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) .011 .271 .041 .967 GIAOTIEP .036 .042 .041 .855 .394 .929 1.076 CHUYENMON .129 .054 .122 2.382 .018 .807 1.239 DINHHUONG .282 .059 .270 4.781 .000 .658 1.520 DANHTIENG .176 .051 .192 3.474 .001 .686 1.458 DOIMOI .389 .050 .412 7.736 .000 .741 1.349
Kết quả hồi quy tuyến tính bội ở bảng 4.18 cho thấy mơ hình có R²=0.57 và R² hiệu chỉnh là 0.56, nghĩa là mơ hình tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức 56% hay mơ hình đã giải thích được 56% sự biến thiên của biến phụ thuộc (Kết quả thực hiện cảm nhận). Bảng 4.20 cho thấy mơ hình khơng bị vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến do hệ số VIF đều gần 1 và < 10. Mặt khác, phân tích ANOVA cho thấy thông số F đạt giá trị 54.187 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, các biến độc lập trong mơ hình có quan hệ với biến phụ thuộc (Kết quả thực hiện cảm nhận)
Ngồi ra, bảng 4.20 cịn cho thấy 5 biến độc lập đều có tác động dương (hệ số β dương) lên biến phụ thuộc (kết quả thực hiện cảm nhận) với mức ý nghĩa Sig=0.000 (rất nhỏ) ở hầu hết các biến ngoại trừ hằng số và biến GIAOTIEP là khơng có ý nghĩa thống kê do mức ý nghĩa Sig. = .394 > .05. Do đó, nghiên cứu có thể kết luận rằng các giả thiết H1b, H1c, H1d, H1e được chấp nhận và giả thiết H1a bị bác bỏ.
Phương trình hồi quy của mơ hình (1) được trích theo hệ số Beta chuẩn hóa có dạng như sau: F6 = 0.122*F2 + 0.27*F3 + 0.412*F4 + 0.192*F5 (*)
4.3.3.2 Kết quả phân tích hồi quy mơ hình (2)
Bảng 4-17: Kết quả hồi quy mơ hình (2)
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) (2)
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 nhậncủa biến VIF
1 (Constant) 1.769 .181 9.780 .000
KQCAMNHAN .541 .047 .622 11.443 .000 1.000 1.000
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 thông 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 hợp với tập dữ liệu.
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 công 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 chun mơn 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 đốn trên trục hồnh. Nếu giả định liên hệ tuyến tính và phương sai bằng nhau được thỏa
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): “Thơng 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 kích thước mẫu):
(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 Công 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 khơng? 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 đốn: (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
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 nhậncủa biến VIF
1
(Hằng số) 1.834 .295 6.224 .000
KQCAMNHAN .539 .078 .652 6.884 .000 1.000 1.000
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 bìnhphương 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
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 a. Biến phụ thuộc: GTCAMNHAN
• 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 nghiệm mua hàng hơn.
Giới thiệu:
CHƯƠNG 5
KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ
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 vơ 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 doanh nghiệp và danh tiếng của doanh nghiệp. Kết quả phân tích R2 điều chỉnh
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 ngồi 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 không 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