Mơ hình tóm tắt Mơ hình Hệ số R Hệ số R2 Hệ số R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ƣớc lƣợng Durbin-Watson 1 0.927a 0.859 0.854 0.18904 2.325
a. Các yếu tố dự đoán : (Hằng số), CY, TT, TKTT, HD, CS b. Biến phụ thuộc: DGC
(Nguồn: Kết quả điều tra xử lý số liệu) Bảng 2.28. Phân tích phƣơng sai ANOVA
ANOVAa Mơ hình Tổng bình phƣơng df Trung bình bình phƣơng F Sig. 1 Hồi quy 31.314 5 6.263 175.262 .000b Phần dƣ 5.146 144 0.036 Tổng 36.460 149 a. Biến phụ thuộc: DGC
b. Các yếu tố dự đoán: (Hằng số), CY, TT, TKTT, HD, CS
Kiểm định F trong bảng phân tích phƣơng sai (ANOVA) đƣợc sử dụng để kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính tổng thể.
Khi xây dựng xong 1 mơ hình hồi quy tuyến tính ta xem xét sự phù hợp của mơ hình đối với tập dữ liệu qua giá trị R square (sự phù hợp này chỉ thể hiện giữa mơ hình bạn xây dựng với tập dữ liệu mẫu) để suy diễn cho mơ hình thực của tổng thể thì kiểm định F sẽ giúp ta làm điều đó.
Kết quả sau khi thực hiện hồi quy, ta thấy rằng kiểm định F cho giá trị p- value (Sig.) = 0.000 < 0.05, nhƣ vậy mơ hình phù hợp, có ý nghĩa suy rộng ra cho tổng thể. Hơn nữa, R2 hiệu chỉnh có giá trị bằng 0.854 = 85.4%. Nhƣ vậy các biến độc lập đƣa vào chạy hồi quy ảnh hƣởng tới 85.4% sự thay đổi của biến phụ thuộc. Hay nói cách khác mơ hình hồi quy giải thích đƣợc 85.4% sự biến thiên của biến phụ thuộc. Nhƣ vậy, có thể xem mơ hình này có giá trị giải thích ở mức độ cao.
Bảng 2.29. Kết quả phân tích hồi quy
Mơ hình
Hệ số hồi quy chƣa chuẩn hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa t Giá trị Sig. Đa cộng tuyến
β Sai số chuẩn Beta T VIF
Hằng số -0.536 0.146 -3.666 0.000 CY 0.288 0.028 0.374 10.371 0.000 0.752 1.330 TT 0.171 0.031 0.184 5.497 0.000 0.876 1.141 TKTT 0.238 0.018 0.419 13.006 0.000 0.946 1.057 HD 0.252 0.022 0.386 11.321 0.000 0.842 1.188 CS 0.121 0.028 0.143 4.321 0.000 0.899 1.112
(Nguồn: Kết quả điều tra xử lý số liệu) Hồi quy khơng có nhân tố nào bị loại bỏ do sig. kiểm định t của từng biến độc lập đều nhỏ hơn 0.05, chứng tỏ các biến độc lập này đều có ý nghĩa thống kê trong mơ hình.
Hệ số VIF các biến độc lập đều nhỏ hơn 10, nhƣ vậy khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến xảy ra.
Nhƣ vậy, dựa vào hệ số beta chƣa chuẩn hóa, có thể viết lại phƣơng trình hồi quy nhƣ sau:
DGC = (- 0.536) + 0.288 CY + 0.171 TT + 0.238 TKTT + 0.252 HD + 0.121 CS Dựa vào mơ hình hồi quy các nhân tố ảnh hƣởng đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất của khách hàng thông qua hoạt động truyền thơng Marketing Online, ta có thể nhận thấy mức độ ảnh hƣởng của 5 nhân tố theo thứ tự nhƣ sau: “Đánh giá sự chú ý”, “Đánh giá hành động”; “Đánh giá tìm kiếm thơng tin”; “Đánh giá sự thích thú”; “Đánh giá sự chia sẻ” tác động cùng chiều theo mức độ giảm gần.
Theo mơ hình hồi quy có 5 nhân tố tiến hành kiểm định ảnh hƣởng của chúng tới ý định của khách hàng.
Nhân tố “Đánh giá sự chú ý”
H0: Yếu tố “Đánh giá sự chú ý” khơng tác động tích cực đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất của khách hàng thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online.
H1: Yếu tố “Đánh giá sự chú ý” có ảnh hƣởng tích cực đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất của khách hàng thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online.
H0: β2 ≤ 0 H1: β2 > 0
Dựa vào kết quả hồi quy ta thấy: Sig. = 0.00 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0. Kết luận “Đánh giá sự chú ý” tác động tích cực đến ý định của khách hàng. Cụ thể khi biến “Đánh giá sự chú ý” tăng 1đơn vị thì ý định mua sắm sản phẩm nội thất thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online sẽ tăng 0.288 đơn vị.
Nhân tố “Đánh giá sự thích thú”
H0: Yếu tố “Đánh giá sự thích thú” khơng tác động tích cực đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất của khách hàng thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online.
H1: Yếu tố “Đánh giá sự thích thú” có ảnh hƣởng tích cực đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất của khách hàng thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online.
H0: β3 ≤ 0 H1: β3 > 0
Dựa vào kết quả hồi quy ta thấy: Sig. = 0.00 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0. Kết luận “Đánh giá sự thích thú” tác động tích cực đến ý định của khách hàng. Cụ thể khi biến “Đánh giá sự thích thú” tăng 1 đơn vị thì ý định mua sắm sản phẩm nội thất thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online sẽ tăng 0.171 đơn vị.
Nhân tố “Đánh giá tìm kiếm thơng tin”
H0: Yếu tố “Đánh giá tìm kiếm thơng tin” khơng tác động tích cực đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất của khách hàng thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online.
H1: Yếu tố “Đánh giá tìm kiếm thơng tin” có ảnh hƣởng tích cực đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất của khách hàng thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online.
H0: β4 ≤ 0 H1: β4 > 0
Dựa vào kết quả hồi quy ta thấy: Sig. = 0.00 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0. Kết luận “Đánh giá tìm kiếm thơng tin” tác động tích cực đến ý định của khách hàng. Cụ thể khi biến “Đánh giá tìm kiếm thơng tin” tăng 1 đơn vị thì ý định mua sắm sản phẩm nội thất thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online sẽ tăng 0.238 đơn vị.
Nhân tố “Đánh giá hành động”
H0: Yếu tố “Đánh giá hành động” khơng tác động tích cực đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất của khách hàng thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online.
H1: Yếu tố “Đánh giá hành động” có ảnh hƣởng tích cực đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất của khách hàng thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online.
H0: β5 ≤ 0 H1: β5 > 0
Dựa vào kết quả hồi quy ta thấy: Sig. = 0.00 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0. Kết luận “Đánh giá hành động” tác động tích cực đến ý định của khách hàng. Cụ thể khi biến “Đánh giá hành động” tăng 1 đơn vị thì ý định mua sắm sản phẩm nội
Nhân tố “Đánh giá sự chia sẻ”
H0: Yếu tố “Đánh giá sự chia sẻ” khơng tác động tích cực đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất của khách hàng thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online.
H1: Yếu tố “Đánh giá sự chia sẻ” có ảnh hƣởng tích cực đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất của khách hàng thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online.
H0: β6 ≤ 0 H1: β6 > 0
Dựa vào kết quả hồi quy ta thấy: Sig. = 0.00 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0. Kết luận “Đánh giá sự chia sẻ” tác động tích cực đến ý định của khách hàng. Cụ thể khi biến “Đánh giá sự chia sẻ” tăng 1 đơn vị thì ý định mua sắm sản phẩm nội thất thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online sẽ tăng 0.121 đơn vị.
Kết quả kiểm định sau hồi quy cho thấy có 5 yếu tố tác động cùng chiều lên biến phụ thuộc “Đánh giá sự chú ý”, “Đánh giá hành động”; “Đánh giá tìm kiếm thơng tin”; “Đánh giá sự thích thú”; “Đánh giá sự chia sẻ”.
Trong đó, “Đánh giá sự chú ý” là yếu tố có sự tác động mạnh nhất và “Đánh giá sự chia sẻ” là yếu tố tác động yếu nhất. Điều này là phù hợp với đặc điểm của mẫu nghiên cứu.
2.3.5. Kiểm định sự khác biệt về ý định mua sắm sản phẩm nội thất thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online theo các đặc điểm nhân khẩu học hoạt động truyền thông Marketing Online theo các đặc điểm nhân khẩu học 2.3.5.1. Kiểm định sự khác biệt về giá trị trung bình của biến phụ thuộc với giá trị 3
Giả thuyết:
H0: Giá trị trung bình của biến phụ thuộc “Đánh giá chung” = 3 H1: Giá trị trung bình của biến phụ thuộc “Đánh giá chung” ≠ 3
Bảng 2.30. Kết quả kiểm định One – Sample T Test của yếu tố “Đánh giá chung” Giá trị kiểm tra = 3
t df Mức ý
nghĩa (Sig.)
Giá trị Mean Difference
95% Khoảng tin cậy của sự khác biệt
Giá trị Lower
Giá trị Upper
DGC 6.767 149 0.000 0.27333 0.1935 0.3531
(Nguồn: Kết quả điều tra xử lý số liệu) Giá trị Sig. = 0.000 < 0.05 với mức ý nghĩa 5% ta đủ điều kiện bác bỏ giả thuyết H0, do đó giá trị trung bình của biến phụ thuộc “Đánh giá chung” ≠ 3 và ta có giá trị Mean difference lớn hơn 0 chứng tỏ giá trị trung bình của biến phụ thuộc “Đánh giá chung” là lớn hơn 3 nghĩa là khách hàng có ý kiến trên trung tập nhƣ” đồng ý hoặc hoàn toàn đồng ý mua sắm sản phẩm nội thất thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online.
2.3.5.1. Kiểm định sự khác biệt theo độ tuổi
Kiểm định Levene có giá trị Sig. = 0.060 < 0.05 => Phƣơng sai giữa các nhóm độ tuổi là bằng nhau. Vì thế, có thể tiếp tục sử dụng kết quả kiểm định ANOVA.
Bảng 2.31. Kết quả kiểm định ANOVA về ý định mua sắm sản phẩm nội thất thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online tại công ty TNHH Thiết Kế và
Thi Công Nội Thất Gia Phong – Thành phố Đà Nẵng theo nhóm độ tuổi
DGC ANOVA Tổng bình phƣơng df Trung bình bình phƣơng F Sig. Giữa các nhóm 2.220 3 0.740 3.156 .027 Toàn bộ mẫu 34.240 146 0.235 Tổng 36.460 149
(Nguồn: Kết quả điều tra xử lý số liệu)
Kết quả phân tích ANOVA cho giá trị Sig. 0.027 < 0.05 ta bác bỏ giả thuyết H0. Nhƣ vậy, với mức ý nghĩa 5% có thể kết luận rằng, có sự khác biệt về ý định mua sắm sản phẩm nội thất thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online theo độ tuổi.
2.3.5.2. Kiểm định sự khác biệt theo nghề nghiệp
Kiểm định Levene có giá trị Sig. = 0.733 > 0.05 => Phƣơng sai giữa các nhóm nghề nghiệp là bằng nhau. Vì thế, có thể tiếp tục sử dụng kết quả kiểm định ANOVA Bảng 2.32. Kết quả kiểm định ANOVA về ý định mua sắm sản phẩm nội thất thông
qua hoạt động truyền thông Marketing Online tại công ty TNHH Thiết Kế và Thi Công Nội Thất Gia Phong – Thành phố Đà Nẵng theo nhóm nghề nghiệp
DGC ANOVA Tổng bình phƣơng df Trung bình bình phƣơng F Sig. Giữa các nhóm 3.173 4 0.793 3.456 .010 Toàn bộ mẫu 33.287 145 0.230 Tổng 36.460 149
(Nguồn: Kết quả điều tra xử lý số liệu) Kết quả phân tích ANOVA cho giá trị Sig. 0.010 < 0.05 ta bác bỏ giả thuyết H0. Nhƣ vậy, với mức ý nghĩa 5% có thể kết luận rằng, có sự khác biệt về ý định mua sắm sản phẩm nội thất thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online giữa các mức thu nhập khác nhau.
Tóm tắt chƣơng 2
Trong bối cảnh thói quen và hành vi tìm kiếm thông tin của khách hàng thay đổi do sự ảnh hƣởng từ Internet. Đồng thời, sự phát triển của công nghệ dẫn đến việc tiếp cận và tác động đến quyết định của khách hàng trong việc mua sắm lại càng nhiều khó khăn hơn. Chính vì sự cạnh tranh khốc liệt của thị trƣờng ngành Nội Thất và từ các đối thủ trực tiếp, Nội Thất Gia Phong đã nhanh chóng tiếp cận áp dụng các kênh Marketing Online nhằm tối đa hoá hoạt động bán hàng tại cửa hàng. Trong đó, các kênh mà Nội Thất Gia Phong sử dụng chủ yếu tập trung ở 4 nền tảng: Facebook, Website, Google và Youtube. Tuy nhiên, chỉ có 2 kênh Facebook và Website có tính hiệu quả cao, cịn kênh Google mang tính chất kết hợp và hỗ trợ, cịn kênh Youtube của cơng ty xây dựng vẫn chƣa có nhiều kết quả tốt nhƣ mong đợi.
Đối với 2 chƣơng trình nhằm mục đích thúc đẩy hoạt động bán hàng trong dịp lễ Tết Nguyên Đán 2021 vừa qua: “Tƣng bừng ƣu đãi – Mừng khai trƣơng” và “Salon đẹp nhà sang – Sẵn sàng đón Tết” đã chứng tỏ các kênh truyền thông Marketing Online mà công ty thực hiện đã có hiệu quả nhất định. Trong đó, các hoạt động Marketing Online đƣợc thực hiện tập trung ở kênh Facebook của Nội Thất Gia Phong và 2 kênh bổ trợ là Website và Youtube. Thơng qua 2 chƣơng trình đó, từ phía đội ngũ phịng Marketing cũng đã rút ra một số kinh nghiệm và bài học trong việc triển khai thông tin đến khách hàng sao cho hiệu quả và đúng mục tiêu đề ra.
Để sự phân tích tính hiệu quả của hoạt động Marketing Online tại công ty Nội Thất Gia Phong đƣợc khách quan hơn. Kết quả sau khi phân tích từ các đánh giá của khách hàng về mức độ hiệu quả hoạt động truyền thông qua mạng xã hội của Công ty TNHH Thiết kế và Thi Công Nội Thất Gia Phong – Thành phố Đà Nẵng cho thấy có 5 yếu tố tác động cùng chiều lên biến phụ thuộc “Đánh giá chung” là “Đánh giá sự chú ý”, “Đánh giá hành động”; “Đánh giá tìm kiếm thơng tin”; “Đánh giá sự thích thú”; “Đánh giá sự chia sẻ” với 20 biến quan sát thực sự ảnh hƣởng đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất của khách hàng thông qua hoạt động truyền thơng Marketing Online. Trong đó, “Đánh giá sự chú ý” là yếu tố có sự tác động cùng chiều mạnh nhất và yếu tố “Đánh giá sự chia sẻ” là yếu tố có sự tác động cùng chiều yếu nhất đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online của khách hàng tại công ty TNHH Thiết Kế và Thi Công Nội Thất Gia Phong – Thành phố Đà Nẵng.
Tất cả 5 nhân tố trên đều có sự ảnh hƣởng và bất kỳ một khác biệt nào trong số các yếu tố đó thay đổi cũng có thể tạo nên sự thay đổi trong ý định mua sắm sản phẩm nội thất thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online của khách hàng. Do đó những biện pháp làm tăng yếu tố cùng chiều mạnh nhất và duy trì các yếu tố cùng chiều còn lại sẽ thu hút thêm nhiều khách hàng mua sản phẩm nội thất tại công ty TNHH Thiết Kế và Thi Công Nội Thất Gia Phong – Thành phố Đà Nẵng. Đây cũng chính là căn cứ để đề tài đƣa ra các giải pháp nhằm hồn thiện kênh truyền thơng Marketing Online thất tại công ty TNHH Thiết Kế và Thi Công Nội Thất Gia Phong – Thành phố Đà Nẵng ở chƣơng tiếp theo.
CHƢƠNG 3: GIẢI PHÁP HỒN THIỆN KÊNH TRUYỀN THƠNG MARKETING ONLINE TẠI CÔNG TY TRÁCH NHIỆM HỮU HẠN THIẾT
KẾ VÀ THI CÔNG NỘI THẤT GIA PHONG – THÀNH PHỐ ĐÀ NẴNG 3.1. Định hƣớng phát triển của công ty Nội thất Gia Phong – Thành phố Đà Nẵng
Trong bối cảnh kinh tế quốc tế có nhiều biến động do trải qua đợt dịch COVID -19 và bị ảnh hƣởng nặng nề chung đến toàn cầu. Các doanh nghiệp muốn tồn tại và phát triển luôn phải xây dựng cho mình một định hƣớng phát triển, một chiến lƣợc kinh doanh với những mục tiêu rõ ràng, cụ thể để vƣợt qua và thích ứng trong mơi trƣờng kinh doanh ngày càng khắc nghiệt này. Công ty TNHH Thiết Kế và Thi Công Nội Thất Gia Phong – Thành phố Đà Nẵng kinh doanh trong lĩnh vực sản xuất, thiết kế và thi công, phân phối các mặt hàng về nội thất đồ gỗ nhƣ sofa, salon, tủ giƣờng,… với các dòng sản phẩm nội địa và nhập khẩu cũng bị ảnh hƣởng rất lớn đến hoạt động kinh doanh và tiêu thụ hàng hố.
Trƣớc tình hình đó, Cơng ty đã xây dựng một định hƣớng phát triển trong thời gian khó khăn tới để có thể tiếp tục duy trì hoạt động sản xuất kinh doanh và có chỗ đứng ổn định trên thị trƣờng, cụ thể:
- Tập trung ứng phó trƣớc tình hình nhu cầu và hành vi tiêu dùng hàng nội thất thay đổi trong đợt dịch Covid – 19.
- Tìm kiếm thêm những đầu ra cho sản phẩm, mở rộng các khu vực tiềm năng trong miền trung nhƣ Thừa Thiên Huế, Quảng Nam, Quảng Ngãi.
- Tìm kiếm thêm những đối tác khác để đảm bảo nguồn cung hàng hoá nhập khẩu đƣợc duy trì và ổn định về giá.
- Định vị mặt hàng và thị trƣờng chủ lực của Công ty theo hƣớng tập trung vào