CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.3 PHÂN TÍCH ĐỘ TIN CẬY CỦA THANG ĐO THÔNG QUA HỆ SỐ CRONBACH’S ALPHA
4.3.1. Phân Tích Độ Tin Cậy Thang Đo Cho Biến Độc Lập
4.3.1.4 Phân Tích Độ Tin Cậy Thang Đo Sự Hài Lòng Của Khách Hàng
Thành phần “Sự hài lòng của khách hàng” đƣợc đo bằng 04 biến quan sát từ Sat18 đến Sat21. Cronbach’s Alpha của thang đo này đạt 0.820, các hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3 (thấp nhất là 0.588). Vì vậy, 04 biến quan sát của thang đo này đều được chấp nhận và được đưa vào phân tích nhân tố bước kế tiếp.
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu
loại bỏ biến
Phương sai thang đo nếu
loại bỏ biến
Tương quan biến tổng
Cronbach's Alpha nếu loại
bỏ biến
Sat18 13.14 9.457 0.588 0.798
Sat19 13.22 8.422 0.674 0.759
Sat20 13.37 8.610 0.712 0.742
Sat21 13.39 8.836 0.603 0.793
Cronbach's Alpha = 0.820 Bảng 4.9 Kết quả phân tích độ tin cậy thang đo “sự hài lòng của khách hàng”
(Số liệu chi tiết kết quả kiểm định độ tin cậy của thang đo các biến độc lập được thể hiện chi tiết tại Phụ lục 4.3)
4.4 PHÂN TÍCH ĐỘ TIN CẬY THANG ĐO CHO BIẾN PHỤ THUỘC
Thành phần phụ thuộc “Ý định mua lặp lại” đƣợc đo bằng năm biến quan sát từ Ret22 đến Ret26. Cronbach’s Alpha của thang đo này đạt 0.711, lớn hơn 0.6 nhƣng
biến Ret22 có hệ số tương quan biến tổng thấp hơn 0.3 nên loại Ret22 ra khỏi thang đo.
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu
loại bỏ biến
Phương sai thang đo nếu
loại bỏ biến
Tương quan biến tổng
Cronbach's Alpha nếu loại
bỏ biến
Ret22 17.83 14.057 0.163 0.769
Ret23 17.55 11.249 0.505 0.648
Ret24 17.71 10.910 0.514 0.644
Ret25 17.83 10.384 0.567 0.620
Ret26 17.51 10.338 0.613 0.601
Cronbach's Alpha = 0.711 Bảng 4.10 Kết quả phân tích độ tin cậy thang đo “Ý định mua lặp lại”
Thực hiện kiểm định lại thang đo sau khi loại biến Ret22, kết quả cho thấy Cronbach’s Alpha của thang đo biến phụ thuộc tăng từ 0.711 lên 0.769 và các hệ số tương quan biến tổng của các biến đều lớn hơn 0.3. Như vậy, bốn biến quan sát Ret23, Ret24, Ret25, Ret26 sẽ được giữ lại cho bước phân tích nhân tố tiếp theo.
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu
loại bỏ biến
Phương sai thang đo nếu
loại bỏ biến
Tương quan biến tổng
Cronbach's Alpha nếu loại
bỏ biến
Ret23 13.27 9.036 0.518 0.740
Ret24 13.43 8.477 0.569 0.714
Ret25 13.55 8.162 0.596 0.700
Ret26 13.23 8.389 0.597 0.699
Cronbach's Alpha = 0.769
Bảng 4.11 Kết quả phân tích độ tin cậy thang đo “Ý định mua lặp lại” sau khi loại biến Ret22
(Số liệu chi tiết kết quả kiểm định độ tin cậy của thang đo biến độc lập được thể hiện chi tiết tại Phụ lục 4.4)
4.5 PHÂN TÍCH NHÂN TỐ KHÁM PHÁ – EFA
Phương pháp phân tích nhân tố được sử dụng chủ yếu để thu nhỏ và tóm tắt các dữ liệu trong nghiên cứu sử dụng. Kết quả phân tích độ tin cậy thang đo các khái niệm của các biến độc lập cho thấy có 19 biến quan sát đạt tiêu chuẩn và đƣợc đƣa vào phân tích nhân tố với phương pháp trích nhân tố là Principal Components và phép quay Varimax nhằm phát hiện cấu trúc và đánh giá mức độ hội tụ của các biến quan sát theo các thành phần.
Các biến quan sát sẽ tiếp tục được kiểm tra mức độ tương quan của chúng theo nhóm. Tiêu chuẩn của phương pháp phân tích nhân tố là chỉ số KMO phải lớn hơn 0.5 (Garson, 2003) và kiểm định Bartlett’s có mức ý nghĩa sig <0.05 để chứng tỏ dữ liệu dùng phân tích nhân tố là thích hợp và giữa các biến có tương quan với nhau.
Điểm dừng khi trích các nhân tố có giá trị Eigenvalues phải lớn hơn 1. Các biến quan sát có hệ số tải nhân tố (Factor loading) nhỏ hơn 0.5 sẽ bị loại và thang đo
được chấp nhận khi tổng phương sai trích lớn hơn 50% (Gerbing & Anderson, 1988) để đảm bảo sự hội tụ giữa các biến trong một nhân tố.
4.5.1 Phân Tích Nhân Tố Đối Với Các Biến Độc Lập
Thực hiện phân tích nhân tố EFA với 19 biến độc lập đạt tiêu chuẩn cho kết quả hệ số KMO bằng 0.858 (0.5 < KMO < 1), chứng tỏ phân tích nhân tố cho việc nhóm các biến này lại với nhau là thích hợp.
Đồng thời, kiểm định Bartlett’s cho (p_value) sig=0.000 < 0.05. Điều này đã bác bỏ giả thuyết Ho (Ho: các biến quan sát không có tương quan với nhau trong tổng thể).
Như vậy, giả thuyết về ma trận tương quan giữa các biến là ma trận đồng nhất bị bác bỏ, tức là các biến có tương quan với nhau.
(Số liệu chi tiết về kiểm định KMO và Bartlett’s của biến độc lập được thể hiện tại Phụ lục 4.5)
Thực hiện phân tích nhân tố theo Principal Components với phép quay Varimax cho thấy 19 biến quan sát ban đầu có các hệ số tải nhỏ hơn 0,3 đều bị loại bỏ ( khoảng trắng), các hệ số tải số tải nhân tố lớn hơn 0,5 nên đảm bảo mức ý nghĩa thực tiễn, do vậy kết quả nhóm đƣợc 04 nhân tố độc lập tại mức giá trị Eigenvalues là 1.286 (> 1) với tổng phương sai trích được là 64.286% (> 50%); tức là khả năng sử dụng 04 nhân tố này để giải thích cho 19 biến quan sát ban đầu là 64.286%.
STT Biến Quan Sát Nhân Tố
1 2 3 4
1 Rela12 .854
2 Rela13 .847
3 Rela15 .815
4 Rela14 .804
5 Rela16 .742
6 Finan08 .792
7 Finan09 .746
8 Finan07 .739
9 Finan11 .734
10 Finan10 .727
11 Proc01 .763
12 Proc04 .752
13 Proc03 .711
14 Proc06 .642
15 Proc02 .640
16 Sat20 .779
17 Sat19 .753
18 Sat21 .724
19 Sat18 .703
Eigenvalues 6.590 2.245 2.092 1.286
KMO .858
Kiểm định Bartlett's Sig=.000 Tổng phương sai trích được 64.286%
Bảng 4.12 Kết quả phân tích nhân tố cho biến độc lập
(Số liệu chi tiết tại Phụ lục 4.5)
Thực hiện phân tích nhân tố theo Principal Components với phép quay Varimax cho 19 biến quan sát ban đầu. Kết quả rút trích đƣợc 04 nhân tố độc lập và tất cả các
biến đều có trọng số hệ số tải lớn hơn 0.5. Các biến quan sát nhóm vào các nhân tố nhƣ sau:
Nhân tố “Rào cản chuyển đổi thủ tục”: đƣợc đo bằng năm biến quan sát Proc01, Proc02, Proc03, Proc04 và Proc06. Mã hóa Proc
Nhân tố “Rào cản chuyển đổi tài chính”: đƣợc đo bằng năm biến quan sát Finan07, Finan08, Finan09, Finan10 và Finan11. Mã hóa Finan
Nhân tố “Rào cản chuyển đổi quan hệ”: đƣợc đo bằng năm biến quan sát Rela12, Rela13, Rela14, Rela15 và Rela16. Mã hóa Rela
Nhân tố “Sự hài lòng của khách hàng”: đƣợc đo bằng bốn biến quan sát Sat18, Sat19, Sat20 và Sat21. Mã hóa Sat
4.5.2 Phân Tích Nhân Tố Cho Biến Phụ Thuộc
Bốn biến quan sát của thang đo “Ý định mua lặp lại” được phân tích theo phương pháp Principal Components với phép quay Variamax.
Kết quả kiểm định KMO và Bartlett’s cho thấy: Giả thiết Ho là các biến không có tương quan với nhau trong tổng thể đã bị bác bỏ bởi kiểm định Bartlett’s (sig=0.000
< 0.05). Đồng thời hệ số KMO là 0.751 (0.5 < KMO < 1), chứng tỏ phân tích nhân tố cho việc nhóm các biến này lại với nhau là hoàn toàn phù hợp.
(Số liệu chi tiết về kiểm định KMO và Bartlett’s của biến độc lập được thể hiện tại Phụ lục 4.6)
Phân tích EFA trích đƣợc 1 nhân tố với mức giá trị Eigenvalues là 2.363 ( >1) và tổng phương sai trích được là 59.07% (> 50%); tức là khả năng sử dụng của 01 nhân tố này để giải thích cho 4 biến quan sát ban đầu là 59.07%.
STT Biến Quan Sát
Nhân Tố 1
1 Ret26 .790
2 Ret25 .790
3 Ret24 .767
4 Ret23 .725
Eigenvalues 2.363
KMO 0.751
Kiểm định Bartlett's sig=0.000 Tổng phương sai trích được 59.07%
Bảng 4.13 Kết quả phân tích nhân tố cho biến phụ thuộc “ Ý định mua lặp lại”
Nhân tố “Ý định mua lặp lại” gồm 4 biến quan sát từ Ret23 đến Ret26 và các hệ số tải đều lớn hơn 0.5. Mã hóa Ret
4.6 THANG ĐO NGHIÊN CỨU HOÀN CHỈNH
Sau khi kiểm tra độ tin cậy và giá trị, kết quả thang đo hoàn chỉnh đƣợc tóm tắt bảng 4.15a, 4.15b, 4.16 dưới đây:
Tên nhân tố
Ký hiệu
biến Phát biểu
Rào cản chuyển đổi thủ tục
Proc01 Tôi nghĩ rằng mình sẽ phải mất chi phí ngầm không lường
trước khi chuyển đổi sang nhà cung cấp dịch vụ mới.
Proc02
Tôi có thể phải sử dụng dịch vụ với chất lƣợng không nhƣ mong đợi và chi phí bỏ ra khi chuyển đổi sang nhà cung cấp dịch vụ mới.
Proc03 Tôi tin rằng mình sẽ phải tốn nhiều thời gian để tìm kiếm
các thông tin đánh giá nhà cung cấp mới.
Proc04 Tôi sẽ phải tốn nhiều thời gian, công sức để tìm hiểu, làm
quen và sử dụng thuần thục các tính năng của dịch vụ mới.
Proc06 Tôi không lường trước được những rắc rối sẽ gặp phải khi
chuyển sang nhà cung cấp mới
Rào cản chuyển đổi tài chính
Finan07
Tôi tin rằng mình sẽ mất hết các quyền lợi đã tích lũy đƣợc với nhà cung cấp cũ khi chuyển sang một nhà cung cấp dịch vụ mới.
Finan08
Tôi tin rằng mình sẽ mất đi lợi ích từ vị thế của một khách hàng lâu dài mang lại khi chuyển sang một nhà cung cấp dịch vụ mới.
Finan09
Tôi tin mình sẽ phải mất các chi phí đã bỏ ra khi phá vỡ hợp đồng với nhà cung cấp cũ để chuyển đổi sang một nhà cung cấp dịch vụ mới.
Finan10 Tôi phải mất nhiều chi phí cho việc thiết lập sử dụng dịch
vụ khi chuyển sang nhà cung cấp mới.
Finan11 Tôi phải mất nhiều chi phí để trở thành thành viên của một
nhà cung cấp mới.
Bảng 4.14a Thang đo khái niệm hoàn chỉnh của biến độc lập
Tên nhân tố
Ký hiệu
biến Phát biểu
Rào cản chuyển đổi mối quan hệ Rela12 Tôi có mối quan hệ tốt và đã quen với cách làm việc của những
nhân viên nhà cung cấp dịch vụ.
Rela13 Tôi tin rằng mình chỉ cảm thấy quen thuộc và thoải mái hơn với
cách làm việc của nhà cung cấp hiện tại.
Rela14 Tôi cảm thấy rằng nhà cung cấp hiện tại luôn thể hiện sự tôn trọng
cũng nhƣ nhận ra các vấn đề mà tôi gặp phải.
Rela15 Tôi luôn thích hình ảnh và giá trị thương hiệu của nhà cung cấp
dịch vụ hiện tại.
Rela16 Chính hình ảnh và giá trị thương hiệu của nhà cung cấp dịch vụ
hiện tại khẳng định danh tiếng của tôi.
Sự hài lòng
Sat18 Tôi luôn cảm thấy hài lòng với nhà cung cấp dịch vụ hiện tại.
Sat19 Nhà cung cấp dịch vụ hiện tại luôn đảm bảo chất lƣợng dịch vụ đáp
ứng đƣợc sự mong đợi của tôi.
Sat20 Tôi cảm thấy nhà cung cấp dịch vụ hiện tại của tôi luôn đáp ứng
nhu cầu của khách hàng một cách tốt nhất.
Sat21 Tôi tin tưởng rằng nhà cung cấp dịch vụ mà tôi đang sử dụng luôn
cung cấp dịch vụ chất lƣợng hơn hẳn các nhà cung cấp khác.
Bảng 4.14b Thang đo khái niệm hoàn chỉnh của biến độc lập( tiếp theo)
Tên nhân tố
Ký hiệu
biến Phát biểu
Ý định mua lặp lại
Ret23 Tôi sẽ tiếp tục sử dụng tiếp dịch vụ và trung thành với nhà cung
cấp hiện tại trong năm tới.
Ret24 Tôi tin chắc đây là nhà cung cấp dịch vụ đƣợc khách hàng ƣa
thích và chấp nhận sử dụng dịch vụ nhiều nhất.
Ret25 Nhà cung cấp dịch vụ hiện tại là nhà cung cấp đƣợc tôi nghĩ
đến trước tiên và duy nhất cho việc chọn lựa sử dụng.
Ret26 Tôi đặt niềm tin vào chất lƣợng dịch vụ của nhà cung cấp hiện
tại và sẽ giới thiệu cho người khác
Bảng 4.15 Thang đo khái niệm hoàn chỉnh của biến phụ thuộc
4.7 KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU
Sau khi tiến hành phân tích độ tin cậy của các thang đo thông qua hệ số Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố để xác định các nhân tố thu đƣợc từ các biến quan sát,
có 05 nhân tố được đưa vào để kiểm định mô hình. Phân tích tương quan Pearson đƣợc sử dụng để xem xét sự phù hợp khi đƣa các thành phần vào phân tích hồi quy.
Kết quả phân tích hồi quy đa biến sẽ đƣợc sử dụng để kiểm định các giả thuyết mô hình.
4.7.1 Kiểm Định Hệ Số Tương Quan Pearson
Kiểm định hệ số tương quan Pearson dùng để kiểm tra mối liên hệ tuyến tính giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc.
Ma trận tương quan cho biết sự tương quan giữa biến phụ thuộc Ý định mua lặp lại với từng biến độc lập cũng như tương quan giữa các biến độc lập với nhau. Nếu các biến độc lập có tương quan chặt chẽ với nhau thì có thể sẽ ảnh hưởng lớn đến kết quả của phân tích hồi quy bội.
Nhân tố Ret Proc Finan Rela Sat
Ret 1
Proc .510** 1
Finan .435** .285** 1
Rela .558** .373** .354** 1
Sat .675** .532** .319** .466** 1
Bảng 4.16 Kết quả phân tích tương quan (Số liệu chi tiết tại Phụ lục 4.7)
Bảng ma trận tương quan cho thấy biến phụ thuộc Ret có mối tương quan tuyến tính với cả 04 biến độc lập Proc, Finan, Rela và Sat. Trong đó hệ số tương quan giữa nhân tố “Sự hài lòng khách hàng” (Sat) đối với Ý định mua lặp lại (Ret) là lớn nhất
(tương ứng với 0.675). Trong khi đó, hệ số tương quan giữa nhân tố “Rào cản tài chính” (Finan) với biến phụ thuộc là thấp nhất (0.435).
Kết quả phân tích cũng cho thấy có mối tương quan giữa các biến độc lập ở mức yếu. Vì vậy, cần lưu ý đến vấn đề đa cộng tuyến trong phân tích hồi quy.
4.7.2 Phân Tích Hồi Quy - Kiểm Định Giả Thuyết
Phân tích hồi quy đƣợc thực hiện để xác định cụ thể trọng số tác động của từng thành phần rào cản chuyển đổi, sự hài lòng đến ý định mua lặp lại dịch vụ MyTV
Hồi quy đƣợc thực hiện với 04 biến độc lập (Proc, Finan, Rela, Sat) và 01 biến phụ thuộc (Ret), dùng phương pháp hồi quy tổng thể của các biến (Enter) với phần mềm SPSS 20.
Phương trình hồi quy tuyến tính đa biến có dạng:
Ret = B0+ B1*Proc + B2*Finan + B3*Rela + B4*Sat + ei
Mô hình Tổng bình phương df Bình phương
trung bình
F Mức ý nghĩa
1
Hồi quy 104.821 4 26.205 68.611 .000a
Phần dƣ 77.916 204 .382
Tổng 182.737 208
Bảng 4.17 Kết quả phân tích phương sai
Với giả thuyết Ho: R2 tổng thể = 0, kết quả phân tích hồi quy cho ta F=68.611 với p_value=0.000 < 0.05. Do đó, ta hoàn toàn có thể bác bỏ giả thuyết Ho (tức chấp nhận giả thiết H1: có ít nhất một biến độc lập ảnh hưởng đến biến phụ thuộc) và kết luận việc sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính để tìm mối quan hệ giữa các yếu tố trên cho tổng thể là phù hợp
Mô hình
Hệ số không chuẩn
hóa
Hệ số chuẩn
hóa t
Mức ý nghĩa
Sig.
Thống kê đa cộng tuyến
B Độ lệch
chuẩn Beta Dung sai VIF
(Constant) .652 .246 2.652 .009
Proc .137 .053 .141 2.564 .011 .689 1.451
Finan .146 .043 .171 3.419 .001 .835 1.198
Rela .174 .038 .244 4.541 .000 .722 1.384
Sat .420 .056 .431 7.451 .000 .625 1.601
R2 hiệu chỉnh = .565
Sig<0.05
Bảng 4.18: Bảng tóm tắt các hệ số hồi quy
Mô hình hồi quy cho thấy cả 04 nhân tố độc lập đều có ý nghĩa về mặt thống kê (sig t <0.05) và tất cả các nhân tố này đều tham dự vào giải thích Ý định mua lặp lại dịch vụ MyTV của khách hàng.
Nhƣ kết quả phân tích ở bảng 4.18 thì mô hình nghiên cứu có R2 hiệu chỉnh là 0,565 nghĩa là 56,5% sự biến thiên của Ý định mua lặp lại (Ret) đƣợc giải thích bởi sự biến thiên của các thành phần nhƣ: (1) Rào cản chuyển đổi thủ tục (Proc), (2) Rào cản chuyển đổi tài chính (Finan), (3) Rào cản chuyển đổi quan hệ (Rela), (4) Sự hài lòng (Sat).
Vì vậy, ta có thể kết luận rằng rào cản chuyển đổi thủ tục, chuyển đổi mối quan hệ, rào cản tài chính và sự hài lòng của khách hàng có quan hệ tuyến tính với Ý định mua lặp lại của khách hàng. Tất cả các yếu tố này đƣợc giữ lại trong mô hình hồi quy bội.
Thông qua phân tích hồi quy, ta có thể đi đến việc bác bỏ hoặc chấp nhận các giả thiết thống kê với mức ý nghĩa 5%. Sau đây là bảng tổng hợp việc kiểm định các giả thiết thông kê.
STT Giả thuyết Beta
(β) p_value
Kết luận
(tại mức ý nghĩa 5%)
1 H1: Rào cản chuyển đổi thủ tục có tác động cùng chiều (+) đến ý định mua lặp lại của khách hàng
0.141 0.011 Chấp nhận
2 H2: Rào cản chuyển đổi tài chính có tác động cùng chiều (+) đến ý định mua lặp lại của khách hàng.
0.171 0.001 Chấp nhận
3 H4: Rào cản chuyển đổi quan hệ có tác động cùng chiều (+) đến ý định mua lặp lại của khách hàng.
0.244 0.000 Chấp nhận
4 H5: Sự hài lòng của khách hàng có tác động cùng chiều (+) đến ý định mua lặp lại của khách hàng.
0.431 0.000 Chấp nhận
Bảng 4.19 Bảng kết quả kiểm định các giả thuyết mô hình
Mô hình R R Square
(R2) R điều chỉnh Độ lệch chuẩn
1 .757a .574 .565 .61801
Bảng 4.20 Bảng chỉ tiêu đánh giá độ phù hợp của mô hình
Từ kết quả hồi quy ta cũng thấy rằng R2 mẫu hiệu chỉnh là 0.565. Điều này cho thấy mô hình hồi quy tuyến tính này phù hợp với tập dữ liệu của mẫu ở mức 56,5%, tức là các biến độc lập giải thích đƣợc 56,5% biến thiên của biến phụ thuộc.
Phương trình hồi quy được thể hiện như sau:
Ret = 0.652 + 0.420*Sat + 0.174*Rela + 0.146*Finan+ 0.137*Proc + ei
Với tham số ei – đại diện cho những yếu tố chƣa biết và sai số.
Trong bảng 4.18, thì hệ số β cho biết mức độ ảnh hưởng của các nhân tố độc lập lên nhân tố phụ thuộc: nhân tố có hệ số β càng lớn thì càng ảnh hưởng cao hơn.
Nhƣ vậy theo kết quả bảng thông số thống kê của từng biến trong mô hình hồi quy cho thấy tầm quan trọng của các biến này trong mô hình đối với Ý định mua lặp lại đƣợc sắp thứ tự nhƣ sau:
Thứ nhất là nhân tố Sự hài lòng với hệ số β là 0,431 nên có tầm quan trọng nhất đối với Ý định mua lặp lại.
Đứng thứ hai là nhân tố Rào cản chuyển đổi quan hệ với hệ số tương quan từng phần β là 0,244.
Đứng thứ ba là Rào cản chuyển đổi tài chính với hệ số β là 0,171.
Cuối cùng là nhân tố Rào cản chuyển đổi thủ tục có hệ số β là 0,141.
4.8 KIỂM TRA SỰ VI PHẠM CÁC GIẢ ĐỊNH TRONG HỒI QUY TUYẾN TÍNH
4.8.1 Giả định liên hệ tuyến tính
Phương pháp được sử dụng là biểu đồ phân tán Scatter plot (Phụ lục 4.9 Đồ thị
phân bố ngẫu nhiên của phần dư chuẩn hóa). Nhìn vào biểu đồ ta thấy phần dƣ
không thay đổi theo một trật tự nào đối với giá trị dự đoán. Do đó giả thiết về liên hệ tuyến tính không bị vi phạm.