Mơ hình R R² R² điều chỉnh Ước lượng độ lệch chuẩn
1 .622a .386 .383 .44004
a. Các yếu tố dự đoán: (Hằng số), KQCAMNHAN b. Biến phụ thuộc: GTCAMNHAN
Bảng 4-18: Bảng phân tích phương sai ANOVAa mơ hình (2)
Mơ hình Tổng bình
phương df Bình phương trung bình F Sig. 1
Hồi quy 25.355 1 25.355 130.941 .000b
Phần dư 40.276 208 .194
Tổng cộng 65.631 209
a. Biến phụ thuộc: GTCAMNHAN
Bảng 4-19: Bảng tóm tắt các hệ số hồi quy của mơ hình (2)
a. Biến phụ thuộc: GTCAMNHAN
Kết quả hồi quy tuyến tính bội ở bảng 4.21 cho thấy mơ hình có R² = 0.386 và R² hiệu chỉnh là 0.383, nghĩa là mơ hình tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu ở mức 38.3% hay mơ hình đã giải thích được 38.3% sự biến thiên của biến phụ thuộc (Giá trị cảm nhận khách hàng). Phân tích ANOVA cũng cho thấy thơng số F
đạt giá trị 130.941 với mức ý nghĩa Sig=0.000 cho thấy mơ mình xây dựng là phù
hợp với bộ dữ liệu thu thập được và các biến đưa vào đều có ý nghĩa về mặt thống kê với mức ý nghĩa 5%. Như vậy, biến độc lập trong mơ hình có quan hệ với biến phụ thuộc (Giá trị cảm nhận khách hàng).
Ngoài ra, bảng 4.22 còn cho thấy biến độc lập có tác động dương (hệ số β
dương) lên biến phụ thuộc (giá trị cảm nhận khách hàng) với mức ý nghĩa Sig = 0.000 (rất nhỏ). Do đó, nghiên cứu có thể kết luận rằng các giả thiết H2 được chấp nhận.
Phương trình hồi quy của mơ hình (2) được trích theo hệ số Beta chuẩn hóa có dạng như sau:
F7 = 1.769 + 0.622*F6 (**)
4.3.3.3 Kết quả phân tích mơ hình PATH
Để đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình PATH ta dùng hệ số phù hợp tổng
hợp :
Thay 2 giá trị R2 của mơ hình (1) và (2) vào cơng thức trên ta có hệ số phù hợp tổng hợp = 1-(1-0.57)(1-0.386) = 0.736
Hệ số phù hợp của mơ hình PATH trên là khá lớn, chứng tỏ mơ hình là phù Mơ hình
Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa
t Sig.
Thống kê đa cộng tuyến
B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận
của biến VIF
1 (Constant) 1.769 .181 9.780 .000
Từ phương trình (*) và (**) ở trên ta có thể thấy DOIMOI là thành phần có hệ số hồi quy chuẩn hóa cao nhất (hệ số Beta = 0.412, Sig = 0.000), điều đó có nghĩa là thành phần này có mức độ tác động lớn nhất đến kết quả thực hiện cảm nhận và từ đó tác động đến giá trị cảm nhận của khách hàng. Như vậy, khi khách hàng cảm
nhận rằng công ty luôn nỗ lực đổi mới, sáng tạo trong việc cung cấp sản phẩm thì
giá trị cảm nhận khách hàng sẽ tăng lên tương ứng.
Nhân tố tác động mạnh thứ hai đến giá trị cảm nhận khách hàng là nhân tố Định hướng khách hàng với hệ số Beta = 0.27, Sig = 0.000, có nghĩa là ngồi danh
tiếng ra thì khách hàng cũng đặc biệt chú ý đến thái độ luôn hướng đến khách hàng của nhân viên. Khi khách hàng cảm thấy nhân viên luôn cố gắng làm thỏa mãn nhu cầu của họ thì giá trị cảm nhận của họ về việc cung cấp sản phẩm thông qua kết quả thực hiện cảm nhận sẽ gia tăng.
Kế tiếp là nhân tố danh tiếng của cơng ty có tác động thứ 3 đến giá trị cảm
nhận khách hàng với hệ số Beta = 0.192, Sig = 0.000. Như vậy, khi khách hàng cảm nhận danh tiếng của cơng ty là tốt thì giá trị cảm nhận khách hàng về cung cấp sản phẩm thông qua kết quả thực hiện cảm nhận sẽ tăng.
Cuối cùng là nhân tố kỹ năng chuyên môn của nhân viên có tác động yếu nhất
đến giá trị cảm nhận khách hàng với hệ số Beta = 0.122, Sig = 0.018. Mặc dù vậy,
nó cũng là yếu tố khách hàng nhắm đến khi đánh giá giá trị cảm nhận của mình. Vì vậy, nếu khách hàng cảm nhận được nhân viên có chun mơn cao thì giá trị cảm nhận của khách hàng sẽ cao hơn thông qua kết quả thực hiện cung cấp sản phẩm mà họ cảm nhận được.
4.3.4. Dị tìm các vi phạm giả định cần thiết trong phân tích hồi quy
Giả định đầu tiên là liên hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập. Ta kiểm tra giả định này bằng cách vẽ biểu đồ phân tán giữa các phần dư và giá trị dự đốn mà mơ hình cho ra. Người ta hay vẽ biểu đồ phân tán giữa 2 giá trị này đã
được chuẩn hóa (standardized) với phần dư trên trục tung và giá trị dự đoán trên
mãn, thì ta sẽ khơng nhận thấy có liên hệ gì giữa các giá trị dự đốn với phần dư, chúng sẽ phân tán ngẫu nhiên.
Nhìn vào đồ thị Scatter, ta thấy đồ thị phân tán ngẫu nhiên trong một vùng
xung quanh đường đi qua tung độ 0 chứ khơng tạo thành một hình dạng cụ thể nào. Như vậy, giả thiết về liên hệ tuyến tính khơng bị vi phạm.
Giả định tiếp theo là giả định về phân phối chuẩn của phần dư. Để thực hiện
kiểm định này, ta sử dụng biểu đồ Histogram. Nhìn vào biểu đồ ta thấy phần dư có phân phối chuẩn với giá trị trung bình gần bằng 0 và độ lệch chuẩn bằng 1. Do đó, ta có thể kết luận rằng giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Cuối cùng, ta tiến hành xem xét sự vi phạm đa cộng tuyến của mơ hình. Hệ số phóng đại phương sai VIF của các biến độc lập đều < 2 nên khơng có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra. Theo Nguyễn Đình Thọ (2011, trang 497): “Thông thường, nếu VIF của một biến độc lập nào đó >10 thì biến này hầu như khơng có giá trị giải
thích biến thiên của Y trong mơ hình MLR (Hair & ctg 2006). Tuy nhiên, trong thực tế, nếu VIF >2, chúng ta cần cẩn thận trong diễn giải các trọng số hồi quy”.
4.4. Chứng minh biến điều tiết kinh nghiệm mua hàng của khách hàng
Tác giả nghi ngờ biến Kinh nghiệm mua hàng của khách hàng có tác động ảnh hưởng làm thay đổi tác động của Kết quả thực hiện cảm nhận vào Giá trị cảm nhận khách hàng.
Nếu biến điều tiết là dạng biến điều tiết theo nhóm, ta chia dữ liệu ra thành từng nhóm sau đó dùng hồi quy cho từng nhóm rồi so sánh hệ số phù hợp R2 và trọng số hồi quy β giữa các nhóm với nhau. Sau đó dùng kiểm định Chow (Chow,1960): Gọi q là số lượng tham số cần ước lượng trong mơ hình hồi quy với p biến độc lập
(q=p+1 vì mơ hình có thêm hằng số hồi quy β0); G là mơ hình tổng qt; A là mơ hình nhóm A, B là mơ hình nhóm B. Giả thiết H0 của phép kiểm định Chow là khơng có sự khác biệt giữa hai mơ hình hồi quy cho hai nhóm A và B. Giá trị thống kê của phép kiểm định này có phân phối F với bậc tự do q và n-2q (n là
(Nguyễn Đình Thọ, 2011)
Nếu kiểm định F là có ý nghĩa (p < 0.05), chúng ta kết luận hai mơ hình hồi quy cho nhóm A và B khác nhau. Điều này có nghĩa tách nhóm đã làm chức năng
của biến điều tiết theo nhóm (Nguyễn Đình Thọ, 2011).
Để kiểm tra điều này, tác giả tiến hành phân tách cơ sở dữ liệu ra làm 2 nhóm: 1
nhóm chứa tất cả khảo sát có kết quả trả lời là số năm mua sản phẩm của Cơng ty Thuốc lá Sài Gịn dưới 10 năm và 1 nhóm chứa tất cả khảo sát có kết quả trả lời là số năm mua sản phẩm từ 10 năm trở lên. Sau đó tiến hành chạy hồi quy đơn giữa Kết quả thực hiện cảm nhận và Giá trị cảm nhận khách hàng để kiểm tra 2 kết quả có sự khác nhau hay không? Cuối cùng, tác giả sử dụng kiểm định Chow để kiểm
tra lại xem có đúng là biến Kinh nghiệm mua hàng của khách hàng có chức năng là biến điều tiết theo nhóm.
• Kết quả chạy hồi quy đơn với phương pháp Enter của Kết quả thực hiện cảm nhận và Giá trị cảm nhận khách hàng trong những khảo sát có kết quả trả lời là số năm mua sản phẩm < 10 năm (nhóm A):
Bảng 4-20: Kết quả hồi quy nhóm A
Mơ hình R R² R² điều chỉnh Ước lượng độ lệch chuẩn
1 .652a .425 .416 .45313
a. Các yếu tố dự đoán: (Hằng số), KQCAMNHAN
Bảng 4-21: Bảng phân tích phương sai ANOVAa nhóm A Mơ hình Tổng bình phương df Bình phương trung bình F Sig. 1 Hồi quy 9.730 1 9.730 47.387 .000b Phần dư 13.141 64 .205 Tổng cộng 22.871 65
a. Biến phụ thuộc: GTCAMNHAN
Bảng 4-22: Bảng tóm tắt các hệ số hồi quy của mơ hình nhóm A
a. Biến phụ thuộc: GTCAMNHAN
Ta được mơ hình nhóm A (R²= 0.425): F7 = 1.834 + 0.539*F6
• Kết quả chạy hồi quy đơn với phương pháp Enter của Kết quả thực hiện cảm
nhận và Giá trị cảm nhận khách hàng trong những khảo sát có kết quả trả lời là số năm mua sản phẩm ≥ 10 năm (nhóm B):
Bảng 4-23: Kết quả hồi quy mơ hình nhóm B
Mơ hình R R² R² điều chỉnh Ước lượng độ lệch chuẩn
1 .611a .373 .369 .43440
a. Các yếu tố dự đoán: (Hằng số), KQCAMNHAN
Bảng 4-24: Bảng phân tích phương sai ANOVAa nhóm B Mơ hình Tổng bình phương df Bình phương trung bình F Sig. 1 Hồi quy 15.939 1 15.939 84.464 .000b Phần dư 25.796 142 .189 Tổng cộng 41.735 143
a. Biến phụ thuộc: GTCAMNHAN
b. Các yếu tố dự đoán: (Hằng số), KQCAMNHAN
Bảng 4-25: Bảng tóm tắt các hệ số hồi quy của mơ hình nhóm B
a. Biến phụ thuộc: GTCAMNHAN
Ta được mơ hình nhóm B (R²= 0.373): F7 = 1.706 + 0.550*F6 Mơ hình
Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa
t Sig.
Thống kê đa cộng tuyến
B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận
của biến VIF
1
(Hằng số) 1.834 .295 6.224 .000
KQCAMNHAN .539 .078 .652 6.884 .000 1.000 1.000
Mơ hình
Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa
t Sig.
Thống kê đa cộng tuyến
B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận
của biến VIF
1
(Hằng số) 1.706 .231 7.385 .000
KQCAMNHAN .550 .060 .611 9.190 .000 1.000 1.000
• Kiểm định Chow : ; thay vào ta có
= 40.276; = 13.141; = 25.796, q = 2, n = 66+ 146 = 210 Kết quả ta tính được F = 3.542055 ~ p = 0.0307 < 0.05 kiểm định CHOW có ý nghĩa. Chấp nhận giả thiết H0 tức kinh nghiệm mua hàng là biến điều tiết theo
nhóm. So sánh R² và hệ số β của hai nhóm, ta kết luận, Kết quả thực hiện cảm nhận có tác động mạnh hơn đến giá trị cảm nhận khách hàng khi khách hàng có ít kinh
CHƯƠNG 5
KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ
Giới thiệu:
Chương 4 đã nêu lên các kết quả nghiên cứu chính cũng như một số lưu ý cho doanh nghiệp từ các kết quả khảo sát và nghiên cứu. Mục đích của chương 5 là (1) tóm tắt lại các kết quả chính, các đóng góp về lý thuyết và phương pháp cùng với ý nghĩa của mơ hình nghiên cứu đối với các nhà quản trị ngành kinh doanh thuốc lá
điếu nói chung và Cơng ty Thuốc lá Sài Gịn nói riêng cũng như các nhà nghiên cứu
về lĩnh vực thuốc lá điếu; (2) nêu ra các hạn chế của nghiên cứu và đề xuất hướng
nghiên cứu tiếp theo.
5.1. Ý nghĩa và kết luận:
Đây là nghiên cứu chính thức đầu tiên tại TP. Hồ Chí Minh về các yếu tố tạo
nên giá trị khách hàng đối với việc cung cấp sản phẩm thuốc lá điếu. Từ đó, chúng ta có cái nhìn tổng quan hơn về các nhân tố có vai trị thiết yếu trong việc đem lại giá trị cao nhất cho khách hàng trong lĩnh vực kinh doanh thuốc lá điếu TP. Hồ Chí Minh.
Khách hàng là tài sản vô cùng quan trọng đối với mỗi doanh nghiệp và khách hàng chính là tương lai của doanh nghiệp. Mấu chốt cho sự tồn tại của doanh nghiệp là đem lại giá trị cao nhất cho khách hàng. Tuy nhiên, không phải doanh
nghiệp nào cũng làm tốt điều này. Để làm được điều này, trước hết doanh nghiệp
phải nhận diện được các nhân tố tạo ra giá trị cảm nhận khách hàng.
Mục tiêu chính của đề tài là xác định các nhân tố tạo ra giá trị cảm nhận khách hàng đối với việc cung cấp sản phẩm thuốc lá điếu của Công ty Thuốc lá Sài Gòn. Các kết quả nghiên cứu trong đề tài cho thấy rằng giá trị cảm nhận khách hàng được hình thành từ kết quả thực hiện được cảm nhận bởi khách hàng - là yếu tố chịu sự tác động của năm nhân tố: kỹ năng giao tiếp của nhân viên, kỹ năng chuyên môn của nhân viên, khả năng định hướng khách hàng của nhân viên, sự đổi mới của
trong hồi quy cho biết, 56% giá trị biến thiên của kết quả thực hiện được cảm nhận bởi khách hàng được giải thích bởi 05 nhân tố trên. Như vậy, có thể có một số yếu tố khác ngoài 05 nhân tố trên tác động đến kết quả thực hiện được cảm nhận bởi
khách hàng.
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy các giả thuyết H1b, H1c, H1d và H1e được chấp nhận, nghĩa là có mối quan hệ cùng chiều giữa kết quả thực hiện được cảm
nhận bởi khách hàng và các nhân tố: kỹ năng chuyên môn của nhân viên, khả năng
định hướng khách hàng của nhân viên, sự đổi mới của doanh nghiệp và danh tiếng
của doanh nghiệp. Giả thuyết H1a bị bác bỏ, nghĩa là kỹ năng giao tiếp của nhân viên khơng hoặc ít tác động đến kết quả thực hiện được cảm nhận bởi khách hàng. Kết quả phân tích R2 điều chỉnh trong hồi quy cũng cho biết, chỉ có 38,3% giá trị biến thiên của giá trị cảm nhận khách hàng được giải thích. Như vậy, có thể có một số yếu tố khác ngoài nhân tố kết quả thực hiện được cảm nhận bởi khách hàng tác
động đến giá trị cảm nhận bởi khách hàng.
Kết quả nghiên cứu này khác với nghiên cứu trước đây của La và cộng sự
(2005), tuy nhiên nghiên cứu cũng phù hợp với đặc điểm, điều kiện thị trường Việt Nam. Yếu tố kỹ năng giao tiếp của nhân viên khơng có ảnh hưởng rõ ràng đến kết
quả thực hiện được cảm nhận bởi khách hàng đối với việc cung cấp sản phẩm thuốc lá điếu của Cơng ty Thuốc lá Sài Gịn trên địa bàn Tp.HCM. Vì lĩnh vực kinh doanh thuốc lá điếu đã phát triển từ rất lâu tại Việt Nam, đồng thời phần lớn các khách
hàng đã giao dịch với công ty trong thời gian dài (phần lớn trên 10 năm) cho nên kỹ năng giao tiếp của nhân viên đã khơng cịn giữ vai trò đáng kể.
Kết quả phân tích hồi quy cũng cho thấy nhân tố quan trọng nhất, có tầm ảnh hưởng mạnh nhất đến kết quả thực hiện được cảm nhận bởi khách hàng là sự đổi
mới của doanh nghiệp (hệ số Beta = 0.412), điều đó có nghĩa là thành phần này có mức độ tác động lớn nhất đến kết quả thực hiện cảm nhận và từ đó tác động đến giá trị cảm nhận của khách hàng. Như vậy, khi khách hàng cảm nhận rằng công ty luôn
nỗ lực đổi mới, sáng tạo trong việc cung cấp sản phẩm thì giá trị cảm nhận khách
hàng sẽ tăng lên tương ứng.
Nhân tố tác động mạnh thứ hai đến giá trị cảm nhận khách hàng là nhân tố Định hướng khách hàng (hệ số Beta = 0.27), có nghĩa là ngoài danh tiếng ra thì
khách hàng cũng đặc biệt chú ý đến thái độ luôn hướng đến khách hàng của nhân
viên. Khi khách hàng cảm thấy nhân viên luôn cố gắng làm thỏa mãn nhu cầu của họ thì giá trị cảm nhận của họ về việc cung cấp sản phẩm thông qua kết quả thực hiện cảm nhận sẽ gia tăng.
Kế tiếp là nhân tố danh tiếng của cơng ty có tác động thứ 3 đến giá trị cảm
nhận khách hàng (hệ số Beta = 0.192). Như vậy, khi khách hàng cảm nhận danh tiếng của cơng ty là tốt thì giá trị cảm nhận khách hàng về cung cấp sản phẩm thông qua kết quả thực hiện cảm nhận sẽ tăng.
Cuối cùng là nhân tố kỹ năng chuyên môn của nhân viên có tác động yếu nhất