Nhân tố 1 2 3 4 5 6 TT1 0,692 0,351 TT2 0,675 TT3 0,822 TT4 0,845 TT5 0,706 HH1 0,830 HH2 0,810 HH3 0,599 W1 0,733 W2 0,844 W3 0,315 0,695 AT1 0,370 0,692 AT2 0,829 AT3 0,321 0,766 DV1 0,756 0,302 DV2 0,772 DV3 0,748 0,320 DV4 0,797 DV5 0,326 0,744 GT1 0,827 GT2 0,369 0,737 GT3 0,937
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu điều tra của tác giả
Kết quả phân tích nhân tố đối với thang đo sự hài lịng của khách hàng được thể hiện tại phụ lục 4.
Hệ số KMO = 0,826 và Sig. = 0,000 < 1%, do vậy phân tích nhân tố với biến này là thích hợp. Một nhân tố được trích rút tại eigenvalue là 2,958, phương sai trích rút là 73,962% và các hệ số tải đều lớn hơn 0,5. Như vậy, các biến quan sát của thang đo này đạt yêu cầu cho phân tích tiếp theo.
Bảng 4.5. Kết quả phân tích EFA sự hài lịng của khách hàng
Kaiser-Meyer-Olkin 0,826
Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 515,393 df 6 Sig. 0,000 Nhân tố H1 0,835 H2 0,885 H3 0,886 H4 0,832
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu điều tra của tác giả
Căn cứ vào kết quả đánh giá thang đo qua phân tích Cronbach’s Alpha và phân tích khám phá EFA, các giả thuyết nghiên cứu và mơ hình nghiên cứu những yếu tố tác động đến sự hài lòng của khách hàng mua sách trực tuyến khu vực Tp.HCM được giữ ngun so với mơ hình lý thuyết ở chương 2.
Phương trình hồi quy tuyến tính bội được thể hiện như sau:
H = β0 + β1 * TT + β2 * HH + β3 * W + β4 * AT + β5 * DV + β6 * GT
Trong đó:
H: Sự hài lịng của khách hàng mua sách trực tuyến TT: Sự thuận tiện
HH: Đặc điểm hàng hóa W: Cấu trúc trang web AT: Mức độ an toàn DV: Dịch vụ khách hàng GT: Nhận thức giá trị β0: Hằng số
Hình 4.1. Mơ hình nghiên cứu chính thức
4.2.3.1. Ma trận hệ số tƣơng quan
Bước đầu tiên khi tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính là xem xét các mối tương quan tuyến tính giữa tất cả các biến. Từ bảng 4.6 luận văn nhận thấy rằng hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc H với các biến độc lập TT, HH, W, AT, DV, GT thấp nhất là 0,321, nên sơ bộ luận văn có thể kết luận các biến độc lập này có thể đưa vào mơ hình để giải thích cho biến phụ thuộc H. Tuy nhiên giữa các biến độc lập cũng đều có tương
quan, điều này có thể dẫn tới hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình, do vậy q trình phân tích phải xem xét kỹ vai trị của các biến độc lập trong mơ hình hồi quy tuyến tính luận văn xây dựng được.
Bảng 4.6. Ma trận tương quan giữa các nhân tố
TT HH W AT DV G H
TT Tương quan Pearson 1 Sig, (2-tailed)
HH Tương quan Pearson 0,478 1 Sig, (2-tailed) 0,000
W Tương quan Pearson 0,456 0,428 1 Sig, (2-tailed) 0,000 0,000
AT Tương quan Pearson 0,461 0,345 0,438 1 Sig, (2-tailed) 0,000 0,000 0,000
DV Tương quan Pearson 0,464 0,410 0,454 0,461 1 Sig, (2-tailed) 0,000 0,000 0,000 0,000
G Tương quan Pearson 0,414 0,118 0,137 0,210 0,218 1 Sig, (2-tailed) 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
H Tương quan Pearson 0,550 0,463 0,493 0,406 0,529 0,321 1 Sig, (2-tailed) 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu điều tra của tác giả
4.2.3.2. Phân tích hồi quy
Tiến hành phân tích hồi quy để xác định cụ thể trọng số của từng yếu tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của khách hàng. Phương pháp hồi quy tuyến tính được dùng để kiểm định mơ hình và các giả thuyết, thủ tục chọn biến là các biến được đưa vào cùng một lúc (phương pháp Enter).
Kiểm định phần dƣ có phân phối chuẩn
Trong phân tích hồi quy, ln có giả định các phần dư có phân phối chuẩn. Dựa vào hình 4.2 luận văn có thể nói phân phối của phần dư xấp xỉ chuẩn, giá trị Mean quá nhỏ (xấp xỉ bằng 0), độ lệch chuẩn bằng 0,987 xấp xỉ bằng 1. Giả thiết phân phối chuẩn của phần dư khơng bị vi phạm, mơ hình được sử dụng phân tích là mơ hình tốt.
Hình 4.2. Biểu đồ phần dư
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu điều tra của tác giả
Đánh giá độ phù hợp của mơ hình
Từ bảng 4.7, luận văn tiến hành kiểm định giả thiết H0: mơ hình hồi quy tuyến tính khơng phù hợp (kết quả cụ thể được trình bày ở phụ lục 5). Kết quả thống kê F được tính từ giá trị R2
có mức ý nghĩa bằng 0 (Sig= 0,000<0,05). Điều này đủ cơ sở để bác bỏ giả thiết H0, có nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính là phù hợp với dữ liệu thu thập được. Hệ số R2 hiệu chỉnh là hệ số dùng để đánh giá độ phù hợp một cách an toàn hơn so với R2, vì hệ số R2
trong trường hợp có nhiều biến độc lập dễ tạo ra hiện tượng thổi phồng mức độ phù hợp của mơ hình. Hệ số R2 hiệu chỉnh tính được là 0,449 tương đương 44,9%. Tức là, các biến độc lập trong mơ hình hồi quy tuyến tính giải thích được 44,9% sự hài lòng của khách hàng mua sách trực tuyến.
Bảng 4.7. Kết quả phân tích hồi quy
Hệ số hồi quy chƣa chuẩn hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa t t Sig. Sig. Thống kê đa cộng tuyến
β Sai số chuẩn β Dung sai VIF
Hằng số 0,063 0,304 0,208 0,835 TT 0,223 0,070 0,207 3,175 0,002 0,536 1,866 HH 0,162 0,059 0,157 2,728 0,007 0,686 1,457 W 0,204 0,063 0,190 3,221 0,001 0,656 1,525 AT 0,041 0,066 0,036 0,619 0,536 0,675 1,481 DV 0,243 0,061 0,237 3,982 0,000 0,648 1,543 GT 0,141 0,057 0,132 2,492 0,013 0,814 1,228
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu điều tra của tác giả
Hiện tƣợng đa cộng tuyến
Hệ số phóng đại VIF rất nhỏ (nhỏ hơn 10) cho thấy các biến độc lập này khơng có quan hệ chặt chẽ với nhau nên khơng có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra. Do đó mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mơ hình.
4.2.3.3. Kiểm định các giả thuyết
Kết quả mơ hình hồi quy hồn chỉnh trên cho thấy sự hài lòng của khách hàng mua sách trực tuyến chịu tác động dương của các thành phần: Sự thuận tiện, Đặc điểm hàng hóa, Cấu trúc trang web, Dịch vụ khách hàng, Nhận thức giá trị. Các giả thuyết H1, H2, H3, H5, H6 được chấp nhận. Dịch vụ khách hàng là nhân tố tác động mạnh nhất đến sự hài lòng với hệ số ảnh hưởng 0,243, tiếp đến là Sự thuận tiện, Cấu trúc trang web, Đặc điểm hàng hóa và cuối cùng là Nhận thức giá trị. Giả thuyết H4 chưa đủ bằng chứng để kết luận chiều hướng tác động.
Từ các kết quả trên giả thuyết ban đầu được phát biểu lại như sau: Bảng 4.8. Đánh giá các giả thuyết
Giả
thuyết Nhân tố Kết quả
H1 Nhận thức của khách hàng về sự thuận tiện tăng hoặc giảm thì sự hài lịng
của khách hàng sẽ tăng hoặc giảm tương ứng. Chấp nhận H2 Nhận thức của khách hàng về sản phẩm sách tăng hoặc giảm thì sự hài
lịng của khách hàng sẽ tăng hoặc giảm tương ứng. Chấp nhận H3 Nhận thức của khách hàng về cấu trúc trang web tăng hoặc giảm thì sự hài
lòng của khách hàng sẽ tăng hoặc giảm tương ứng. Chấp nhận H4 Nhận thức của khách hàng về mức độ an tồn tăng hoặc giảm thì sự hài
lòng của khách hàng sẽ tăng hoặc giảm tương ứng.
Không chấp nhận H5 Nhận thức của khách hàng về dịch vụ khách hàng ảnh tăng hoặc giảm thì
hài lịng của khách hàng sẽ tăng hoặc giảm tương ứng. Chấp nhận H6 Nhận thức của khách hàng về giá trị tăng hoặc giảm thì sự hài lòng của
khách hàng sẽ tăng hoặc giảm tương ứng. Chấp nhận
Nguồn: Tổng hợp từ kết quả nghiên cứu của tác giả
Qua bảng trên ta thấy, các giả thuyết H1, H2, H3, H5, H6 được chấp nhận, tức là mức độ gia tăng những nhân tố này sẽ làm gia tăng mức độ hài lòng của khách hàng khi mua sách trực tuyến.
4.3. So sánh với các nghiên cứu trƣớc đây
Mơ hình nghiên cứu đề xuất 6 nhân tố tác động đến sự hài lòng của khách hàng mua sách trực tuyến: (1) Sự thuận tiện, (2) Đặc điểm hàng hóa, (3) Cấu trúc trang web, (4) Mức độ an toàn, (5) Dịch vụ khách hàng và (6) Nhận thức giá trị. Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát cho thấy chỉ có 5 nhân tố có mối tương quan với sự hài lòng của khách hàng, nhân tố Mức độ an toàn chưa đủ bằng chứng để kết luận.
hình nghiên cứu các nhân tố tác động đến sự hài lòng của khách mua sách trực tuyến. Kết quả cho thấy khá tương đồng với một số nghiên cứu trước đây, “Một phân tích về sự hài lịng của khách hàng mua sắm trực tuyến”, tác giả Schaupp và Bélanger (2005) đưa ra kết luận hàng hóa đa dạng, sự thuận tiện, khả năng giao hàng, giá trị sản phẩm, thiết kế web lần lượt có tác động đến mức độ hài lòng của khách hàng theo thứ tự từ cao xuống thấp. Nghiên cứu “Sự hài lòng trực tuyến” của tác giả Szymanski và Lee (2000) cũng chỉ ra rằng sự thuận tiện, thiết kế trang web, thông tin sản phẩm và đa dạng hàng hóa có tác động dương lên sự hài lịng của khách hàng. Trong mơ hình tồn diện của Lee (2005), các yếu tố tác động đến sự hài lòng của khách hàng là hỗ trợ logistic, hỗ trợ khách hàng, giá cả, và các thuộc tính của web, ngồi ra nội dung, chất lượng, và cách thức trình bày hàng hóa là một trong những yếu tố quyết định.
Qua kết quả trên cho thấy, sự thuận tiện, đặc điểm hàng hóa, cấu trúc trang web, dịch vụ khách hàng và nhận thức giá trị có tác động quan trọng đến sự hài lòng của khách hàng mua sách trực tuyến khơng chỉ ở Việt Nam mà cịn ở nhiều nước trên thế giới. Điều này hoàn toàn phù hợp với các đặc điểm thế mạnh của việc mua sách trực tuyến như là tiết kiệm thời gian, không giới hạn thời gian không gian, giá thành thấp hơn thị trường. Ngoài ra, với xu hướng mua sắm trực tuyến đang ngày càng phát triển hiện nay, khách hàng có thể dễ dàng tìm thấy một hiệu sách trực tuyến trên internet, vì vậy, họ có xu hướng sẽ lựa chọn nơi mà họ cảm thấy thoải mái khi tìm kiếm, lựa chọn và cung cấp những dịch vụ tốt nhất.
Đối với nhân tố Mức độ an toàn, tuy nghiên cứu của tác giả Schaupp và Bélanger (2005) đánh giá đây là nhân tố tác động mạnh nhất, Xiaoying (2012) tiếp tục khẳng định tính bảo mật có tương quan với sự hài lòng của khách hàng, nhưng trong nghiên cứu này vẫn chưa đủ bằng chứng để kết luận liệu mức độ an tồn có tác động đến sự hài lòng của khách mua sách trực tuyến ở khu vực Tp.HCM hay khơng. Giải thích cho sự khơng phù hợp của kết quả này là do hiện tại hạ tầng kết nối thanh tốn trực tuyến cịn yếu kém, dẫn đến tình trạng một số lượng khơng nhỏ giao dịch, thanh toán thương
mại điện tử gặp trục trặc do tính liên thơng chưa tốt, dẫn đến tỷ trọng thanh tốn qua thẻ nội địa trong toán thương mại điện tử chỉ chiếm 11%, còn lại vẫn chủ yếu là trả tiền mặt khi mua bán hàng hóa, sử dụng dịch vụ qua mạng. Chính vì điều này, tính an tồn, bảo mật trong mua sách trực tuyến chưa được các khách hàng thực sự quan tâm và đánh giá cao.
4.4. Phân tích sự khác biệt của các nhân tố ảnh hƣởng đến sự hài lòng và sự hài lòng của khách hàng mua sách trực tuyến với các biến định tính.
Trong phần này luận văn sử dụng 2 phép kiểm định:
Kiểm định Independent - samples T-test
Sử dụng trong trường hợp kiểm định về trung bình của 2 tổng thể độc lập. Các bước tiến hành theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008, tập 1, trang 138. Như sau:
Nếu giá trị Sig. trong kiểm định Levene < 0,05 thì phương sai các biến là khác nhau, ta sử dụng kết quả kiểm định t ở phần giả định phương sai khác nhau (Equal variances not assumed).
Nếu giá trị Sig. trong kiểm định Levene >= 0,05 thì phương sai các biến là không khác nhau, ta sử dụng kết quả trong kiểm định t ở phần giả định phương sai bằng nhau (Equal variances assumed).
Nếu giá trị Sig. trong kiểm định t < 0,05 thì kết luận có sự khác biệt về trung bình 2 tổng thể. Nếu t >= 0,05 thì kết luận chưa có sự khác biệt có ý nghĩa về trị trung bình 2 tổng thể.
Phân tích phƣơng sai một yếu tố ANOVA
Trong trường hợp có nhiều hơn 2 tổng thể, khơng sử dụng kiểm định Independent - samples T-test mà sử dụng kiểm định One-Way ANOVA. Có một số giả định sau đối với phân tích phương sai một yếu tố:
Các nhóm so sánh phải có phân phối chuẩn hoặc cỡ mẫu phải đủ lớn để được xem như có tiệm cận phân phối chuẩn
Phương sai của các nhóm so sánh phải đồng nhất
4.4.1. Giới tính
Phép kiểm định Independent sample t-test được sử dụng để kiểm định giả thuyết H0: Khơng có sự khác biệt trong các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của khách hàng mua sách trực tuyến theo giới tính.
Theo kết quả bảng 4.9, giá trị Sig. trong kiểm định Levene’s của các biến TT, HH, W, DV, và GT đều lớn hơn 0,05 cho thấy phương sai của các biến này theo giới tính khơng khác nhau nên luận văn sẽ sử dụng kết quả của kiểm định t ở phần giả định phương sai bằng nhau. Giá trị Sig. theo kiểm định t của cả 5 biến (TT, HH, W, DV, GT) tương ứng là 0,658; 0,792; 0,234; 0,785; 0,313 đều lớn hơn 0,05, như vậy chưa có sự khác biệt về các biến TT, HH, W, DV, GT theo giới tính.
Bảng 4.9: Kết quả kiểm định t-test với biến giới tính
Levene's t-test for Equality of Means
F Sig. t df
Sig. (2-tailed) TT Giả định phương sai bằng nhau 1,924 0,167 -0,443 240 0,658
Giả định phương sai khác nhau -0,454 215,799 0,651
HH Giả định phương sai bằng nhau 0,007 0,934 0,264 240 0,792 Giả định phương sai khác nhau 0,264 198,918 0,792
W Giả định phương sai bằng nhau 0,589 0,444 -1,193 240 0,234 Giả định phương sai khác nhau -1,224 217,396 0,222
DV Giả định phương sai bằng nhau 0,254 0,615 -0,274 240 0,785 Giả định phương sai khác nhau -0,277 209,791 0,782
GT Giả định phương sai bằng nhau 0,916 0,340 1,012 240 0,313 Giả định phương sai khác nhau 1,034 215,116 0,302
H Giả định phương sai bằng nhau 5,174 0,024 -1,145 240,000 0,253 Giả định phương sai khác nhau -1,113 181,369 0,267
Giá trị Sig. trong kiểm định Levene’s của biến H là 0,024 nhỏ hơn 0,05 cho thấy có sự khác biệt về phương sai theo giới tính. Vì vậy, luận văn sẽ sử dụng kết quả của kiểm định t ở phần giả định phương sai khác nhau. Giá trị Sig. theo kiểm định t của biến H là 0,267 lớn hơn 0,05. Như vậy, chưa có sự khác biệt có ý nghĩa của biến H theo giới tính.
Vậy luận văn có thể kết luận chấp nhận giả thiết H0, tức là khơng có sự khác biệt trong các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng và sự hài lòng của khách hàng mua sách trực tuyến theo giới tính.
4.4.2. Độ tuổi
Luận văn tiếp tục sử dụng phép kiểm định Independent sample t-test để kiểm định giả thuyết H0: Khơng có sự khác biệt trong các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của khách hàng mua sách trực tuyến theo độ tuổi.
Kết quả ở bảng 4.10 cho thấy giá trị Sig. trong kiểm định Levene’s của các biến TT, HH, W, DV, GT và H đều lớn hơn 0,05 cho thấy phương sai của các biến này theo độ tuổi không khác nhau nên luận văn sẽ sử dụng kết quả của kiểm định t ở phần giả định phương sai bằng nhau. Giá trị Sig. theo kiểm định t của cả 5 biến HH, W, DV, GT, H tương ứng là 0,181; 0,319; 0,081; 0,711; 0,127 đều lớn hơn 0,05, như vậy chưa