HH13 .835 .215 .232 D ịch v ụ HH15 .828 .170 .265 PV10 .825 .031 .074 HH14 .805 .060 .004 HH12 .795 .197 .118 PV11 .735 .033 .274 NAH08 .035 .899 .110 Nhó m ảnh hƣ ởng NAH07 .099 .898 .077 NAH05 .113 .743 .095 NAH06 .224 .702 .214 SP01 .176 .014 .884 S ản ph ẩm SP03 .137 .273 .878 SP04 .279 .224 .864
Kết quả phân tích chi tiết xin xem phụ lục E.
Thang đo Quyết định mua
Thang đo Quyết định mua gồm 4 biến quan sát, sau khi kiểm định độ tin cậy của thang đo qua Cronbach’s Alpha, các biến đều đạt yêu cầu và đƣợc đƣa vào phân tích nhân tố. Kết quả phân tích cho thấy cả 4 biến quan sát đều đƣợc phân tích thành một nhân tố duy nhất, hệ số tải nhân tố đều lớn hơn 0.5, hệ số KMO bằng 0.748 nên EFA phù hợp với dữ liệu phân tích. Thống kê Chi bình phƣơng của kiểm định Ballett đạt giá trị 150.671 với mức ý nghĩa là 0.000, vì thế các biến quan sát có tƣơng quan với nhau xét trên phạm vi tổng thể. Phƣơng sai trích đạt 63.28% thể hiện rằng 1 nhân tố rút ra giải thích đƣợc 63.28% biến thiên dữ liệu, vì thế thang đo rút ra là chấp nhận đƣợc. Độ tin cậy Cronbach’s Alpha đạt 0.783 nên thang đo này phù hợp để tiến hành các bƣớc phân tích tiếp theo của nghiên cứu.
Bảng 4.5: Kết quả phân tích nhân tố khám phá thang đo Quyết định mua KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .748 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 150.671
df 6
Sig. .000
Nhân tố Tên nhân tố 1 QDM4 .889 Quyết định mua QDM3 .874 QDM1 .801 QDM2 .579
Chi tiết kết quả phân tích xin xem thêm phụ lục E.
4.4. ĐIỀU CHỈNH MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU
Kết quả phân tích nhân tố và kiểm định thang đo ở trên cho thấy mô hình lý thuyết với 4 biến độc lập và một biến phụ thuộc trong mô hình nghiên cứu đề nghị đƣợc trình bày ở chƣơng 2 phải điều chỉnh lại thành mô hình 3 biến độc lập và 1 biến phụ thuộc.
Sản phẩm
Gồm 3 biến quan sát:
SP01 Tôi sử dụng dịch vụ CTVP vì nghĩ rằng chất lƣợng thực phẩm ở đó đáng tin cậy.
SP03 Tôi sử dụng dịch vụ CTVP vì nghĩ rằng thức ăn ở đó đƣợc chế biến từ nguồn thực phẩm có chất lƣợng tốt.
SP04 Tôi sử dụng dịch vụ CTVP vì nghĩ rằng thức ăn ở đó đƣợc chế biến hợp vệ sinh.
Nhóm ảnh hƣởng
Gồm 4 biến quan sát:
NAH05 Tôi nghĩ rằng CTVP là một nét văn hóa đặc trƣng của giới lao động văn phòng.
NAH06 Tôi sử dụng dịch vụ CTVP vì đồng nghiệp tôi cũng thƣờng ăn ở đó.
NAH07 Tôi nghĩ rằng đi ăn CTVP cũng là một cách giúp chúng ta dễ hòa đồng với đồng nghiệp hơn.
NAH08 Tôi nghĩ rằng đi ăn CTVP cũng là một cơ hội giúp thắt chặt tình đồng nghiệp.
Dịch vụ
Nhân tố này chính là sự sáp nhập lại của 2 nhân tố Thái độ phục vụ và Các yếu tố hữu hình.
Gồm 6 biến quan sát:
PV10 Tôi sử dụng dịch vụ CTVP vì nhân viên ở ở đó luôn nhanh chóng thực hiện yêu cầu của tôi.
PV11 Tôi sử dụng dịch vụ CTVP vì nhân viên ở đó luôn niềm nở với khách hàng. HH12 Tôi sử dụng dịch vụ CTVP vì ở đó có tiện nghi rất tốt
HH12 Tôi sử dụng dịch vụ CTVP vì ở đó có cơ sở vật chất trông rất bắt mắt HH14 Tôi sử dụng CTVP vì nhân viên ở đó ăn mặt rất tƣơm tất
HH15 Tôi sử dụng CTVP vì không gian ở đó đƣợc bài trí đẹp mắt
Quyết định mua
QDM1 Tôi chắc chắn sẽ đến ăn ở những quán có chất lƣợng thực phẩm đáng tin cậy.
QDM2 Tôi chắc chắn sẽ đến ăn ở những quán mà đồng nghiệp tôi thƣờng đến. QDM3 Tôi chắc chắn sẽ đến ăn ở những quán có thái độ phục vụ tốt.
QDM4 Tôi chắc chắn sẽ đến ăn ở những quán có không gian sạch sẽ và tiện nghi tốt.
Mô hình nghiên cứu điều chỉnh
Hình 4.1: Mô hình nghiên cứu điều chỉnh
Bổ sung các giả thuyết trong mô hình nghiên cứu điều chỉnh
Vì có sự thay đổi trong mô hình nghiên cứu điều chỉnh so với mô hình nghiên cứu đề nghị, nên ở đây có sự thiết lập lại các giả thuyết.
H1: Chất lƣợng sản phẩm có tƣơng quan dƣơng với quyết định mua cơm trƣa văn phòng của ngƣời tiêu dùng.
H2: Tác động của nhóm ảnh hƣởng có tƣơng quan dƣơng với quyết định mua cơm trƣa văn phòng của ngƣời tiêu dùng.
H3: Chất lƣợng dịch vụ có tƣơng quan dƣơng với quyết định mua cơm trƣa văn phòng của ngƣời tiêu dùng.
Quyết định mua Nhóm ảnh hƣởng Dịch vụ Sản phẩm
4.5. KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH VÀ CÁC GIẢ THUYẾT NGHIÊN CỨU 4.5.1. Phân tích tƣơng quan 4.5.1. Phân tích tƣơng quan
Kiểm định hệ số tƣơng quan Pearson để kiểm tra mối liên hệ tuyến tính giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc.
Bảng 4.6: Ma trận tƣơng quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc SP NAH DV QDM SP Pearson Correlation 1 .282 ** .284** .402** Sig. (2-tailed) .004 .004 .000 N 102 102 102 102 NAH Pearson Correlation .282 ** 1 .215* .515** Sig. (2-tailed) .004 .030 .000 N 102 102 102 102 DV Pearson Correlation .284 ** .215* 1 .352** Sig. (2-tailed) .004 .030 .000 N 102 102 102 102 QDM Pearson Correlation .402 ** .515** .352** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 N 102 102 102 102
Theo ma trận tƣơng quan, các biến độc lập đều có tƣơng quan ý nghĩa về mặt thống kê đối với biến phụ thuộc, trong đó cao nhất là biến NAH (nhóm ảnh hƣởng) và thấp nhất là biến DV (Dịch vụ). Do đó, ta có thể kết luận sơ bộ là các biến này có thể đƣa vào mô hình để giải thích cho biến Quyết định mua (QDM).
4.5.2. Phân tích hồi quy
Quá trình phân tích hồi quy đƣợc tiến hành để xác định cụ thể trọng số của từng thành phần tác động đến hành vi tiêu dùng cơm trƣa văn phòng (Quyết định mua). Phân tích
hồi quy sẽ đƣợc thực hiện bằng phƣơng pháp Enter với 3 biến độc lập Sản phẩm (SP), Nhóm ảnh hƣởng (NAH), Dịch vụ (DV) và biến phụ thuộc Quyết định mua (QDM). Kết quả chi tiết về phân tích hồi quy xem thêm phần phụ lục F.
Bảng 4.7: Bảng tóm tắt mô hình hồi quy Model Summaryb Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin-Watson 1 .610a .372 .353 .94472 1.968
a. Predictors: (Constant), DV, NAH, SP b. Dependent Variable: QDM
Bảng 4.8: Bảng phân tích phƣơng sai ANOVA ANOVAb
Model
Sum of
Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 51.879 3 17.293 19.376 .000a
Residual 87.465 98 .892 Total 139.343 101
a. Predictors: (Constant), DV, NAH, SP b. Dependent Variable: QDM
Bảng 4.9: Bảng hệ số hồi quy Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardiz ed Coefficient s t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error Beta Tolerance VIF 1 (Constant) 1.907 .417 4.577 .000
SP .197 .073 .230 2.682 .009 .868 1.152 NAH .323 .067 .407 4.824 .000 .901 1.110 DV .176 .074 .200 2.366 .020 .900 1.111
a. Dependent Variable: QDM
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy Adjusted R2mẫu = 0.353. Con số này nói lên rằng mô hình hồi quy tuyến tính này phù hợp với tập dữ liệu ở mức 35.3%, tức là các biến độc lập giải thích đƣợc 35.3% biến thiên của biến phụ thuộc Quyết định mua. Với giả thuyết Ho: R2tổng thể =0, kết quả hồi quy cho thấy F = 19.376 (khác 0) với p-value = 0.000, do đó hoàn toàn có thể bác bỏ giả thuyết Ho và kết luận rằng mô hình hồi quy tuyến tính là phù hợp với tổng thể (kết luận này có thể phạm sai lầm với xác xuất nhỏ hơn 1%).
Đo lƣờng đa cộng tuyến: Hệ số phóng đại phƣơng sai VIF vƣợt quá 10 là dấu hiệu của đa công tuyến (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Theo đó, VIF của tất cả các biến độc lập trong mô hình đều rất gần 1 nên hiện tƣợng đa cộng tuyến là rất nhỏ, không ảnh hƣởng đến kết quả hồi quy.
Theo kết quả phân tích hồi quy, cả 3 biến độc lập là Sản phẩm, Nhóm ảnh hƣởng và Dịch vụ đều có tƣơng quan thuận với biến phục thuộc Quyết định mua(kết quả hệ số Beta đều dƣơng). Nhƣ vậy, khi ngƣời tiêu dùng quyết định sử dụng dịch vụ cơm trƣa văn phòng, các yếu tố nhƣ sản phẩm, nhóm ảnh hƣởng và dịch vụ đều có tác động mạnh đến quyết định của họ. (Các nhóm yếu tố khác đƣợc giả sử là không đổi trong nghiên cứu này).
4.5.3. Kiểm định các giả định của mô hình hồi quy
Giả định liên hệ tuyến tính
Hình 4.2: Đồ thị biểu diễn phần dƣ chuẩn hóa
Đồ thị biểu diễn phần dƣ chuẩn hóa theo giá trị dự đoán chuẩn hóa cho thấy phần dƣ thay đổi không theo quy luật nào. Nhƣ vậy giả định liên hệ tuyến tính không bị vi phạm.
Giả định về phân phối chuẩn của phần dư
Đồ thị phân phối chuẩn của phần dƣ cho thấy phân phối của phần dƣ gần nhƣ là phân phối chuẩn. Đồ thị P-P Plot của phần dƣ cũng cho thấy đƣờng biểu diễn phần dƣ không lệch đáng kể so với đƣờng thẳng kỳ vọng. Nhƣ vậy, giả định về phân phối chuẩn của phần dƣ không bị vi phạm.
Hình 4.4: Đồ thị P-P Plot
Giả định về phương sai của sai số không đổi
Phân tích tƣơng quan giữa trị tuyệt đối của phần dƣ với biến phụ thuộc quyết định mua cho thấy không có sự tƣơng quan rõ rệt giữa phần dƣ với biến độc lập vì hệ số tƣơng quan Pearson đạt đƣợc quá nhỏ (= 0.002) tại một mức ý nghĩa quá lớn (sig. = 0.983). Do đó giả định này không bị vi phạm.
Bảng 4.10: Tƣơng quan giữa giá trị tuyệt đối của phần dƣ và biến phụ thuộc
ABS_ZRE_1 QDM ABS_ZRE_1 Pearson Correlation 1 .002
Sig. (2-tailed) .983
N 102 102
QDM Pearson Correlation .002 1 Sig. (2-tailed) .983
N 102 102
Giả định về tính độc lập của sai số (không có tương quan giữa các phần dư)
Hệ số Durbin-Watson của mô hình hồi quy là 1.968. Tra bảng hệ số Durbin-Watson với N = 100 và K=3, ta có hệ số DL = 1.483 và DU = 1.503. Vậy hệ số Durbin-Watson
nằm giữa DU và 2, rơi vào miền chấp nhận giả thuyết không có sự tƣơng quan chuỗi bậc nhất. Do đó giả định này không bị vi phạm.
4.5.4. Kiểm định các giả thuyết
Giả thuyết H1: Chất lƣợng sản phẩm tƣơng quan dƣơng với quyết định mua của ngƣời tiêu dùng cơm trƣa văn phòng.
Qua kết quả khảo sát ngƣời tiêu dùng và phân tích hồi quy cho thấy rằng, yếu tố chất lƣợng sản phẩm có ảnh hƣởng đến hành vi mua cơm trƣa văn phòng của ngƣời tiêu dùng, cụ thể hệ số Beta dƣơng và bằng 0.239 tại mức ý nghĩa 0.009. Với kết quả này, ngƣời viết có thể kết luận rằng giả thuyết H1 đƣợc đặt ra cho quá trình nghiên cứu đƣợc kiểm định là phù hợp và đúng với mô hình nghiên cứu.
Giả thuyết H2: Tác động của nhóm ảnh hƣởng tƣơng quan dƣơng với quyết định mua cơm trƣa văn phòng của ngƣời tiêu dùng.
Qua kết quả khảo sát ngƣời tiêu dùng và phân tích hồi quy cho thấy rằng, yếu tố Nhóm ảnh hƣởng có ảnh hƣởng đến hành vi mua cơm trƣa văn phòng của ngƣời tiêu dùng, cụ thể hệ số Beta dƣơng và bằng 0.407 tại mức ý nghĩa 0.000. Với kết quả này, ngƣời viết có thể kết luận rằng giả thuyết H2 đƣợc đặt ra cho quá trình nghiên cứu đƣợc kiểm định là phù hợp và đúng với mô hình nghiên cứu. Đây chính là yếu tố có tác động mạnh mẽ nhất lên hành vi tiêu dùng cơm trƣa văn phòng.
Giả thuyết H3: Chất lƣợng dịch vụ tƣơng quan dƣơng với quyết định mua của ngƣời tiêu dùng cơm trƣa văn phòng.
Qua kết quả khảo sát ngƣời tiêu dùng và phân tích hồi quy cho thấy rằng, yếu tố Chất lƣợng dịch vụ có ảnh hƣởng đến hành vi mua cơm trƣa văn phòng của ngƣời tiêu dùng, cụ thể hệ số Beta dƣơng và bằng 0.200 tại mức ý nghĩa 0.020. Với kết quả này, ngƣời viết có thể kết luận rằng giả thuyết H3 đƣợc đặt ra cho quá trình nghiên cứu đƣợc kiểm định là phù hợp và đúng với mô hình nghiên cứu.
4.5.5. Kết quả kiểm định mô hình nghiên cứu
Dựa vào kết quả kiểm định trên, ngƣời viết kết luận rằng các yếu tố chính tác động lên quyết định mua cơm trƣa văn phòng của ngƣời tiêu dùng thành phố Hồ Chí Minh gồm chất lƣợng sản phẩm, tác động nhóm ảnh hƣởng và chất lƣợng dịch vụ. Tất cả đƣợc diễn tả ngắn gọn bằng phƣơng trình hồi quy với các biến đã đƣợc chuẩn hóa sau đây:
4.6. PHÂN TÍCH ẢNH HƢỞNG CỦA CÁC BIẾN ĐỊNH TÍNH ĐẾN HÀNH VI TIÊU DÙNG VI TIÊU DÙNG
4.6.1. Ảnh hƣởng của biến giới tính
Bảng 4.11a: Phân tích thống kê từng thang đo theo giới tính
Group Statistics
Gioi tinh N Mean Std. Deviation Std. Error Mean SP Nam 54 4.4815 1.20910 .16454 Nu 48 4.6875 1.54584 .22312 NAH Nam 54 4.1296 1.55462 .21156 Nu 48 4.2500 1.40667 .20304 DV Nam 54 4.2963 1.12652 .15330 Nu 48 3.7917 1.50118 .21668 QDM Nam 54 4.9259 1.13023 .15381 Nu 48 4.8125 1.23178 .17779
Bảng 4.11b: Kết quả phân tích T – Test theo giới tính
Independent Samples Test Levene's Test for
Equality of
Variances t-test for Equality of Means
F Sig. t df Sig. (2-tailed) SP Equal variances
assumed 3.860 .052 -.754 100 .453 Equal variances not
assumed -.743 88.744 .459 NAH Equal variances
assumed .198 .657 -.408 100 .684 Equal variances not
assumed -.411 99.964 .682 DV Equal variances
assumed 5.554 .020 1.933 100 .056 Equal variances not
assumed 1.901 86.589 .061 QDM Equal variances
assumed 1.468 .229 .485 100 .629 Equal variances not
assumed .482 95.994 .631 Căn cứ vào phân tích T-Test ở độ tin cậy 95% tất cả Sig đều lớn hơn 0.05 (Bảng 4.11b) cho phép kết luận rằng sự ảnh hƣởng của các yếu tố sản phẩm, nhóm ảnh hƣởng, và dịch vụ đến quyết định mua cơm trƣa văn phòng là không có sự khác biệt theo giới tính.
4.6.2. Ảnh hƣởng của biến độ tuổi
Bảng 4.12a: Phân tích thống kê từng thang đo theo độ tuổi
Group Statistics
Tuoi N Mean Std. Deviation Std. Error Mean SP <31 tuoi 71 4.5915 1.33713 .15869 >=31 tuoi 31 4.5484 1.47961 .26575 NAH <31 tuoi 71 4.1268 1.47289 .17480 >=31 tuoi 31 4.3226 1.51409 .27194 DV <31 tuoi 71 4.0704 1.24584 .14785 >=31 tuoi 31 4.0323 1.53805 .27624 QDM <31 tuoi 71 4.8592 1.15010 .13649 >=31 tuoi 31 4.9032 1.24779 .22411
Bảng 4.12b: Kết quả phân tích T – Test theo độ tuổi
Independent Samples Test
Levene's Test for
Equality of Variances t-test for Equality of Means
F Sig. t df Sig. (2-tailed) SP Equal variances
assumed 1.066 .304 .145 100 .885 Equal variances not
assumed .139 52.356 .890 NAH Equal variances
assumed .302 .584 -.612 100 .542 Equal variances not
assumed -.606 55.828 .547 DV Equal variances
assumed 5.058 .027 .132 100 .895 Equal variances not
assumed .122 47.964 .904 QDM Equal variances
assumed .732 .394 -.173 100 .863 Equal variances not
assumed -.168 53.244 .867 Căn cứ vào phân tích T-Test ở độ tin cậy 95% tất cả Sig đều lớn hơn 0.05 (Bảng 4.12b) cho phép kết luận rằng sự ảnh hƣởng của các yếu tố sản phẩm, nhóm ảnh hƣởng và dịch lên quyết định mua cơm trƣa văn phòng là không có sự khác biệt theo độ tuổi.
4.7.3. Ảnh hƣởng của biến thu nhập
Bảng 4.13a: Phân tích thống kê từng thang đo theo thu nhập
N Mean Độ lệch chuẩn Std. Error
Khoảng tin cậy 95% cho Giá trị trung bình
Cận dƣới Cận trên SP <=10 tr 60 4.4000 1.29143 .16672 4.0664 4.7336 >10-18 tr 23 4.8261 1.43502 .29922 4.2055 5.4466 > 18 tr 19 4.8421 1.53707 .35263 4.1013 5.5829 Tổng số 102 4.5784 1.37471 .13612 4.3084 4.8485 NAH <=10 tr 60 4.0167 1.53481 .19814 3.6202 4.4132 >10-18 tr 23 4.4348 1.34252 .27994 3.8542 5.0153 > 18 tr 19 4.4211 1.46499 .33609 3.7149 5.1272 Tổng số 102 4.1863 1.48077 .14662 3.8954 4.4771 DV <=10 tr 60 4.0167 1.38383 .17865 3.6592 4.3741 >10-18 tr 23 4.1739 1.23038 .25655 3.6419 4.7060 > 18 tr 19 4.0526 1.35293 .31038 3.4005 4.7047 Tổng số 102 4.0588 1.33367 .13205 3.7969 4.3208 QDM <=10 tr 60 4.8500 1.21885 .15735 4.5351 5.1649 >10-18 tr 23 5.0000 1.04447 .21779 4.5483 5.4517 > 18 tr 19 4.7895 1.22832 .28180 4.1974 5.3815 Tổng số 102 4.8725 1.17458 .11630 4.6418 5.1033
Bảng 4.13b: Kết quả kiểm định tính đồng nhất phƣơng sai