Mơ hình Hệ sơ chưa ch̉n hóa Hệ sơ ch̉n hóa t Sig.
Thơng kê đa cộng tuyến
B Sai lệc chuẩn Beta Dung sai VIF
1 Hằng sô hồi quy 1.156 0.349 3.317 0.001 TT 0.200 0.061 0.205 3.297 0.001 0.630 1.588 GIA 0.138 0.057 0.139 2.413 0.017 0.736 1.359 DSD 0.161 0.063 0.152 2.545 0.012 0.682 1.467 AHXH 0.141 0.057 0.153 2.462 0.015 0.634 1.577 DDLC 0.143 0.072 0.136 1.992 0.048 0.521 1.920 TMMS 0.053 0.049 0.064 1.083 0.280 0.705 1.419 RR - 0.176 0.039 - 0.240 - 4.479 0.000 0.851 1.175 a. Biến phụ thuộc: YDMH
Theo bảng tóm tắt mơ hình, ta có R2 hiệu chỉnh bằng 0.520 do đó 7 biến TT, GIA, DSD, AHXH, DDLC, TMMS, RR giải thích được 52% sự thay đởi của YDMH. Cịn 48% sự biến thiên cịn lại của YDMH sẽ được giải thích bởi các yếu tô khác chưa được nghiên cứu trong mơ hình. Bên cạnh đó, kiểm định F cho thấy mức ý nghĩa Sig.= 0.000 < 0.05 (mức ý nghĩa 5%), điêu đó có nghĩa là sự kết hợp của các biến độc lập hiện có trong mơ hình có thể giải thích được sự biến thiên của biến phụ thuộc. Mặt khác, hệ sô Durbin –Watson là 1.876 (nằm trong khoảng 0 <1.876< 4) vậy khơng có sự tương quan chuỗi bậc 1 trong mơ hình. Hệ sơ phóng đại phương sai VIF của các biến độc lập trong mô hình đêu nhỏ hơn 10 nên tính đa cộng tuyến của các biến độc lập trong mô hình là không đáng kể. Vì vậy, mô hình không bị vi phạm khi sử dụng phương pháp hồi quy bội.
Kết luận:
Theo bảng 4.13 thì 6 trong 7 biến độc lập trong mô hình nghiên cứu tác động co y nghĩa đến ý định MHTTQM của người tiêu dùng tại TPHCM bao gồm tính thuận tiện (Sig = 0.001<0.05), mong đợi vê giá (Sig = 0.001<0.05), tính dê sử dụng (Sig = 0.012<0.05), ảnh hưởng xã hội (Sig = 0.015< 0.05), đa dạng sự lựa chọn (Sig = 0.048<0.05) và nhận thức rủi ro (Sig = 0.000< 0.05). Cịn ́u tơ thoải mái mua sắm (TMMS) tác động không co y nghĩa đến ý định MHTTQM vì Sig = 0.280>0.05. Mức độ tác động của các biến độc lập đến biến phụ thuộc sẽ được thể hiện thông qua hệ sơ Beta chuẩn hóa.
Y định MHTTQM chịu tác động cùng chiêu của 5 yếu tô với mức độ ảnh hưởng tăng dần như sau: (1) đa dạng lựa chọn (β1=0.136), (2) mong đợi vê giá (β2=0.139), (3) tính dê sử dụng (β3=0.152), (4) ảnh hưởng xã hội (β4=0.153), (5) tính thuận tiện (β5=0.205) và 1 ́u tơ có tác động ngược chiêu là nhận thức rủi ro (β7= -0.240), ́u tơ này có tác động mạnh nhất đến ý định MHTTQM của người tiêu dùng. Khi nhận thức rủi ro liên quan đến MHTTQM càng tăng, thì ý định mua hàng của khách hàng sẽ giảm và ngược lại. Bên cạnh đó, việc loại bỏ ́u tơ TMMS cho ta biết trong môi trường kinh
doanh cạnh tranh ngày nay người tiêu dùng luôn được phục vụ và chăm sóc chu đáo hơn khi mua hàng trun thơng so với mua hàng qua mạng.
4.5.3. Phân tích các gia thuyết trong mơ hình 4.5.3.1. Kiểm định các gia định mơ hình
Từ kết quả quan sát trong mâu, ta phải suy rộng kết luận cho môi quan hệ giữa các biến trong tổng thể. Sự chấp nhận và diên giải kết quả hồi quy không thể tách rời các giả định cần thiết của mô hình hồi quy. Nếu các giả định bị vi phạm thì các kết quả ước lượng không đáng tin cậy nữa (Hoàng Trọng và Chu Nguyên Mộng Ngọc, 2005). Trong phần này, tác giả tiến hành kiểm định các giả định hàm hồi quy tuyến tính cở điển bao gồm các giả định:
a) Khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
b) Phương sai của phần dư khơng đởi.
c) Các phần dư có phân phơi chuẩn.
d) Khơng có hiện tượng tương quan giữa các phần dư.
a) Xem xét gia định khơng có hiện tượng đa cộng tuyến
Trong mơ hình hồi quy tún tính bội, giả định giữa các biến độc lập của mơ hình khơng có hiện tượng đa cộng tuyến. Hiện tượng này có thể phát hiện thơng qua hệ sơ phóng đại (VIF). Nếu VIF lớn hơn 10 thì hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng. Trong mô hình này, để khơng có hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng thì VIF phải nhỏ hơn 10. Qua bảng 4.13, các giá trị VIF thành phần đạt giá trị từ 1.175 đến 1.920, tất cả đêu nhỏ hơn 10 chứng tỏ khơng có hiện tượng đa cộng tún.
b) Xem xét gia định phương sai phần dư khơng đởi
Xem xét đồ thị của phần dư chuẩn hóa theo giá trị dự báo của biến phụ thuộc để kiểm tra có hiện tượng phương sai thay đởi hay khơng. Quan sát đồ thị phân tán ở biểu đồ 4.1, nhận thấy phần dư phân tán ngâu nhiên theo đường hoành độ không. Như vậy, giả định phương sai không đổi của mô hình hồi quy không bị vi phạm.
Biêu đồ 4.1
(Nguôn: kết quả phân tich dữ liệu của tác giả)
c) Xem xét gia định phân phôi chuẩn cua phần dư
Phần dư có thể khơng tn theo phân phôi chuẩn vì nhiêu lý do, sử dụng mô hình không đúng, phương sai không phải là hằng sô, sô lượng phần dư khơng đủ nhiêu để phân tích (Hoàng Trọng & Chu Nguyên Mộng Ngọc, 2005). Trong phần này, tác giả sử dụng biểu đồ Histogram, P-P đểxem xét. Nhìn vào biểu đồ 4.2 và biểu đồ 4.3, giả định phần phân phôi chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Trước hết, xem xét tần sô của phần dư chuẩn hóa ở biểu đồ 4.2, ta thấy phân phơi phần dư xấp xỉ chuẩn St.Dev = 0,982 tức gần bằng 1. Do đó, có thể kết luận rằng giả thuyết phân phôi chuẩn không bị vi phạm.
Biểu đồ 4.2
Biểu đồ 4.3
(Nguôn: kết quả phân tich dữ liệu của tác giả)
Từ biểu đồ 4.3, các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng ky vọng mà phân tán dọc theo, sát đường ky vọng nên có thể chấp nhận giả thuyết cho rằng phân phôi của phần dư là phân phôi chuẩn. Từ các kết quả kiểm định trên, có thể kết ḷn giả định phân phơi chuẩn khơng bị vi phạm.
d) Xem xét gia định tính độc lập phần dư
Khi xảy ra hiện tượng tự tương quan, các ước lượng của mô hình hồi quy khơng đáng tin cậy. Phương pháp kiểm định có ý nghĩa nhất để phát hiện tự tương quan là kiểm định Dubin-Waston (d). Nếu 1<d<3 thì kết luận mô hình khơng có tự tương quan, nếu 0<d<1 thì kết ḷn mơ hình có tự tương quan dương, nếu 3<d<4 thì kết ḷn mơ hình có tự tương quan âm. Bảng 4.11 thể hiện Durbin-Waston bằng 1.876, có nghĩa là chấp nhận giả định khơng có tương quan giữa các phần dư.
Như vậy, các giả định của mơ hình hồi quy tún tính đêu thỏa mãn. Tiếp theo các kiểm định vê độ phù hợp và kiểm định các hệ sô hồi quy được trình bày.
4.5.3.2. Kiểm định các gia thuyết nghiên cứu
a) Tính thuận tiện
Giả thuyết H1: Tính thuận tiện co tac động dương (+) lên y định
MHTTQM của người tiêu dùng.
Hệ sơ hồi quy chuẩn hóa β1=0.205, sig(β1)=0.001 < 5%: chấp nhận giả thuyết H1.
Nhận xét: kết quả khảo sát cho thấy tính tḥn tiện có tác động tích cực
mạnh nhất lên ý định MHTTQM. Khi người tiêu dùng nhận thấy được tính thuận tiện của việc MHTTQM càng cao thì họ càng muôn tham gia sử dụng hình thức mua sắm này.
b) Mong đợi vê giá
Giả thuyết H2: Mong đợi vê gia co tac động dương (+) lên y định
Hệ sơ hồi quy chuẩn hóa β2=0.139, sig(β2)=0.017 < 5%: chấp nhận giả thuyết H2.
Nhận xét: yếu tô này tác động cùng chiêu lên ý định MHTTQM của
người tiêu dùng. Việc bán hàng qua mạng sẽ giúp nhà cung cấp giảm thiểu được chi phí mặt bằng, lưu kho, nhân sự… nên giá thành sẽ rẻ hơn.
c) Tính dễ sư dụng
Giả thuyết H3: Tính dê sư dụng co tac động dương (+) lên y định
MHTTQM của người tiêu dùng.
Hệ sô hồi quy chuẩn hóa β3=0.152, sig(β3)=0.012 < 5%: chấp nhận giả thuyết H3.
Nhận xét: có sự tác động dương giữa nhận thức tính dê sử dụng lên ý định
mua hàng. Khi người sử dụng nhận thức rằng các chức năng và thao tác trong việc MHTTQM là dê sử dụng thì ý định sử dụng hình thức mua hàng này sẽ tăng lên.
d) Ảnh hưởng xa hội
Giả thuyết H4: Ảnh hưnng x hội co tac động dương (+) lên y định
MHTTQM của người tiêu dùng.
Hệ sơ hồi quy chuẩn hóa β4=0.153, sig(β4)=0.015 < 5%: chấp nhận giả thuyết H4.
Nhận xét: ảnh hưởng xã hội có tác động dương lên ý định mua hàng. Khi
càng nhận được nhiêu sự ủng hộ, động viên của những người có ảnh hưởng (gia đình, người thân, đồng nghiệp,…) thì ý định sử dụng dịch vụ MHTTQM của người tiêu dùng càng tăng lên.
e) Đa dạng sự lựa chọn
Giả thuyết H5: Đa dạng sư lưa chọn co tac động dương (+) lên y định
Hệ sơ hồi quy chuẩn hóa β5=0.136, sig(β5)=0.048 < 5%: chấp nhận giả thuyết H5.
Nhận xét: đa dạng sự lựa chọn có tác động dương nhỏ nhất lên ý định sử
dụng. Khi càng quan tâm đến việc tìm kiếm nhiêu mặt hàng và cảm nhận được tính năng này thì ý định MHTTQM của người tiêu dùng càng tăng lên.
f) Thoai mái mua sắm
Giả thuyết H6: Thoải mai khi mua sắm co tac động dương (+) lên y
định MHTTQM của người tiêu dùng.
Hệ sơ hồi quy chuẩn hóa β6=0.160, sig(β6)= 0.280 > 0.05: bác bo giả thuyết H6.
Nhận xét: thoải mái mua sắm có tác động rất ́u hoặc khơng có tác
động lên ý định mua hàng nên khơng có ảnh hưởng đến ý định MHTTQM của người tiêu dùng.
g) Nhận thức rui ro
Giả thuyết H7: Nhận thức rủi ro co tac động âm (-) lên y định
MHTTQM của người tiêu dùng.
Hệ sơ hồi quy chuẩn hóa β7=-0.240, sig(β7)=0.000 < 5%: chấp nhận giả thuyết H7.
Nhận xét: nhận thức rủi ro là yếu tơ có tác động ngược chiêu và mạnh
nhất với ý định mua hàng. Khi cảm nhận rủi ro trong việc MHTTQM càng cao thì ý định mua hàng của người tiêu dùng càng giảm.