TÀI CHÍNH -
Tháng 6/2018
113
Eigenvalues = 1.009 > 1 đại diện cho phần biến
thiên được giải thích bởi mỗi nhân tố, thì nhân tố rút
ra có ý nghĩa tóm tắt thông tin tốt nhất.
Tổng phương sai trích: Rotation Sums of Squared
Loadings (Cumulative %) = 65,767% > 50 %. Điều
này chứng tỏ 65,308% biến thiên của dữ liệu được
giải thích bởi 5 nhân tố mới.
Hệ số Factor Loading của các biến đều lớn hơn 0,5.
Như vậy, sau quá trình thực hiện phân tích nhân
tố, 22 biến quan sát được gom thành 5 nhân tố.
Phân tích tương quan Pearson
Sử dụng hệ số tương quan Pearson để lượng hóa
mức độ chặt chẽ của mối liên hệ tuyến tính giữa hai
biến định lượng. Nếu giữa 2 biến có sự tương quan
chặt chẽ thì phải lưu ý vấn đề đa cộng tuyến khi
phân tích hồi quy.
Thực hiện tạo các biến mới đại diện cho từng
nhóm biến (giá trị trung bình) với:
- X1 đại diện “Chất lượng sản phẩm”: CLSP1,
CLSP2, CLSP3, CLSP4, CLSP5, CLSP6.
- X2 đại diện “Giá sản phẩm”: GSP1, GSP2, GSP3,
GSP4, GSP5.
- X3 đại diện “ Cơ sở vật chất”: CSVC2, CSVC3,
CSVC4, CSVC5.
- X4 đại diện cho nhóm biến “Nhân viên”:NV1,
NV4, NV5, NV6.
- X5 đại diện cho nhóm biến “Chính sách bán
hàng”: CSBH1, CSBH2, CSBH3.
- Y đại diện cho nhóm biến “Sự hài lòng của
khách hàng” :HL1, HL2, HL3.
Gọi phương trình hồi quy chưa chuẩn hóa của
mô hình có dạng như sau:
Y = β0 + β1X1 + β2X2 + β3X3 + β4X4 + β5X5
Lần thực hiện thứ 2 Các giá trị Sig. đều nhỏ hơn
0,05 do vậy các cặp biến đều tương quan và có ý
nghĩa thống kê. Hệ số tương quan của một số cặp
biến độc lập tương tác nhau cũng khá lớn (lớn hơn
0,4) nên khi phân tích hồi quy cần chú ý đến hiện
tượng tự tương quan của các biến độc lập.
- Mối quan hệ: Có được từ quá trình giao dịch
kinh doanh tích lũy theo thời gian như sự tin tưởng
vào nhà cung cấp dịch vụ, khả năng chuyên môn
của nhân viên, thái độ phục vụ của khách hàng...
Dựa vào các cơ sở lý thuyết trên, tác giả đề xuất
mô hình nghiên cứu như Hình 3.
Đối tượng nghiên cứu khách hàng đã và đang
mua hàng trực tuyến tại Việt Nam hiện nay. Thời
gian khảo sát từ tháng 1/2016 đến tháng 1/2017. Dữ
liệu thu thập được thực hiện dựa trên nguồn thông
tin thu thập từ các bảng khảo sát, từ đó kiểm định
thang đo và đánh giá chất lượng của dịch vụ nghiên
cứu. Thang đo được kiểm định sơ bộ bằng hệ số tin
cậy Cronbach alpha, phân tích nhân tố khám phá
EFA (Explore Factor Analysis) và phân tích hồi quy
bội để kiểm định mô hình nghiên cứu thông qua
phần mềm xử lý số liệu thống kê SPSS.
Kết quả nghiên cứu
Kiểm định độ tin cậy Cronbach’ Alpha
Kết quả kiếm định độ tin cậy Cronbach’s Alpha
của các biến phụ thuộc như sau (Bảng 1).
Biến độc lập Sự hài lòng của khách hàng gồm
3 biến quan sát (HL1, HL2, HL3). Trong đó tất cả
các biến đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn
0,3 nên được chấp nhận. Ngoài ra, hệ số Cronbach
alpha là 0,981 (lớn hơn 0,6) nên thang đo thành phần
đảm bảo đạt yêu cầu. Tất cả 3 biến HL1, HL2, HL3
được đưa vào phân tích nhân tố tiếp theo.
Phân tích nhân tố (EFA – Exploratory Factor
Analysis)
Phân tích nhân tố được thực hiện với phép trích
Principle Component, sử dụng phép xoay Varimax,
sử dụng phương pháp kiểm định KMO (Kaiser-
Meyer-Olkin) và Bartlett để đo lường sự tương thích
của mẫu khảo sát (Bảng 2).
Nhìn vào các kết quả trên, ta thấy, sau khi phân
tích nhân tố thì các nhân tố gộp cho ta thành 5 nhóm.
Các yếu tố đánh giá được thống kê:
KMO = 0,802 nên phân tích nhân tố là phù hợp.
Sig. (Bartlett’s Test) = 0.000 (sig. < 0.05) chứng tỏ các
biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể.
BẢNG 1: KIỂMĐỊNH ĐỘTIN CẬY CROBACH’S ALPHA BIẾN HÀI LÒNG
Biến
quan
sát
Trung bình
thang đo nếu
loại biến
Phương sai
thang đo nếu
loại biến
Tương
quan
biến tổng
Cronbach’s
Alpha nếu
loại biến
Thành phần độ tin cậy (CSBH): ALPHA = 0,981
HL1
6,16
4,062
,965
,967
HL2
6,13
4,266
,962
,971
HL3
6,22
3,940
,952
,978
Nguồn Tính toán từ dữ liệu điều tra
HÌNH1: MÔ HÌNH THỎA MÃN KHÁCH HÀNG THEO CHỨC NĂNG
– QUAN HỆ (PARASURAMAN, 1994)
Nguồn: Tác giả tổng hợp
