CHƯƠNG 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.5. Kiểm định mô hình cấu trúc tuyến tính
Sau khi đã thực hiện phân tích nhân tố khẳng định (CFA), tác giả sẽ tiếp tục với phân tích mô hình cấu trúc tuyến tính (SEM). SEM là phương pháp được dùng đo lường tác động giữa các biến tiềm ẩn trong mô hình. Các chỉ số được sử dụng để đánh giá mức độ phù hợp của mô hình SEM với dữ liệu bao gồm các chỉ số được sử dụng tương tự như trong phân tích CFA. Với các chỉ số Chi-Square/df (𝜒2/df) = 1,552
< 5; CFI = 0,952 > 0,9; GFI = 0,881 > 0,8; TLI = 0,947 > 0,9; RMSEA = 0,044 <
0,06 với PCLOSE = 0,928 cho thấy mô hình SEM có mức độ phù hợp cao với dữ liệu.
Hình 4.2. Kết quả phân tích mô hình cấu trúc tuyến tính
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả Bảng 4.19. Hệ số tác động
Mối quan hệ Estimate S.E. C.R. P
TD ← CNGT 0,537 0,062 8,725 ***
CCQ ← TMDT 0,455 0,053 8,605 ***
NTKSHV ← TMDT 0,371 0,056 6,593 ***
QDMS ← TD 1,772 0,194 9,153 ***
QDMS ← CCQ 0,411 0,066 6,244 ***
QDMS ← NTKSHV 0,251 0,061 4,098 ***
QDMS ← NTTH 0,096 0,047 2,042 0,041
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả Bảng 4.20. Hệ số tác động chuẩn hóa
Mối quan hệ Estimate
TD ← CNGT 0,64
CCQ ← TMDT 0,641
NTKSHV ← TMDT 0,508
QDMS ← TD 1,193
QDMS ← CCQ 0,261
QDMS ← NTKSHV 0,164
QDMS ← NTTH 0,078
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả Sau khi phân tích SEM, kết quả từ bảng 4.19 cho thấy các hệ số tác động hồi quy đều có ảnh hưởng tích cực và có ý nghĩa (P < 0,05). Ngoài ra, còn có hệ số tác động đã được chuẩn hóa nhằm loại bỏ sự khác biệt về đơn vị đo lường giữa các biến, giúp việc so sánh tác động của các nhân tố trở nên dễ dàng và trực quan hơn.
Nhân tố TD có tác động mạnh mẽ tích cực và có ý nghĩa thống kê đến QDMS, với hệ số hồi quy chuẩn hóa là 1,193. Điều này có nghĩa rằng khi TD tăng lên một đơn vị thì QDMS sẽ tăng lên 1,193 đơn vị.
Nhân tố TMDT có tác động tích cực đến CCQ với hệ số hồi quy là 0,641. Nếu TMDT tăng một đơn vị sẽ làm CCQ tăng 0,641 đơn vị. Bên cạnh đó, nhân tố TMDT cũng có tác động đến NTKSHV nhưng với hệ số hồi quy yếu hơn (0,508).
Nhân tố CNGT có mối quan hệ tích cực với TD với hệ số hồi quy là 0,64. Tức là khi CNGT tăng 1 đơn vị thì TD sẽ tăng 0,64 đơn vị.
Ngoài ra, một số tác động tích cực và có ý nghĩa khác bao gồm các nhân tố CCQ, NTKSHV và NTTH tác động lên QDMS, với các hệ số hồi quy chuẩn hóa lần lượt là 0,261, 0,164, 0,078. Trong đó, NTTH có tác động yếu nhất lên QDMS, khi một đơn vị tăng của NTTH chỉ dẫn tới 0,078 đơn vị tăng trong QDMS.
Bảng 4.21. Hệ số xác định Squared Multiple Corelations Nhân tố Estimate
NTKSHV 0,258
CCQ 0,411
TD 0,41
QDMS 0,424
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả 𝑹𝟐 của NTKSHV = 0,258. NTKSHV được giải thích 25,8% bởi nhân tố TMDT.
𝑹𝟐 của CCQ = 0,411. CCQ được giải thích 41,1% bởi nhân tố TMDT.
𝑹𝟐 của TD = 0,41. TD được giải thích 41% bởi nhân tố CNGT.
𝑹𝟐 của QDMS = 0,424. Điều này cho thấy 42,4% phương sai của nhân tố được giải thích bởi NTTH, TD, CCQ, NTKSHV.
Bảng 4.22. Tác động gián tiếp riêng biệt Indirect Path Unstandardized
Estimate Lower Upper P- Value
Standardized Estimate CNGT → TD →
QDMS 0,952 0,777 1,129 0,002 0,764**
TMDT → CCQ →
QDMS 0,187 0,112 0,298 0 0,168***
TMDT → NTKSHV → QDMS
0,093 0,046 0,161 0,002 0,083**
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả Đối với phân tích tác động gián tiếp riêng biệt sử dụng kỹ thuật Bootstrapping, các kết quả đều cho thấy P-Value < 0,05, và không có khoảng tin cậy nào chứa giá trị 0. Cho nên, các tác động gián tiếp ở bảng 4.22 đều có ý nghĩa.
Hình 4.3. Kết quả tác động các các nhân tố trong mô hình SEM
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả Như vậy, sau khi phân tích một loạt các kiểm định thống kê, tác giả đã xác định các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định mua sắm nước hoa trực tuyến của sinh trên địa bàn TP. HCM, bao gồm: (1) Thái độ, (2) Truyền miệng điện tử, (3) Cảm nhận
Nhận thức về thương hiệu
Truyền miệng điện tử Cảm nhận về giá
trị Thái độ
Chuẩn chủ quan
Nhận thức kiểm soát hành vi
Quyết định mua sắm nước hoa trực tuyến 0,078
0,64
0,261 1,193
0,508 0,641
0,164
về giá trị, (4) Chuẩn chủ quan, (5) Nhận thức kiểm soát hành vi và (6) Nhận thức về thương hiệu.
Bảng 4.23. Kết quả kiểm định giả thuyết Giả
thuyết Nội dung Kết quả
H1 Nhận thức về thương hiệu ảnh hưởng tích cực (+) đến
Quyết định mua sắm nước hoa trực tuyến. Chấp nhận H2 Cảm nhận về giá trị ảnh hưởng tích cực (+) đến
Thái độ.
Chấp nhận H3 Truyền miệng điện tử có ảnh hưởng tích cực (+) đến
Chuẩn chủ quan.
Chấp nhận H4 Truyền miệng điện tử có ảnh hưởng tích cực (+) đến
Nhận thức kiểm soát hành vi. Chấp
nhận H5 Thái độ ảnh hưởng tích cực (+) đến Quyết định mua
sắm nước hoa trực tuyến. Chấp
nhận H6 Chuẩn chủ quan ảnh hưởng tích cực (+) đến Quyết
định mua sắm nước hoa trực tuyến. Chấp nhận H7 Nhận thức kiểm soát hành vi ảnh hưởng tích cực (+)
đến Quyết định mua sắm nước hoa trực tuyến.
Chấp nhận
Nguồn: Kết quả từ phân tích của tác giả 4.6. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Thái độ (TD) có hệ số hồi quy β = 1,193 đối với Quyết định mua sắm nước hoa trực tuyến (QDMS), cho thấy thái độ của NTD có ảnh hưởng mạnh mẽ và tích cực đến quyết định mua sắm nước hoa trực tuyến. Khi NTD có thái độ tích cực hơn đối với sản phẩm, khả năng họ ra quyết định mua sắm sẽ tăng lên tương ứng. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Yang và cộng sự (2007), nơi thái độ đối với hành vi mua sắm trực tuyến đã được chứng minh là yếu tố có tác động đáng kể đến hành vi mua sắm trực tuyến
Truyền miệng điện tử (TMDT) có tác động gián tiếp đến quyết định mua sắm thông qua Chuẩn chủ quan (CCQ) và Nhận thức kiểm soát hành vi (NTKSHV), với hệ số hồi quy lần lượt là 0,641 và 0,508. Điều này cho thấy eWOM có vai trò quan trọng trong việc tác động đến nhận thức xã hội và cảm nhận kiểm soát của NTD. Các nghiên cứu của Lee và cộng sự (2021) và Gohar và cộng sự (2020) cũng khẳng định
rằng eWOM có khả năng ảnh hưởng gián tiếp đến hành vi mua sắm thông qua tác động tích cực đến chuẩn chủ quan và nhận thức kiểm soát hành vi. Khi NTD đọc được những ý kiến tích cực từ eWOM, họ sẽ có xu hướng cảm thấy mình được hỗ trợ xã hội hơn và tự tin hơn trong quá trình ra quyết định mua sắm trực tuyến.
Cảm nhận về giá trị (CNGT) có hệ số hồi quy chuẩn hóa β = 0.64 đối với TD, cho thấy cảm nhận về giá trị của sản phẩm có ảnh hưởng đáng kể đến thái độ của NTD. Điều này cũng phù hợp với các nghiên cứu của Cheah và cộng sự (2015) và Cho (2004), họ cũng đã chỉ ra rằng cảm nhận về giá trị là yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến thái độ của NTD, từ đó tác động đến quyết định mua sắm của họ.
Chuẩn chủ quan (CCQ) có hệ số hồi quy chuẩn hóa là β = 0,261 đối với QDMS, cho thấy sự tác động tích cực từ áp lực xã hội đến quyết định mua sắm nước hoa trực tuyến. Các nghiên cứu như của Mishra và cộng sự (2021) về hàng xa xỉ và của Anh và My (2022) về nước hoa đều đã chứng minh rằng chuẩn chủ quan là một yếu tố có tác động đáng kể đến hành vi mua sắm. Điều này ngụ ý rằng, khi NTD cảm thấy bị ảnh hưởng bởi ý kiến của người khác, họ có khả năng cao hơn trong việc đưa ra quyết định mua nước hoa trực tuyến.
Nhận thức kiểm soát hành vi (NTKSHV) có hệ số hồi quy β = 0,164, ám chỉ rằng khi NTD cảm thấy mình có khả năng kiểm soát được quá trình mua hàng trực tuyến, họ có xu hướng đưa ra quyết định mua sắm. Điều này phù hợp với kết quả của George (2004), nơi nhận thức kiểm soát hành vi đã được chứng minh có liên quan mạnh mẽ đến hành vi mua sắm trực tuyến thực tế, giúp NTD dễ dàng chuyển từ ý định sang hành vi thực tế khi cảm nhận được quyền kiểm soát.
Cuối cùng, Nhận thức thương hiệu (NTTH) có hệ số hồi quy khá thấp, chỉ đạt 0,078 đối với QDMS, cho thấy sự nhận biết về thương hiệu có tác động đáng kể khá yếu đến quyết định mua sắm nước hoa trực tuyến trong trường hợp này. Điều này có phần khác biệt so với nghiên cứu của Pondra và cộng sự (2024) và Dabbous và Barakat (2020), khi họ nhận định rằng thương hiệu có ảnh hưởng lớn đến hành vi mua sắm nước hoa. Sự khác biệt này có thể xuất phát từ việc người dùng quan tâm hơn về giá trị nhận lại hơn là thương hiệu.
TÓM TẮT CHƯƠNG 4
Chương 4 trình bày kết quả phân tích dữ liệu từ nghiên cứu "Các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định mua sắm nước hoa trực tuyến của SV trên địa bàn Thành phố Hồ Chí Minh". Khảo sát đã thu thập tổng cộng 428 phiếu trả lời, trong đó có 305 mẫu hợp lệ được chọn lọc. Nghiên cứu đã sử dụng phần mềm SPSS 27 và AMOS 24 để thực hiện phân tích dữ liệu. Các bước phân tích bao gồm thống kê mô tả, kiểm định độ tin cậy thang đo bằng Cronbach’s Alpha, phân tích nhân tố khám phá (EFA), phân tích nhân tố khẳng định (CFA), và mô hình cấu trúc tuyến tính (SEM). Kết quả cho thấy các nhân tố như cảm nhận về giá trị, truyền miệng điện tử, thái độ, chuẩn chủ quan, nhận thức kiểm soát hành vi và nhận thức thương hiệu đều có ảnh hưởng đáng kể đến quyết định mua sắm nước hoa trực tuyến. Trong đó, cảm nhận về giá trị và truyền miệng điện tử tác động mạnh đến thái độ và chuẩn chủ quan, trong khi thái độ, chuẩn chủ quan và nhận thức kiểm soát hành vi có ảnh hưởng tích cực đến quyết định mua sắm nước hoa trực tuyến. Dựa trên các kết quả này, nghiên cứu đã đề xuất các hàm ý quản trị được nêu rõ trong Chương 5.