Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. 0.804 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 1289.530 df 78 Sig. 0.000 25
Trình bày kết quả hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) và kiểm định Bartlett. Hệ số KMO là 0,893 chứng tỏ phân tích nhân tố khám phá là thích hợp. Kiểm định Bartlett với mức ý nghĩa thống kê là 0,000 (Sig Bartlett’s Test < 0.05), tức là các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể. Do đó, phân tích nhân tố khám phá là phù hợp để kiểm định thang đo.
Bảng 2. 5 Bảng kết quả phân tAch nhân tố khám phá biến độc lập
Thành phần Hệ tải nhân tố 1 2 3 Baobi3 0.815 Sanpham3 0.805 Sanpham2 0.793 Sanpham1 0.772 Baobi1 0.714 Baobi2 0.656 Giaca1 0.615 Giaca2 0.809 Giaca4 0.758 Phanphoi2 0.756 Chieuthi3 0.807 Chieuthi4 0.725 26
Chieuthi2 0.719
Eigenvalue
6.049 1.358 1.150
Phương sai trích (%)
46.531 10.499 8.843
Phương sai tích lũy (%)
46.531 56.980 65.823
KMO=0.804
Kiểm định Bartlett’s: Sig.= 0.000
Kết quả phân tích nhân tố khám phá được thể hiện ở bảng cho thấy 4 nhân tố được hình thành sau khi loại bỏ các biến quan sát có hệ số tải nhân tố < 0,5 (phanphoi1, phanphoi3, giaca3 , chieu thi1). Phương sai trích là 65.823 (lớn hơn 50%) với hệ số Eigenvalue của tất cả các nhân tố đều lớn hơn 1 đạt yêu cầu so với tiêu chuẩn.
Kết quả phân tích nhân tố khám phá được thể hiện ở bảng 4 cho thấy phép trích được một nhân tố với 3 biến quan sát và phương sai trích tích kũy được là 65.823% (lớn hơn 50%). Hệ số KMO = 0.804 (giữa 0,5 và 1). Kết quả này chỉ ra rằng các biến quan sát trong tổng thể có mối tương quan với nhau và phân tích nhân tố (EFA) là thích hợp. Như vậy, sau khi phân tích nhân tố EFA ta thấy rằng mơ hình lý thuyết ban đầu đề ra là phù hợp với nghiên cứu. Các biến độc lập và biến phụ thuộc đã đạt được độ tin cậy và tính giá trị dˆ sử dụng cho các phân tích tiếp theo.
Bảng 2. 6 Bảng kết quả phân tAch nhân tố biến phụ thuộc
Thành phần Hệ số tải
1
Yếu tố quyết định mua
YTQDM3 0.847
YTQDM4 0.840
YTQDM2 0.832
YTQDM1 0.743
Eigenvalue 2.668
Phương sai tích lũy (%) 66.707
KMO= 0.747
Kiểm định Bartlett’ sig.= 0.00
Như vậy có thể thấy tất cả các thang đo đã đạt giá trị phân biệt và giá trị hội tụ rõ rệt. Dựa vào kết quả này, lệnh Transform/Computer Variable/Mean được sử dụng để nhóm các biến quan sát đạt yêu cầu thành 5 nhân tố độc lập gồm có sanpham, giaca, phan phoi, chieuthi, baobi như bảng trên đã trình bày và 1 nhân tố phụ thuộc YTQDM. Các nhân tố đại diện này sẽ được sử dụng trong bước xây dựng phương trình hồi quy tiếp theo.
2.5 Phân tích tương quan và hồi quy
2.5.1 Phân tích tương quan
Để xem xét các mối quan hệ tương quan tuyến tính giữa các biến độc lập sanpham, giaca, chieuthi và biến phụ thuộc YTQDM, kiểm định hệ số tương quan Pearson được sử dụng. Kết quả phân tích tương quan cho thấy tất cả các biến đều có tương quan với nhau tại mức ý nghĩa 1% như bảng đã trình bày. Giá trị Sig tơ màu cam đều nhỏ hơn 0,05 nghĩa là biến độc lập có tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc.
Bảng 2. 7 Biểu đồ phân tAch
YTQDM Sanpham Giaca chieuthi
YTQDM Pearson Correlation 1 .642** .533** .578** Sig. (2-tailed) .000 .000 .00 N 171 171 171 171 Sanpham Pearson Correlation .642** 1 .563** .490** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 N 171 171 171 171 28
Giaca Pearson Correlation .533** .563** 1 .448** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 N 171 171 171 171 Chieuthi Pearson Correlation .573** .490** .448** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 N 171 171 171 171
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
2.5.2 Phân tích hồi quy
Thực hiện phân tích hồi quy tuyến tính bội, vào Analyze > Regression > Linear: Xem xét đa cộng tuyết:
Căn cứ vào mơ hình ngun cứu lý thuyết, ta có phương trình hồi quy đa biến diˆn tả các nhân tố ảnh hưởng đến Yếu tố quyết định mua là:
YTQDM= B + B Sanpahm + B * giaca + B * chieuthi0 1* 2 3
Trong mơ hình hồi quy đa biến, chúng ta giả thuyết các biến giải thích của mơ hình khơng có hiện tượng đa cộng tuyến. Muốn kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến ta xem xét các hệ số phóng đại phương sai (VIF) và giá trị dung sai (Tolerance). Hệ số phóng đạo phương sai ở bảng … của các biến đều nhỏ hơn 10 và dung sai của các biến ddefu bé hơn 2 cho thấy hiện tượng đa cộng tuyến rất thấp.
Bảng 2. 8 Bảng kết quả phân tAch hồi quy
Biến Hệ số chưa Hệ số t Sig Hệ số đa cộng tuyến
chuẩn hóa chuẩn hóa
B Sai s1 chu@n
Beta Tolerance VIF
Hằng số 0.812 0.246 3.295 0.001
Sanpham 0.385 0.067 0.394 5.768 0.000 0.612 1.634
Giaca 0.160 0.061 0.174 2.605 0.010 0.644 1.554
Chieuthi 0.272 0.056 0.307 4.866 0.000 0.717 1.395
Bi0n phụ thuộc: YTQDM R^2: 0.723
Th1ng kê F (ANOVA): 61.003
M,c độ ý nghĩa ( Sig c:a Anova): 0.000 Hệ s1 Durbin – Waston: 2.380
-Về mức độ phù hợp của mơ hình (model summary): ta có hệ số R2 đã hiệu chỉnh bằng 0.723 có ý nghĩa là 72,3% sự biến thiên của YTQDM ( yếu tố quyết định mua ) được giản thích bởi sự biến thiên của 3 biến độc lập Sanpham, giaca, chieuthi.
- Về mối quan hệ của biến phụ thuộc và biến độc lập kiểm định F được sử dụng để xem xét biến phụ thuộc yếu tố quyết định mua có mối liên hệ tuyến tính với tồn bộ tập biến hay không. Kết quả kiểm định trị thống kê F từ bảng phân tích phương sai Anova với giá trị xích bằng 0.000 < (0.05) , điều này cho thấy khi mơ hình hồi quy đa biến đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu ở độ tin cậy 95% hay nói cách khác các biến độc lập có mối tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc.
- Về kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến việc kiểm tra được thơng qua nhân tố phóng đại phương sai VIF Theo quy tắc VIF < 3 là dấu hiệu cho thấy khơng có hiện tượng đa cộng tuyến kết quả cho thấy tất cả VIF có giá trị nhỏ hơn mức giới hạn (1.634; 1.554; 1.395) đều đạt u cầu vậy mơ hình hồi quy đa biến 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.
Bảng 2. 9 Biểu đồ tần số phần dư chuẩn hóa
- Khi xem xét về giả định về phân phối chuẩn của phần dư, theo biểu đồ tần số phần dư trên có thể thấy giá trị trung bình phần dư chuẩn hóa là 1.82x10-15 rất nhỏ, gần như bằng 0 và có độ lệch chuẩn lớn là 0.991 gần như 1. Như vậy, ta có thể khẳng định giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
- Ngồi ra, thơng qua biểu đồ tần số P-P ta cũng thấy rằng các chấm phân bố tương đối sát với đường chéo. Hơn thế nữa, theo biểu đồ phân tán ta có thể thấy phần dư phân tán ngẫn nhiên xung quanh đường đi qua tung độ 0 và khơng tạo ra được một hình dạng nào khác. Điều này chứng tỏ giả định phương sai không đổi của mơ hình hồi quy tuyến tính là khơng bị vi phạm.
Bảng 2. 10Bảng Tần số P-P
Bảng 2. 11 Biểu đồ phân tán
Như vậy, căn cứ vào các kết quả kiểm định trên có thể khẳng định rằng các giả định về hồi quy tuyến tính khơng bị vi phạm và mơ hình xây dựng phù hợp với tổng thể.
Bên cạnh đố, kết quả phân tích hồi quy cho thấy nhân tố phụ thuộc YTQDM ( yếu tố quyết định mua), có Sig là 0.000 < 0.05 nên có thể khẳng định các biến này có ý nghĩa trong mơ hình.
Qua kết quả phân tích hồi quy, chúng ta thấy có phương trình hồi quy đa biến của mơ hình khi đã chuẩn hóa diˆn tả các nhân tố ảnh hưởng đến YTQDM (Yếu tố quyết định mua) như sau:
YTQDM= 0.394*Sanpham+ 0.174*giaca+ 0.307*chieuthi
Trong đó:
YTQDM: Yếu tố quyết định mua Sanpham: sản phẩm
giaca: Giá cả chieuthi: Chiêu thị
Tóm lại, mơ hình sự tác động của các nhân tố đến yếu tố quyết định mua sữa TH True Milk được thể hiện như sau:
+0.394 + 0.174 + 0.307 34 YTQDM chieuthi giaca Sanpham
TÓM TẮT CHƯƠNG 2
Thơng qua chương 2 nhóm đã đưa ra được những kết quả nghiên cứu khi sử dụng các phương pháp nghiên cứu như: kiểm định độ tin cậy của thang đo bằng Crobach’s Alpha, phân tích nhân tố khám phá EFA, phân tích tương quan và hồi quy, và cuối cùng là kiểm định sự khác biệt giữa các nhóm bằng Oneway Anova, chạy kiểm định Independent – Sample T-Test. Ngồi ra, trong chương 2, nhóm cịn đưa ra được các biến có độ tin cậy cao hay khơng, có sự tương quan tuyến tính với nhau hay khơng, và phương sai giữa các lựa chọn của biến định tính có khác nhau hay khơng. Từ đó, đưa ra được các giải pháp cho đề tài nghiên cứu về mức độ hài lòng của khách hàng.
CHƯƠNG 3: KẾT LUẬN VÀ ĐỀ XUẤT GIẢI PHÁP3.1 Tóm tắt k0t qu2 nguyên c,u 3.1 Tóm tắt k0t qu2 nguyên c,u
Dựa vào các mơ hình nghiên cứu lý thuyết và những mơ hình nghiên cứu trước đây, nhóm đề xuất mơ hình với 6 nhân tố: Nhận thứ hiện hữu, nhận thức kiểm soát hành vi, chuẩn chủ quan, thái độ, nhận thức dˆ sử dụng, nhận thức rủi ro, niềm tin có ảnh hưởng đến mức độ hài lịng của khách hàng khi sử dụng sữa TH True Milk.
Nghiên cứu được thực hiện thơng qua hình thức sử dụng bảng câu hỏi làm công cụ nghiên cứu và khảo sát chủ yếu qua Interet bằng link khảo sát online. Sau khi khảo sát, số bảng khảo sát nhận được của nhóm nghiên cứu là 171 bảng, trong đó có 171 bảng khảo sát hợp lệ và yêu cầu của đề tài và nhóm đã tiến hành phân tích kết quả và phần mềm SPSS 25.
Kiểm định độ tin cậy của thang đo bằng Cronbach’s Alpha tổng của các nhóm đều lớn hơn 0,6 và hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều lớn hơn 0,3 cho thấy, thang đo được đo lường tốt và có độ tin cậy khá cao. Điều này cho thấy, các biến quan sát có sự tương quan tốt vain tổng thể thang đo, do đó, các thang đo cho khảo sát chính thức là đảm bảo độ tin cậy.
Phân tích nhân tố khám EFA ta thấy rằng hệ số KMO là 0,893 chứng tỏ phân tích nhân tố khám phá là thích hợp. Kiểm định Bartlett vain mức ý nghĩa thống kê là 0,000 (Sig Bartlett’s Test < 0.05), tức là các biến quan sát có tương quan vain nhau trong tổng thể. Kết quả phân tích nhân tố khám phá cho thấy một nhân tố và 3 biến quan sát và phương sai trích tích lũy được là 65.823% (lớn hơn 50%). Hệ số KMO = 0.804 (giữa 0,5 và 1). Kết quả này chỉ ra rằng các biến quan sát trong tổng thể có mối tương quan vain nhau và phân tích nhân tố (EFA) là thích hợp. Như vậy, sau khi phân tích nhân tố EFA ta thấy rằng mơ hình lý thuyết ban đầu đề ra là phù hợp và nghiên cứu. Các biến độc lập và biến phụ thuộc đã đạt được độ tin cậy và tính giá trị dˆ sử dụng cho các phân tích tiếp theo.
Kết quả phân tích tương quan cho thấy tất cả các biến đều có tương quan và nhau tại mức ý nghĩa 1% như đã trình bày. Giá trị Sig tơ màu cam đều nhỏ hơn 0,05 nghĩa là biến độc lập có tương quan tuyến tính vain biến phụ thuộc.
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy biến phụ thuộc là YTQĐM ( yếu tố quyết định mua) có giá trị Sig là 0.000 <0.05 nên có thể khẳng định các biến này có ý nghĩa trong mơ hình. Và khi chạy EFA đã loại được 2 biến độc lập là baobi ( Bao bì), phanphoi ( Phân phối) do khơng đạt u cầu.
Mơ hình hồi quy sau khi đã loại 2 yếu tố:
YTQDM= 0.394*Sanpham+ 0.174*giaca+ 0.307*chieuthi
Kết quả kiểm định sự khác biệt giữa các biến nhóm tuổi, nghề nghiệp, học vấn, thu nhập bằng Oneway anova cho thấy rằng: Sig. Levene của các đối tượng kiểm định đều lớn hơn 0,05 nên phương sai giữa các lựa chọn của biến định tính khơng khác nhau hay cịn gọi là đồng nhất. Riêng đối tượng “Biết đến thông qua” < 0,05 nên ta có bảng Robust tests of Equality of Means với Sig.= 0,002.
Suy ra có sự khác biệt trung bình của đối tượng kiểm định “Biết đến thơng qua” như sau: yếu tố ảnh hưởng cao nhất đến quyết định mua hàng của đối tượng kiệm định là “Người thân, bạn bè” với số Mean: 4,33 và thấp nhất là “Poster” với số Mean: 3,64
− Sig. Anova của các đối tượng kiểm định nghề nghiệp, thu nhập, bao bì và dung tích lần lượt là: 0,328; 0,125; 0,328; 0,125 > 0,05 nên khơng có sự khác biệt về yếu tố quyết đinh mua của những đáp viên thuộc các nhóm tuổi, nghề nghiệp, học vấn khác nhau.
− Sig. Anova của đối tượng kiểm định nhóm tuổi 0,019 < 0,05 nên có sự khác biệt trung bình về yếu tố quyết định mua của những đáp viên thuộc các nhóm thu nhập khác nhau.Với số Mean giảm dần theo nhóm tuổi ta có kết luận nhóm tuổi càng trẻ thì ảnh hưởng đến quyết định mua hàng cao hơn hóm tuổi già.
Kết quả kiểm định sự khác biệt giữa nhóm giới tính Independent – Sample T-Test cho thấy được rằng:
− Sig Levene của đối tượng kiểm định giới tính là 0,533 lớn hơn 0,05 nên phương sai giữa các lựa chọn của biến định tính khơng khác nhau hay cịn gọi là đồng nhất.
− Sig. T-Tesr của đối tượng kiểm định giới tính 0,476 > 0,05 nên khơng có sự khác biệt trung bình về ý định sử dụng của những đáp viên thuộc 2 nhóm giới tính khác nhau.
3.2 Một s1 đề xuất gi2i ph.p3.2.1 Hạn ch0 đề tài 3.2.1 Hạn ch0 đề tài
Kết luận của các nghiên cứu trước đây vẫn còn những sự khác biệt. Một trong những nguyên nhân gây ra sự khác biệt giữa kết quả của các nghiên cứu trước đây là do sự khác nhau về văn hóa giữa các quốc gia, các đối tượng được khảo sát nằm trong các độ tuổi khác nhau, nhóm cơng việc khác nhau. Do đó, cần tăng cường nghiên cứu chất lượng sản phẩm sữa trong các bối cảnh khác nhau.
Hạn chế chính của nghiên cứu liên quan đến kích cỡ mẫu nhỏ, vì vậy cần nghiên cứu tiếp theo cần thiết và cỡ mẫu lớn hơn để có thể xác định chính xác hơn cácnhân tố
ảnh hưởng đến mức độ hài lòng của khách hàng sử dụng sữa TH True Milk, giúp giảm các sai sốkhi phân tích do cỡ mẫu nhỏ.
3.1.2 Đề xuất gi2i ph.p
Trong nghiên cứu đã tìm ra được một số kết quả sẽ là những hàm ý quản lý hữu ích cho các thương hiệu sữa nói chung và sữa TH True milk nói riêng. Các nhà cung cấp sản phẩm sữa tươi khi phát triển nên xem xét một số kết quả liên quan của nghiên cứu. Để người tiêu dùng ra quyết định mua sản phẩm sữa của Th True Milk, theo quan điểm của khách hàng thì nhân tố sản phẩm là quan trọng nhất và sau đó là đến nhân tố giá cả và phân phối.
Đó là vì sản phẩm TH True Milk được người tiêu dùng yêu mến và tin dung, nhờ sữa ít đường tốt cho sức khỏe, hương vị ngon dˆ uống và chất lượng sữa tiệt trùng đảm bảo vệ sinh an tồn thực phẩm.
Thơng qua ngun cứu, chúng tôi xin dưa ra các giải pháp để làm tăng khả năng người tiêu dung mua sản phẩm TH True Milk hơn nữa, đó là:
- Ln kiểm định, kiểm tra kĩ lưỡng về mức độ an toàn vệ sinh thực phẩm sản phẩm sữa, để tăng độ tin tưởng về chất lượng đối với người tiêu dùng.
- Nắm bắt được nhu cầu thị yếu của người tiêu dùng, TH true milk nên thường xuyên cho ra mắt các sản phẩm sữa có hương vị mới, bao bì có màu sắc mới, để kích thích mức độ quan tâm đến sản phẩm và mức độ mua của người tiêu dùng. - Hạn chế tối đa chi phí để tang tính cạnh tranh với các đối thủ cạnh tranh khác,
để giá thành hợp lý hơn với đại đa số người tiêu dùng đều có thể mua và đưa ra quyết định mua nhanh hơn.
- Đẩy mạnh việc quảng bá sản phẩm sữa thông qua các kênh truyền thông như