sinh viên, ĐTTM mang tới nhiều tính năng thú vị, các bạn trẻ dễ dàng ghi lại những hình ảnh trong cuộc sống cũng như hỗ trợ đắc lực trong việc lưu giữ những tài liệu học tập, trang sách hoặc thông tin trên lớp học. Do vậy, một chiếc ĐTTM hữu ích có giá rẻ sẽ được người tiêu dùng đặc biệt quan tâm và có thể nói ĐTTM sẽ dần thay thế điện thoại phổ thông trong tương lai.
Kết quả kiểm định giả thuyết H2
Giả thuyết H2 được phát biểu là “Rủi ro hoạt động có ảnh hưởng ngược chiều
(âm) đến ý định sử dụng ĐTTM giá rẻ của người tiêu dùng tại thị trường Tp.HCM”.