Nhân tố
Eigenvalues ban đầu
Tổng bình phương hệ số tải đã trích xuất Tổng bình phương hệ số tải đã xoay Tổng cộng Phần trăm của phương sai (%) Phần trăm tích lũy (%) Tổng cộng Phần trăm của phương sai (%) Phần trăn tích lũy (%) Tổng cộng Phần trăn của phương sai (%) Phần trăn tích lũy (%) 1 10.845 54.224 54.224 10.845 54.224 54.224 4.852 24.259 24.259 2 2.621 13.106 67.331 2.621 13.106 67.331 4.331 21.653 45.912 3 1.872 9.358 76.689 1.872 9.358 76.689 4.011 20.053 65.965 4 1.368 6.840 83.529 1.368 6.840 83.529 3.513 17.563 83.529 5 .557 2.787 86.316 6 .443 2.216 88.531 7 .329 1.647 90.178 8 .316 1.579 91.757 9 .241 1.205 92.962 10 .226 1.128 94.090 11 .183 .914 95.004 12 .173 .865 95.869 13 .152 .760 96.628 14 .142 .709 97.337 15 .128 .639 97.976 16 .115 .573 98.549 17 .098 .492 99.041 18 .085 .423 99.464 19 .066 .328 99.792 20 .042 .208 100.000 Nguồn: Kết quả xử lý SPSS
Eigenvalue của 4 biến độc lập đều > 1 nên cả 4 biến đều được giữ lại trong mơ hình. Tổng phương sai trích của 4 biến là 83.529% > 50% cho thấy mơ hình là hợp lệ và các biến giải thích được 83.529% sự biến thiên của mơ hình.
55
Bảng 2.37 : Ma trận xoay nhân tố đối với các biến độc lập
Biến quan sát Các nhân tố 1 2 3 4 SP5 .856 SP3 .842 SP4 .841 SP2 .806 SP6 .804 SP1 .780 QC2 .898 QC3 .894 QC5 .873 QC1 .843 QC4 .824 GC3 .810 GC2 .805 GC1 .800 GC5 .791 GC4 .782 PP3 .865 PP2 .863 PP4 .856 PP1 .770 Nguồn: Kết quả xử lý SPSS
Kết quả ma trận xoay cho thấy, 20 biến quan sát hội tụ thành 4 nhóm khác nhau, tất cả các biến quan sát đều có hệ số tải > 0.5 và khơng tồn tại biến xấu.
Nhân tố 1: Dữ liệu rút trích nhân tố này bao gồm 6 biến quan sát thuộc khái niệm nhận thức về Sản phẩm gồm SP1, SP2, SP3, SP4, SP5 và SP6. Các biến này đều có hệ số tải nhân tố đạt yêu cầu (> 0.5).
Nhân tố 2: Dữ liệu rút trích nhân tố này gồm 5 biến quan sát về Quảng cáo gồm QC1, QC2, QC3, QC4 và QC5. Các biến này đều có hệ số tải nhân tố > 0.5.
Nhân tố 3: Dữ liệu rút trích nhân tố này gồm 4 biến quan sát thuộc khái niệm nhận thức về Giá cả gồm GC1, GC2, GC3 và GC4. Tất cả các biến này đều có hệ số tải nhân tố đạt yêu cầu (> 0.5).
56
Nhân tố 4: Dữ liệu rút trích nhân tố này gồm 4 biến quan sát thuộc khái niệm nhận thức về Phân phối, đó là PP1, PP2, PP3 và PP4. Các biến này đều có hệ số tải nhân tố đạt yêu cầu (> 0.5).
Như vậy, sau khi kiểm định hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA, mơ hình nghiên cứu được giữ nguyên như ban đầu với 4 biến độc lập gồm Sản phẩm, Giá cả, Phân phối, Quảng cáo và 1 biến phụ thuộc là Sự hài lòng của khách hàng.
2.6.3.2 Kết quả kiểm định hệ số tương quan
Sau khi tiến hành phân tích độ tin cậy của các thang đo qua hệ số Cronbach’s Alpha và phân tích EFA để xác định các nhân tố thu được từ các biến quan sát, có 5 nhân tố được đưa vào để kiểm định mơ hình. Phân tích tương quan Pearson được sử dụng để xem xét sự phù hợp khi đưa các thành phần vào mơ hình hồi quy. Kết quả phân tích hồi quy sẽ được sử dụng để kiểm định các giả thuyết của mơ hình.
Bảng 2.38 : Kết quả phân tích tương quan
SAT SP GC PP QC SAT Hệ số tương quan Person 1 .546** .607** .603** .406**
Sig. .000 .000 .000 .000
N 202 202 202 202 202
SP Hệ số tương quan Person .546** 1 .513** .491** .280** Sig. .000 .000 .000 .000
N 202 202 202 202 202
GC Hệ số tương quan Person .607** .513** 1 .517** .429** Sig. .000 .000 .000 .000
N 202 202 202 202 202
PP Hệ số tương quan Person .603** .491** .517** 1 .399** Sig. .000 .000 .000 .000
N 202 202 202 202 202
QC Hệ số tương quan Person .406** .280** .429** .399** 1 Sig. .000 .000 .000 .000
N 202 202 202 202 202
Nguồn: Kết quả xử lý SPSS
Kết quả phân tích tương quan cho thấy các biến độc lập khơng có tương quan hồn tồn với nhau, hệ số tương quan giữa các biến độc lập đều nhỏ hơn 1. Các giá trị Sig đều < 0.05 nên 4 biến độc lập đều có mối quan hệ tương quan tuyến tính
57
với biến phụ thuộc. Hệ số tương quan giữa Sự hài lòng với Giá cả là lớn nhất (0.607) và hệ số tương quan giữa Sự hài lòng với Quảng cáo là thấp nhất (0.406). Như vậy, 4 biến độc lập này sẽ được đưa vào phân tích hồi quy để phân tích sự ảnh hưởng của các biến độc lập và biến phụ thuộc.
2.6.3.3 Kết quả phân tích hồi quy đa biến
Phân tích hồi quy nhằm đánh giá mức độ tác động của biến độc lập tới biến phụ thuộc. Trong phần này, phương pháp Enter được chọn để kiểm định mơ hình lý thuyết.
Phương trình hồi quy tuyến tính bội biểu diễn mối liên hệ giữa các nhân tố có dạng: SAT =𝜷0 + 𝜷1SP + 𝜷2 GC + 𝜷3PP + 𝜷4PP Trong đó: 𝛽0 là hằng số Các biến độc lập: - SP: Sản phẩm - GC: Giá cả - PP: Phân phối - QC: Quảng cáo
Biến phụ thuộc: SAT: Sự hài lòng
𝛽i: Hệ số hồi quy riêng (i=1, 2, …, 6)
Để kiểm định sự phù hợp giữa các thành phần SP, GC, PP, QC với SAT, ta sử dụng hàm hồi quy tuyến tính với phương pháp đưa vào một lượt (Enter).
58 Bảng 2.39 : Hệ số R2 hiệu chỉnh Mơ hình Hệ số R Hệ số R2 Hệ số R2 hiệu chỉnh Độ lệch chuẩn ước lượng
Đại lượng Durbin- Watson
1 .722a .522 .512 .786 1.677
Nguồn: Kết quả xử lý SPSS
Kết quả cho thấy hệ số xác định R2 = 0.522 hay R2 hiệu chỉnh = 0.512 tức là mơ hình hồi quy tuyến tính được xây dựng phù hợp với tập dữ liệu 51.2%. Hay nói cách khác, các biến độc lập giải thích được 51.2% cho biến phụ thuộc.
Bảng 2.40 : Bảng ANOVA
Mơ hình Tổng các bình phương df Bình phương trung bình F Sig.
1 Phần hồi quy 132.882 4 33.221 53.761 .000b
Phần dư 121.732 197 .618
Tổng cộng 254.614 201
Nguồn: Kết quả xử lý SPSS
Kết quả phân tích phương sai (Bảng 2.40) cho thấy giá trị kiểm định F là 53.761 với mức ý nghĩa Sig là 0.000 < 0.05, điều này đảm bảo ý nghĩa về mặt thống kê, chứng tỏ mơ hình hồi quy bội hoàn toàn phù hợp và đảm bảo độ tin cậy.
Bảng 2.41 : Kết quả phân tích hồi quy
Mơ hình
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến
B Sai số chuẩn Beta Chấp nhận VIF
1 (Constant) .222 .262 .844 .400 SP .250 .069 .218 3.612 .000 .668 1.498 GC .286 .061 .296 4.658 .000 .599 1.669 PP .352 .071 .305 4.919 .000 .633 1.581 QC .106 .062 .366 1.722 .087 .773 1.294 Nguồn: Kết quả xử lý SPSS
59
Kết quả phân tích hồi quy (Bảng 2.41) cho thấy các giá trị Sig. tương ứng biến SP, GC, PP đều nhỏ hơn 0.05 trừ nhân tố QC có hệ số Sig. = 0.087 > 0.05 là không phù hợp nên cần loại nhân tố QC ra khỏi phương trình hồi quy.
Hệ số phóng đại phương sai VIF < 10 (hệ số VIF từ 1.294 đến 1.498) cho thấy các biến độc lập này khơng có quan hệ chặt chẽ với nhau nên không vi phạm giả định đa cộng tuyến. Do đó, mối quan hệ giữa các biến độc lập khơng ảnh hưởng đáng kể đến kết quả giải thích của mơ hình hồi quy.
Đại lượng thống kê Durbin - Watson (d) được dùng để kiểm định tương quan của các sai số kề nhau. Đại lượng d có giá trị từ 0 đến 4. Kết quả phân tích hồi quy bội cho thấy giá trị d = 1.677 nằm trong vùng chấp nhận nên khơng có tương quan giữa các phần dư. Theo đó, giả định khơng có tương quan giữa các phần dư không vi phạm. Như vậy, mơ hình hồi quy tuyến tính trên có thể sử dụng.
2.6.3.4 Phương trình hồi quy tuyến tính
Với kết quả khảo sát cùng tập dữ liệu thu được trong phạm vi nghiên cứu của đề tài ta có phương trình hồi quy thể hiện mối quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập còn lại như sau:
SAT = 0.305*PP + 0.296*GC + 0.218*SP + 𝜀
Hệ số hồi quy mang dấu dương thể hiện các yếu tố trong mơ hình hồi quy trên ảnh hưởng tỷ lệ thuận đến sự hài lòng của khách hàng. Điều này phù hợp với giả thiết trong mơ hình nghiên cứu đã trình bày trong phần trước.
Kết quả mơ hình hồi quy cho thấy, Sự hài lòng chịu tác động cùng chiều của 4 thành phần gồm: Sản phẩm (SP), Giá cả (GC) Phân phối (PP). Các giả thuyết H1, H2, H3 trong mơ hình nghiên cứu được chấp nhận.
Trong đó, nhân tố ảnh hưởng mạnh nhất đến Sự hài lòng theo hệ số Beta chuẩn hóa là Phân phối (PP) với hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa 0.305, thứ hai là Giá cả (GC) với hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa 0.296 và cuối cùng là Sản phẩm với
60
hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa 0.218 tác động đến Sự hài lịng của khách hàng mức độ thấp nhất.
Điều có cũng có nghĩa là trong điều kiện các nhân tố cịn lại khơng thay đổi, nếu yếu tố Phân phối tăng lên/giảm xuống 1 đơn vị sẽ làm cho Sự hài lòng của khách hàng tăng lên/giảm xuống 0.305 đơn vị. Tương tự, sự tăng lên/giảm xuống 1 đơn vị Giá cả, Sản phẩm sẽ làm Sự hài lòng của khách hàng tăng lên/giảm xuống lần lượt 0.296 và 0.218 đơn vị.
2.6.5 Kết quả kiểm định giả thuyết và mơ hình
Từ phương trình hồi quy rút ra được, ta thấy sự hài lòng của khách hàng tại công ty CP SXCN - TM Anh Quân do 3 nhân tố tác động gồm: Sản phẩm, Giá cả và Phân phối. Sau khi điều chỉnh và loại bỏ nhân tố không phù hợp, kết quả cho các giả thuyết ban đầu được đưa ra như sau:
Bảng 2.42 : Kết quả giả thuyết của mơ hình điều chỉnh
Giả thuyết Nội dung Sig. Kết luận
H1 Trải nghiệm sản phẩm tác động tích cực
đến sự hài lòng của khách hàng 0.000 Chấp nhận H2 Sự quan tâm về giá cả tác động tích cực
đến sự hài lịng của khách hàng 0.000 Chấp nhận H3 Sự quan tâm về phân phối có tác động
tích cực đến sự hài lòng của khách hàng 0.000 Chấp nhận H4 Sự quan tâm về quảng cáo có tác động
tích cực đến sự hài lịng của khách hàng 0.087 Không chấp nhận
Nguồn: Kết quả xử lý SPSS
H1 : Trải nghiệm sản phẩm có tác động tích cực đến Sự hài lịng của khách hàng
Theo kết quả phân tích hồi quy, biến SP có hệ số β = 0.218 với mức ý nghĩa Sig. = 0.000 < 0.05 nên giả thuyết H1 được chấp nhận. Điều này có thể diễn giải
61
rằng những người có cảm nhận về chất lượng, mẫu mã, bảo hành… của sản phẩm sẽ có nhiều ý định mua sản phẩm, ngược lại những người có cảm nhận về sản phẩm thấp sẽ ít có ý định mua sản phẩm hơn.
H2 : Sự quan tâm về giá cả có tác động tích cực đến Sự hài lịng của khách hàng
Từ kết quả phân tích hồi quy ta thấy biến GC có hệ số β = 0.296 với giá trị Sig. = 0.000 < 0.05. Vì vậy giả thuyết H2 được chấp nhận. Điều này có thể được diễn giải rằng những người có mức độ quan tâm về giá cả sản phẩm càng cao thì càng có ý định mua sản phẩm, ngược lại những người dành ít sự quan tâm tới giá cả sản phẩm thì ý định mua sản phẩm sẽ thấp hơn.
H3 : Sự quan tâm về phân phối có tác động tích cực đến Sự hài lịng của khách hàng
Theo kết quả phân tích hồi quy, biến PP có hệ số β = 0.305 với mức ý nghĩa Sig. = 0.000 < 0.05. Vì vậy giả thuyết H3 được chấp nhận. Điều này có thể được diễn giải rằng những người có mức độ quan tâm về chính sách phân phối của doanh nghiệp càng cao thì càng có ý định mua sản phẩm của doanh nghiệp đó, ngược lại những người dành ít sự quan tâm tới chính sách phân phối sản phẩm thì ý định mua sản phẩm sẽ thấp hơn. Việc đa dạng hóa các kênh phân phối sản phẩm sẽ tạo điều kiện cho người tiêu dùng được trải nghiệm nhiều hơn.
2.6.6 Kết luận về kết quả khảo sát
Kết quả phân tích hồi quy (Bảng 2.37) cho thấy 3 yếu tố có ảnh hưởng đến sự hài lòng của khách hàng trên địa bàn Tỉnh Hải Dương đối với công ty CP SXCN - TM Anh Quân với hệ số Beta của Sản phẩm, Giá cả, Phân phối lần lượt là 0.218; 0.296; 0.305. Mơ hình chỉ thể hiện 53.761% sự biến thiên của Sự hài lòng của khách hàng. Điều này chứng tỏ:
62
Thứ nhất, ngoài 3 nhân tố được cơ đọng trong mơ hình nghiên cứu cịn có các thành phần khác, các biến quan sát có tác động đến sự hài lịng của khách hàng nhưng chưa được xác định.
Thứ hai, cường độ tác động (tầm quan trọng) của các nhân tố đến sự hài lòng của khách hàng được xếp theo thứ tự: Phân phối, Giá cả và Sản phẩm. Kết quả này có thể xuất phát từ những nguyên nhân sau:
Nhân tố Phân phối có tác động mạnh nhất đến sự hài lòng của khách hàng. Bởi lẽ, các yếu tố liên quan đến hoạt động tiếp thị và chuyển động của sản phẩm như nhà bán buôn/bán lẻ, dịch vụ khách hàng, hàng tồn kho, vật liệu, bao bì, xử lý đơn hàng, vận chuyển, hậu cần sẽ tác động trực tiếp tới cảm nhận của khách hàng. Cụ thể, khách hàng hài lịng với chính sách phân phối khi sản phẩm được cung ứng đủ và đúng thời điểm, vị trí mua hàng thuận tiện, thời gian giao hàng nhanh, kênh bán hàng phủ rộng khắp… Bằng cách xử lý các hoạt động phân phối chưa kể tới thay đổi sản phẩm, giá cả hoặc phương thức quảng cáo, cơng ty đã có thể cải thiện đáng kể trải nghiệm của khách hàng về sản phẩm, dịch vụ của mình và củng cố lịng trung thành của khách hàng đối với sản phẩm.
Kế đến là nhân tố Giá cả có tác động mạnh thứ hai đến Sự hài lòng của khách hàng. Việc sản phẩm có giá cả hợp lý, ổn định và phù hợp với chất lượng sẽ góp phần nâng cao sự hài lòng, thỏa mãn của người tiêu dùng. Yếu tố giá cả đóng vai trị quan trọng trong việc quyết định có tiếp tục mua sản phẩm nhựa đó nữa hay khơng. Thơng thường, người tiêu dùng cảm thấy hài lịng nếu chất lượng sản phẩm vượt quá chi phí mà họ đã bỏ ra. Thậm chí họ có thể sẵn sàng chi trả mức giá cao hơn nếu nhận thấy được lợi ích từ sản phẩm tương đương với giá trị này. Tuy nhiên, đôi khi mức giá của sản phẩm sẽ định mức chất lượng của nó trong mắt người tiêu dùng. Cụ thể, dòng sản phẩm chất lượng cao cấp, mẫu mã đặc biệt sẽ có mức giá cao hơn so với sản phẩm thơng thường, khi đó quyết định lựa chọn sẽ thuộc về nhu cầu và khả năng chi trả của khách hàng. Giá cả ổn định là điều mà
63
khách hàng mong muốn khi trải nghiệm và lựa chọn trung thành với một thương hiệu nào đó.
Cuối cùng là nhân tố Sản phẩm. Bỏ qua một số ý kiến trái chiều về vấn đề môi trường, đồ nhựa vẫn được nhận định là dụng cụ gắn liền với nhu cầu sinh hoạt của người dân Việt Nam và có độ bền cao. Đặc biệt, đối với một số dòng sản phẩm từ nhựa tái chế của công ty Anh Quân, người tiêu dùng có thể an tâm phần nào bởi tính “tái sinh” mà nó mang lại, góp phần giảm rác thải nhựa. Bên cạnh đó là yếu tố chất lượng, khách hàng sẽ xem xét tất cả những yếu tố liên quan đến chất lượng sản phẩm khi lựa chọn người bán. Do đó, người tiên dùng sẽ có xu hướng tìm đến những đại lý, cửa hàng có sự đảm bảo về chất lượng cao như các đại lý chính hãng.