Sau khi ựánh giá toàn bộ các thang ựo lường thông qua hệ số Cronbach Alpha. Bước tiếp theo chúng ta tiếp tục phân tắch nhân tố khám phá EFA. đây là một phương pháp phân tắch thống kê dùng ựể rút gọn một tập gồm nhiều biến quan sát phụ thuộc lẫn nhau thành một tập biến ắt hơn ựể chúng có ý nghĩa hơn nhưng vẫn chứa ựựng hầu hết nội dung thông tin của tập biến ban ựầu. Trong phân tắch EFA thì kắch thước mẫu phải ựạt tối thiểu 50 và tỉ lệ quan sát/ biến ựo lường là 5:1, có nghĩa là 1 biến ựo lường cần tối thiểu là 5 quan sát (Hair & ctg (2006) trắch trong Nguyễn đình Thọ (2011, trang 398)). Nghiên cứu gồm có: 33 biến ựo lường x 5 = 165 quan sát, mẫu gồm 167>165 như vậy ựạt yêu cầu ựể phân tắch EFA. Ngồi ra khi phân tắch nhân tố người ta cịn xem xét kết quả của kiểm ựịnh Bartlett và KMO.
Kiểm ựịnh Bartlett xem xét giả thuyết Ho: các biến khơng có quan hệ tương quan trong tổng thể. Kiểm ựịnh này có ý nghĩa khi mà sig <0,05 nghĩa là bác bỏ giả thiết Ho: các biến khơng có quan hệ tương quan trong tổng thể. Kiểm ựịnh KMO cho biết sự thắch hợp của EFA, KMO >0,5 thì sử dụng EFA là thắch hợp (Nguyễn đình Thọ, 2011, trang 397).
4.4.1 Phân tắch nhân tố cho các biến ựộc lập:
Các biến ựộc lập ựược ựưa vào chạy EFA có tổng cộng 26 biến quan sát. Sử dụng phép trắch Principal Components cùng với phép quay vng góc Varimax. Sau khi chạy EFA ta ựược bảng kết quả dưới ựây (xem thêm phụ lục 5):
Bảng 4.11: Kết quả chạy EFA các biến ựộc lậpBiến quan Biến quan sát Nhân tố 1 2 3 4 5 P5 .843 P2 .836 P3 .805 P1 .801 P6 .792 P4 .611 E5 .841 E6 .820 E4 .626 E2 .624 E1 .504 E3 U4 .757 U3 .706 U8 .624 U2 .593 U5 U7 T2 .714 T5 .700 T3 .694 T1 .694 T4 .690 U1 .790 U9 .731 U6 .639
đầu tiên ta xem xét các ựiều kiện ựể phân tắch EFA thông qua phép kiểm ựịnh KMO và Bartlett. Hệ số KMO = 0,86 nằm trong khoảng từ (0,1) cho thấy phân tắch EFA là phù hợp. Bên cạnh ựó kết quả kiểm ựịnh Bartlett cho kết quả sig = 0,000 <0,05: kiểm ựịnh này có ý nghĩa thống kê nghĩa là các biến có tương quan nhau trong tổng thể (bác bỏ giả thiết Ho).
Kết quả chạy EFA từ 4 nhân tố ban ựầu tương ựương với 26 biến quan sát ựược tách thành 5 nhân tố với 23 biến quan sát có phương sai trắch là 61,017%. Cho biết 61,017% biến thiên của dữ liệu ựược giải thắch bởi 5 nhân tố. Tổng phương sai trắch là 61,017% > 50% là ựạt yêu cầu và mơ hình EFA là phù hợp (Nguyễn đình Thọ, 2011, trang 403). Ngồi ra, trọng số nhân tố của 24 biến quan sát rút ra từ phân tắch EFA lớn hơn 0,5 là giá trị chấp nhận ựược (Nguyễn đình Thọ, 2011, trang 402). Thang ựo mới sau khi chạy EFA như sau:
Bảng 4.12: Thang ựo các nhân tố ảnh hưởng tới ý ựịnh mua hàng qua mạng sau khi chạy EFA
Biến quan sát
Diễn giải
Nhân tố 1: Nhận thức về rủi ro liên quan ựến sản phẩm khi mua hàng qua mạng
P1 Sản phẩm nhận ựược không như mong ựợi P2 Chất lượng sản phẩm không giống với quảng cáo P3 Tốn thời gian công sức khi sản phẩm bị lỗi phải ựổi trả
P4 Tìm thấy sản phẩm khác có chất lượng tương ựương hoặc cao hơn với giá rẻ hơn P5 Mua nhầm sản phẩm giả, kém chất lượng
P6 Nhìn chung là có rủi ro liên quan ựến sản phẩm khi mua hàng qua mạng
Nhân tố thứ 2: Nhận thức tắnh dễ sử dụng
E1 Dễ dàng trong việc học cách sử dụng E2 Dễ dàng trong việc tìm thấy cái mình muốn E4 Dễ dàng thao tác khi ựặt hàng
E5 Mua hàng qua mạng khơng ựịi hỏi các kỹ năng phức tạp E6 Nhìn chung mua hàng qua mạng là dễ dàng
Nhân tố thứ 3: Nhận thức về tắnh hữu ắch liên quan thông tin khi mua hàng qua mạng
U2 Giúp có ựược giá thấp hơn so với mua hàng trực tiếp tại các cửa hàng U3 Giúp tìm kiếm thơng tin về sản phẩm với thời gian nhanh nhất U4 Giúp có ựược sự so sánh giá tốt về sản phẩm
U8 Thông tin giá cả ựược cập nhật kịp thời, chắnh xác
Nhân tố thứ 4: Nhận thức về rủi ro khi giao dịch mua hàng qua mạng
T1 Thông tin của khách hàng không ựược bảo mật khi giao dịch qua mạng
T2 Không an tâm khi thanh toán qua thẻ tắn dụng hoặc chuyền tiền trước khi nhận hàng
T3 Khó khăn khi hủy lệnh ựặt hàng ựã ựặt
T4 Thiệt hại tài chắnh khi tiền ựã trả nhưng nhà cung cấp từ chối ựáp ứng T5 Nhìn chung có rủi ro khi giao dịch trực tuyến
Nhân tố 5: Nhận thức về tắnh hữu ắch liên quan hiệu quả khi mua hàng qua mạng
U1 Giúp tiết kiệm thời gian
U6 Giúp nhanh ựạt ựược mục ựắch mua sắm U9 Mua hàng qua mạng là hữu ắch
Nhân tố 1, 2, 4 tương ứng với thang ựo nhận thức về rủi ro liên quan ựến sản phẩm khi mua hàng qua mạng, nhận thức tắnh dễ sử dụng và nhận thức về rủi ro khi giao dịch mua hàng qua mạng vẫn giữ nguyên các biến quan sát sau khi chạy EFA. Nhân tố 3,5 ựược tách từ thang ựo nhận thức tắnh hữu ắch khi mua hàng qua mạng ban ựầu. Sau khi kiểm tra nội dung của hai thang ựo mới, ta ựặt tên nhân tố thứ 3: thang ựo nhận thức về tắnh hữu ắch liên quan thông tin khi mua hàng qua mạng và nhân tố thứ 5: thang ựo nhận thức về tắnh hữu ắch liên quan hiệu quả khi mua hàng qua mạng. Như vậy thang ựo tắnh hữu ắch khi ựo lường tại Việt Nam tách ra thành hai thang ựo thành phần.
4.4.2 Phân tắch nhân tố cho biến phụ thuộc:
Biến phụ thuộc có tổng cộng 6 biến quan sát. Sau khi ựưa vào chạy phân tắch EFA ựược kết quả như bảng sau (xem thêm phụ lục 5):
Bảng 4.13: Kết quả chạy EFA biến phụ thuộcBiến quan sát Biến quan sát Nhân tố 1 I7 .871 I1 .802 I2 .801 I3 .800 I5 .773 I4 .696 I6 .640
Hệ số KMO = 0,872 nằm trong khoảng từ (0,1) cho thấy phân tắch EFA là phù hợp. Bên cạnh ựó kết quả kiểm ựịnh Bartlett cho kết quả sig = 0,000 <0,05: kiểm ựịnh này có ý nghĩa thống kê nghĩa là các biến có tương quan nhau trong tổng thể (bác bỏ giả thiết Ho). Chỉ có một nhân tố ựược trắch ra và trọng số nhân tố của các biến quan sát ựều lớn hơn 0,5. Phương sai trắch là 59,626% >50% là ựạt yêu cầu và mơ hình EFA là phù hợp.
4.4.3 Mơ hình nghiên cứu ựiều chỉnh
Nhận thức về tắnh dễ sử dụng
Nhận thức về tắnh hữu ắch liên quan thông tin
Ý ựịnh mua hàng Nhận thức về tắnh hữu ắch liên quan hiệu quả
Nhận thức về rủi ro liên quan ựến sản phẩm
Nhận thức về rủi ro liên quan mua hàng qua mạng
Hình 4.6: Mơ hình nghiên cứu ựiều chỉnh sau khi chạy EFA
Các giả thuyết của mơ hình nghiên cứu như sau:
H1: Nhận thức tắnh dễ sử dụng có ảnh hưởng cùng chiều tới ý ựịnh mua hàng qua mạng.
H2: Nhận thức tắnh hữu ắch liên quan tới thơng tin có ảnh hưởng cùng chiều tới ý ựịnh mua hàng qua mạng.
H3: Nhận thức tắnh hữu ắch liên quan tới hiệu quả có ảnh hưởng cùng chiều tới ý ựịnh mua hàng qua mạng.
H4: Nhận thức tắnh rủi ro liên quan ựến sản phẩm có ảnh hưởng ngược chiều tới ý ựịnh mua hàng qua mạng
H5: Nhận thức tắnh rủi ro liên quan ựến giao dịch mua hàng qua mạng có ảnh hưởng ngược chiều tới ý ựịnh mua hàng qua mạng
4.5Phân tắch hồi quy
Trước khi thực hiện việc phân tắch hồi quy ựể kiểm ựịnh các giả thuyết của mơ hình nghiên cứu, ta tiến hành tắnh trung bình của các biến ựo lường các nhân tố trong mơ hình. Theo ựó các thành phần của thang ựo ựược tắnh trung bình và ựược ựặt tên gồm HUUICHTT: thang ựo nhận thức tắnh hữu ắch của thông tin, HUUICHHQ: thang ựo nhận thức tắnh hữu ắch của hiệu quả, DESUDUNG: thang ựo nhận thức tắnh dễ sử dụng, RRSP: thang ựo nhận thức rủi ro liên quan sản phẩm và dịch vụ, RRGD: thang ựo nhận thức rủi ro khi giao dịch qua mạng và YDINH: thang ựo ý ựịnh mua hàng qua mạng. Mơ hình tuyến tắnh ựược thể hiện như phương trình sau:
YDINH=β0 + β1HUUICHTT + β2HUUICHHQ + β3DESUDUNG + β4RRSP + β5RRGD
Trong ựó :
YDINH : Ý ựịnh mua hàng qua mạng
HUUICHTT : Tắnh hữu ắch của thông tin khi mua hàng qua mạng HUUICHHQ : Tắnh hữu ắch của hiệu quả khi mua hàng qua mạng DESUDUNG: Tắnh dễ sử dụng
RRSP : Rủi ro về sản phẩm và dịch vụ khi mua hàng qua mạng RRGD: Rủi ro liên quan ựến việc giao dịch qua mạng
β0 : hằng số hồi quy
β1, β2, β3, β4, β5 : trọng số hồi quy
đầu tiên ta xem xét mối quan hệ tương quan giữa các biến ựộc lập và biến phụ thuộc (xem phụ lục 6). Nếu như có quan hệ tương quan thì là ựiều kiện cần cho việc phân tắch hồi quy. Với giả thiết H0 : khơng có mối quan hệ tương quan giữa các biến ựộc lập và biến phụ thuộc; H1: có mối quan hệ tương quan giữa các biến ựộc lập và biến phụ thuộc. Theo kết quả từ bảng phân tắch tương quan thì biến RRSP có giá trị sig (RRSP) =0,263 lớn hơn 0,05 tức là chấp nhận giả thiết H0 : khơng có mối quan hệ tương quan giữa biến RRSP ựối với YDINH. Biến RRGD có giá trị sig (RRGD) =0,052 > 0,05 theo lý thuyết thì ta sẽ loại biến này khi chạy hồi quy. Tuy
nhiên tác giả cho rằng biến này có giá trị về mặt nội dung và sự chênh lệch cũng khơng q lớn do ựó tác giả quyết ựịnh giữ lại biến RRGD khi chạy hồi quy. đối với ba biến còn lại DESUDUNG, HUUICHTT và HUUICHHQ có giá trị sig nhỏ hơn 0,05 nghĩa là bác bỏ giả thiết H0 chấp nhận giả thiết H1 : các biến này có mối quan hệ tương quan với nhau. Do ựó khi chạy hồi quy ta tiến hành chạy bốn biến ựộc lập RRGD, DESUDUNG, HUUICHTT và HUUICHHQ và biến phụ thuộc YDINH.
Bảng 4.14: Kết quả chạy phân tắch tương quan giữa các biến ựộc lập và các biến phụ thuộc
RRSP YDINH DESUDUNG RRGD HUUICHTT HUUICHHQ
YDINH Hệ số tương quan Pearson .087 1 .474 .151 .523 .456 Mức ý nghĩa .263 .000 .052 .000 .000 Tổng 167 167 167 167 167 167
Bảng 4.15: Kết quả chạy hồi quy lần 1
Mơ hình Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa t Mức ý nghĩa Thống kê cộng tuyến B Sai lệch chuẩn Dung sai VIF 1 Hằng số hồi quy .999 .299 3.341 .001 RRGD -.007 .056 -.008 -.125 .901 .921 1.085 DESUDUNG .203 .077 .210 2.621 .010 .625 1.600 HUUICHTT .297 .076 .311 3.905 .000 .630 1.588 HUUICHHQ .188 .072 .200 2.607 .010 .683 1.464
Biến phụ thuộc: YDINH
50
Ba biến ựộc lập của mơ hình gồm nhận thức tắnh dễ sử dụng, nhận thức tắnh hữu ắch của thông tin và nhận thức tắnh hữu ắch của hiệu quả có sig nhỏ hơn 0,05 nghĩa là mẫu có ựại diện cho tổng thể. Biến RRGD có giá trị sig 0,901 >0,05 nghĩa là mẫu khơng có ựại diện cho tổng thể bị loại ra khỏi phương trình hồi quy. Tiếp theo ta chạy lại hồi quy ựể xác ựịnh mơ hình hồi quy cuối cùng (xem thêm phụ lục 6).
Bảng 4. 16: Kết quả chạy hồi quy lần 2
Mơ hình Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa t Mức ý nghĩa Thống kê cộng tuyến B Sai lệch chuẩn Dung sai VIF 1 Hằng số hồi quy .984 .274 3.595 .000 DESUDUNG .201 .076 .208 2.644 .009 .642 1.558 HUUICHTT .297 .076 .311 3.918 .000 .633 1.580 HUUICHHQ .187 .072 .199 2.613 .010 .684 1.463
Biến phụ thuộc: YDINH Hệ số R2 hiệu chỉnh = .34
Bảng ANOVA cũng cho sig nhỏ hơn 0,05 do ựó mà sự tồn tại của mơ hình này là phù hợp. Hệ số R2 ựiều chỉnh bằng 34% có nghĩa là 34% sự biến thiên của biến thuộc YDINH ựược giải thắch bởi ba biến ựộc lập DESUDUNG, HUUICHTT, HUUICHHQ. Phương trình hồi quy thể hiện mức ựộ ảnh hưởng của các nhân tố lên ý ựịnh mua hàng qua mạng thơng qua hệ số Bêta chuẩn hóa như sau:
YDINH = 0,208 * DESUDUNG + 0,311 * HUUICHTT + 0,199 * HUUICHHQ
Kết quả phương trình hồi quy cho thấy nhận thức tắnh hữu ắch của thông tin tác ựộng mạnh nhất lên ý ựịnh mua hàng qua mạng với trọng số hồi quy là 0,311
tiếp ựến là nhận thức tắnh dễ sử dụng có trọng số hồi quy là 0,208 và cuối cùng là nhận thức tắnh hữu ắch của hiệu quả là 0,199.
4.6Kiểm ựịnh giả thiết
Từ kết quả của phân tắch hồi quy, ta có ựược kết luận về các giả thuyết nghiên cứu ựề ra.
Giả thiết H1: Nhận thức tắnh dễ sử dụng ảnh hưởng dương lên ý ựịnh mua hàng qua mạng. Trọng số hồi quy là 0,208 và mức ý nghĩa sig = 0,009 <0,05. Do ựó mà giả thiết này ựược chấp nhận.
Giả thiết H2: Nhận thức tắnh hữu ắch của thông tin ảnh hưởng dương lên ý ựịnh mua hàng qua mạng. Trọng số hồi quy là 0,311 và mức ý nghĩa sig =0,000 <0,05. Do ựó mà giả thiết này ựược chấp nhận.
Giả thiết H3: Nhận thức tắnh hữu ắch của hiệu quả ảnh hưởng dương tới ý ựịnh mua hàng qua mạng. Trọng số hồi quy là 0,208 và mức ý nghĩa sig =0,01<0,05. Do ựó mà giả thiết này ựược chấp nhận.
Giả thiết H4: Nhận thức tắnh rủi ro liên quan ựến sản phẩm khơng có ảnh tới ý ựịnh mua hàng qua mạng (sig =0,263 > 0,05). Do ựó giả thiết này bị bác bỏ.
Giả thiết H5: Nhận thức tắnh rủi ro liên quan ựến giao dịch mua hàng qua mạng khơng có ảnh hưởng tới ý ựịnh mua hàng qua mạng (sig = 0,901 > 0,05). Do ựó mà giả thiết bị bác bỏ.
4.7Phân tắch ảnh hưởng của các biến ựịnh tắnh lên các nhân tố ảnh hưởng ựếný ựịnh mua hàng qua mạng ý ựịnh mua hàng qua mạng
4.7.1 Về giới tắnh:
Phép kiểm ựịnh Independent Simple T-test ựể kiểm ựịnh giữa một biến ựịnh lượng và một biến ựịnh tắnh (gồm hai nhóm nam và nữ). Các câu hỏi nghiên cứu như sau:
- Q1: Có sự khác biệt về nhận thức tắnh dễ sử dụng giữa khách hàng nam và khách hàng nữ khơng?
- Q2: Có sự khác biệt về nhận thức tắnh hữu ắch của thông tin giữa khách hàng nam và khách hàng nữ khơng?
- Q3: Có sự khác biệt về nhận thức tắnh hữu ắch của hiệu quả giữa khách hàng nam và khách hàng nữ khơng?
- Q4: Có sự khác biệt về ý ựịnh mua hàng qua mạng giữa khách hàng nam và khách hàng nữ không?
Theo kết quả thu ựược (xem phụ lục 7), mẫu gồm có 72 nam và 95 nữ. đầu tiên ta kiểm ựịnh phương sai của hai mẫu nam và nữ. Phép kiểm ựịnh này cho thấy giá trị sig(YDINH) = 0,521, sig(DESUDUNG) = 0,701, sig(HUUICHTT) = 0,946, sig(HUUICHHQ) = 0,259 ựều lớn hơn 0,05 do ựó ta chấp nhận giả thiết phương sai của hai mẫu giống nhau. Do ựó trong phép kiểm ựịnh t chúng ta xem kết quả của dòng Equal variances assumed (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008, trang 138). Các giá trị sig ựều lớn hơn 0,05 có nghĩa là khơng có sự khác biệt về ý ựịnh mua hàng, nhận thức tắnh dễ sử dụng, nhận thức sự hữu ắch của thông tin, nhận thức sự hữu ắch của hiệu quả mua hàng qua mạng ựối với hai nhóm khách hàng nam và nữ.
4.7.2 Về ựộ tuổi
độ tuổi trong nghiên cứu gồm có 5 nhóm. Như vậy ựể so sánh trung bình của 3 ựám ựơng trở lên thì ta dùng phép kiểm ựịnh ANOVA. Ta có các câu hỏi nghiên cứu như sau:
- Q1: Có sự khác biệt về nhận thức tắnh dễ sử dụng giữa các nhóm tuổi khơng? - Q2: Có sự khác biệt về nhận thức tắnh hữu ắch của thơng tin giữa các nhóm
- Q3: Có sự khác biệt về nhận thức tắnh hữu ắch của hiệu quả giữa các nhóm