Lý do mà khách hàng nữ cho rằng cản trở mình nhiều nhất đó là họ không có thời gian để đi đến các cơ sở spa. Thời gian trung bình để sử dụng một dịch vụ spa vào khoảng 60 - 90 phút, chưa kể thời gian họ phải di chuyển đến các cơ sở spa này. Với xu hướng khi xã hội phát triển thì các chị em phụ nữ cũng bận rộn hơn với công việc của mình. Do đó, để đi tới các cơ sở spa để sử dụng các dịch vụ làm đẹp thì các chị em cũng phải sắp xếp thời gian, và đây cũng là trở ngại rất lớn đối với các chị em khi sử dụng dịch vụ spa. Ngoài ra cũng còn các lý do khác nữa ảnh hưởng đến việc sử dụng các dịch vụ spa của giới nữ như: Nghi ngại về chất lượng dịch vụ spa (69,86%), do đây là các dịch vụ có ảnh hưởng trực tiếp đến sắc đẹp, vẻ bề ngoài của các chị em nên một số người tỏ ra ngần ngại khi tiếp cận với dịch vụ này. Còn lại một số các lý do khác có thể kể đến như chi phí cao (58,9%); chưa thấy thực sự cần thiết (45,68%); địa điểm xa, nghi ngại về mức độ uy tín của cơ sở spa … (19,17%).
khác
19.17%
chưa thấy thực sự cần thiết
45.68%
chi phí cao
58.90%
Lo ngại về chất lượng dịch vụ
59.71%
Không có thời gian
66.71%
0.00% 10.00% 20.00% 30.00% 40.00% 50.00% 60.00% 70.00%
Biểu đồ 4.3: Lý do cản trở đi spa của phụ nữ Việt Nam
4.2. Kết quả đánh giá thang đo chính thức
4.2.1. Đánh giá giá trị thang đo (phân tích EFA)
Để đánh giá giá trị của thang đo chính thức, nghiên cứu sinh sử dụng phân tích nhân tố khám phá EFA. Trong nghiên cứu này, phân tích nhân tố được sử dụng để tóm tắt tập các biến quan sát vào một số nhân tố đo lường vào các khía cạnh khác nhau của các khái niệm được nghiên cứu. Các tiêu chuẩn được áp dụng và chọn biến đối với phân tích EFA này bao gồm:
- Tiêu chuẩn rút trích nhân tố bao gồm hai chỉ số Engenvalue- đại diện cho lượng biến thiên được giải thích bởi các nhân tố và chỉ số Cummulative- tổng phương sai trích cho biết phân tích nhân tố giải thích được bao nhiêu % và bao nhiêu % được thất thoát. Theo Gerbing và Anderson (1988) các nhân tố có Engenvalue < 1 sẽ không có tác dụng tóm tắt thông tin tốt hơn biến gốc. Do đó các nhân tố nếu rút trích tại Engenvalue >_1 và được chấp nhất khi tổng phương sai trích có giá trị >_50%. Cũng theo Berbing và Anderson thì nếu sau phân tích EFA là phân tích hồi quy thì có thể sử dụng phương pháp Principal components với phép xoát Vairimax, còn nếu sau khi EFA là phân tích nhân tố bằng khẳng định CFA và phân tích mô hình cấu trúc tuyến tính SEM thì nên sử dụng phương pháp trích Principal Axis Fatorig với phép xoát Promax.
- Tiêu chuẩn hệ số tải - Factor loadings biểu thị tương quan đơn giản giữa các thang đo với các nhân tố, dùng để đánh giá mức ý nghĩa của EFA. Hệ số Factor loadings
> 0,3 thì cỡ mẫu phải ít nhất là 350; nếu tiêu chuẩn này > 0,55 thì cỡ mẫu khoảng 100 còn nếu cỡ mẫu chỉ khoảng 50 thì factor loadings > 0,75. Ngoại lệ, có thể giữ lại biến có hệ số factor loadings < 0,3 nhưng biến đó phải có giá trị theo Hair & cộng sự (1998).
* Đánh giá giá trị thang đo biến độc lập
Đầu tiên, để đánh giá xem phương pháp phân tích nhân tố khám phá có thực sự phù hợp để phân tích trong trường hợp này không, nghiên cứu sinh sử dụng kiểm định KMO và Barlett’s.
Bảng 4.7: Kiểm định KMO và Bartlett
Kết quả | So sánh | |
Hệ số KMO | 0,833 | 0,5<0,833<1 |
Sig | 0,000 | 0,000<0,05 |
Tổng phương sai trích | 64,42% | 64,42%>50% |
Eigenvalue | 1,211 | 1,211>1 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Mô Hình Nghiên Cứu Chính Thức Và Thang Đo Nháp 2 -
Đặc Điểm Nhân Khẩu Học Của Đối Tượng Khảo Sát -
Kết Quả Đánh Giá Hành Vi Chung Về Ý Định Sử Dụng Dịch Vụ Spa -
Kết Quả Mô Tả Thống Kê Thang Đo Ý Định Sử Dụng Dịch Vụ Spa -
So Sánh Sự Khác Biệt Giữa Các Đặc Điểm Nhân Khẩu Học Đến Ý Định Sử Dụng Dịch Vụ Spa Của Phụ Nữ Việt Nam Thông Qua Phân Tích Anova -
Đối Với Cơ Quan Quản Lý Dịch Vụ Spa
Xem toàn bộ 174 trang tài liệu này.
Nguồn: kết quả phân tích dữ liệu
Từ việc phân tích EFA, thu được kết quả như bảng 4.6. Chúng ta có thể thấy dữ liệu của bảng 4.7 hoàn toàn phù hợp để thực hiện phân tích nhân tố.
- Giá trị KMO = 0,833 > 0,5 phân tích nhân tố thích hợp với dữ liệu nghiên cứu. Kết quả kiểm định Barlett’s là 7874.566 với mức ý nghĩa sig = 0,000 < 0,05 (bác bỏ giả thuyết H0: các biến quan sát không có tương quan với nhau trong tổng thể) như vậy giả thuyết về mô hình nhân tố là không phù hợp và sẽ bị loại bỏ, điều này chứng tỏ dữ liệu
dùng để phân tích nhân tố là hoàn toàn thích hợp, các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể.
Kết quả cho thấy 4 biến quan sát ban đầu được nhóm thành 1 nhóm
- Giá trị tổng phương sai trích = 64,42% > 50% đạt yêu cầu, khi dó có thể nói rằng 62,104% biên thiên của dữ liệu đã được giải thích bởi 8 nhân tố mới.
- Giá trị hệ số Eigenvalues của nhân tố 1,211 > 1.
- Hệ số Factor loading của các biến quan sát đều có giá trị lớn hơn 0,5.
Bảng 4.8: Ma trận nhân tố xoay
Nhân tố | ||||
1 | 2 | 3 | 4 | |
HA1 | .824 | |||
HA4 | .819 | |||
HA7 | .797 | |||
HA2 | .783 | |||
HA5 | .780 | |||
HA6 | .765 | |||
HA10 | .761 | |||
HA8 | .759 | |||
HA9 | .751 | |||
NT1 | .859 | |||
NT3 | .854 | |||
NT2 | .835 | |||
NT4 | .760 | |||
CM2 | .888 | |||
CM3 | .860 | |||
CM1 | .805 | |||
CM4 | .739 | |||
TD2 | .790 | |||
TD4 | .786 | |||
TD1 | .778 | |||
TD3 | .758 |
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization.
a. Rotation converged in 5 iterations.
Nguồn: kết quả phân tích dữ liệu
Đối với ma trận xoay, các biến nếu có hệ tải < 0,3 sẽ bị loại và tổng phương sai trích sẽ phải lớn hơn 50%. Kết quả từ bảng 4.8 cho thấy 22 biến quan sát có thể nhóm lại thành 4 nhóm nhân tố.
Kết quả phân tích nhân tố EFA cho thấy các biến quan sát của sự quan tâm tới hình ảnh bản thân được tải vào cùng nhân tố. Hệ số tải cao nhất là 0,824 và thấp nhất là 0,751 điều này chỉ ra rằng các biến quan sát ở đây đều có ý nghĩa với nhân tố sự quan tâm tới hình ảnh bản thân.
Các biến về chuẩn mực chủ quan được tải vào cùng một nhân tố. Hệ số tải của các biến quan sát này có hệ số lần lượt là 0,888; 0,860; 0,805; 0,739 Điều này chứng tỏ rằng các biến quan sát này có ý nghĩa mật thiết với chuẩn mực chủ quan.
Cũng theo kết quả của phân tích EFA các biến quan sát của biến thái độ đối với dịch vụ spa được tải về chung một nhân tố. Các biến quan sát này có hệ số tải lần lượt là 0,790; 0,786; 0,778; 0,758. Như vậy các biến quan sát này có ý nghĩa mật thiết với nhân tố thai độ đối với dịch vụ spa.
Kết quả phân tích EFA cho nhận thức về kiểm soát hành vi cho thấy tất cả các tiêu chí đo lường của biến này được tải về chung một nhóm với hệ số tải từ 0,859 đến 0,760. Điều đó chứng minh các tiêu chí này có ý nghĩa mật thiết với nhận thức kiểm soát hành vi.
* Đánh giá giá trị thang đo biến phụ thuộc
Bảng 4.9. Kiểm định KMO và Bartlett biến phụ thuộc
.781 | ||
Bartlett's Test of Sphericity | Approx. Chi-Square | 899.509 |
df | 6 | |
Sig. | .000 |
Nguồn: trích điều tra của tác giả
- Giá trị KMO = 0,781 > 0,5 phân tích nhân tố thích hợp với dữ liệu nghiên cứu. Kết quả kiểm định Barlett’s là 899.509 với mức ý nghĩa sig = 0,000 < 0,05 (bác bỏ giả thuyết H0: các biến quan sát không có tương quan với nhau trong tổng thể) như vậy giả thuyết về mô hình nhân tố là không phù hợp và sẽ bị loại bỏ, điều này chứng tỏ dữ liệu dùng để phân tích nhân tố là hoàn toàn thích hợp, các biến quan sát của biến phụ thuộc có tương quan với nhau trong tổng thể.
Dựa vào bảng 4.10 ta có thể thấy giá trị tổng phương sai trích = 64,797% > 50%
đạt yêu cầu, khi đó có thể nói rằng 64,797% biên thiên của dữ liệu đã được giải thích
Bảng 4.10 Giải thích tổng phương sai
Initial Eigenvalues | Extraction Sums of Squared Loadings | |||||
Total | % of Variance | Cumulative % | Total | % of Variance | Cumulative % | |
1 | 2.592 | 64.797 | 64.797 | 2.592 | 64.797 | 64.797 |
2 | .540 | 13.499 | 78.296 | |||
3 | .519 | 12.965 | 91.261 | |||
4 | .350 | 8.739 | 100.000 |
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Nguồn: trích điều tra của tác giả
Bảng 4.11 ma trận xoay của biến phụ thuộc cũng cho thấy 4 item được tải vào một nhân tố. Điều này hoàn toàn phù hợp để tiến hành các phân tích tiếp theo.
Bảng 4.11 Bảng ma trận xoay
Component | |
1 | |
YD1 | .835 |
YD4 | .820 |
YD2 | .787 |
YD3 | .776 |
Extraction Method: Principal Component Analysis.a
a. 1 components extracted.
Nguồn: trích điều tra của tác giả
Như vậy, sau khi chạy kiểm định EFA, ta có kết quả như sau: các yếu tố thái độ đối với dịch vụ spa, chuẩn mực chủ quan, nhận thức kiểm soát hành vi và hình ảnh bản thân đều có các biến quan sát được tải về cùng một nhân tố độc lập và giá trị Factor loading đều có giá trị đảm bảo được yêu cầu > 0,3. Như vậy, sau khi phân tích nhân tố EFA thì tất cả các yếu tố trong mô hình đều được đảm bảo yêu cầu để nghiên cứu sinh sử dụng tiếp ở các bước phân tích tiếp theo.
Từ kết quả phân tích EFA, mô hình nghiên cứu chính thức của luận án như sau:
Thái độ đối với dịch vụ spa
Chuẩn mực chủ quan
Ý định sử dụng
dịch vụ spa
Nhận thức về kiểm soát hành vi
Sự quan tâm tới hình ảnh bản thân
Độ tuổi, trình độ
học vấn, thu nhập
Hình 4.1: Mô hình nghiên cứu chính thức
Nguồn: nghiên cứu sinh đề xuất
Và các giả thuyết chính thức của luận án như sau:
H1: Thái độ đối với dịch vụ spa có ảnh hưởng thuận chiều tới ý định sử dụng dịch vụ spa.
H2: Chuẩn mực chủ quan có ảnh hưởng thuận chiều tới ý định sử dụng dịch vụ spa.
H3: Nhận thức về kiểm soát hành vi có ảnh hưởng thuận chiều tới ý định sử dụng dịch vụ spa.
H4: Sự quan tâm tới hình ảnh bản thân có ảnh hưởng thuận chiều đến ý định sử dụng dịch vụ spa.
4.2.2. Đánh giá giá trị trung bình của thang đo
Kết quả đánh giá dạng phân phối của thang đo Thái độ đối với dich vụ spa
Bảng 4.12: Kết quả mô tả thống kê thang đo Thái độ đối với dich vụ spa
N | Giá trị nhỏ nhất | Giá trị lớn nhất | Giá trị trung bình | Độ lệch chuẩn | Skewness | Kurtosis | |||
TK | TK | TK | TK | TK | TK | std. error | TK | std. error | |
TD1 | 659 | 1 | 5 | 2.89 | .946 | .012 | .095 | -.754 | .190 |
TD2 | 659 | 1 | 5 | 4.00 | .685 | -.025 | .095 | .150 | .190 |
TD3 | 659 | 1 | 5 | 3.50 | .952 | -.519 | .095 | -.215 | .190 |
TD4 | 659 | 1 | 5 | 4.05 | .809 | -.786 | .095 | .952 | .190 |
TD | 659 | 1.00 | 5.00 | 3.6089 | .66244 | -.102 | .095 | .012 | .190 |
Valid N (listwise) | 659 |
Nguồn: kết quả phân tích dữ liệu
Kết quả bảng 4.12 cho thấy các biến quan sát của thang đo hàng hóa có giá trị nhỏ nhất là 1 và giá trị lớn nhất là 5. Giá trị trung bình của các thang đo đều lớn hơn 3. Giá trị tuyệt đối của hai chỉ số Skewness, Kurtosis đều nằm trong khoảng -1, 1 phản ánh dữ liệu biến hàng hóa có phân phối tương đối chuẩn và đủ điều kiện để thực hiện kiểm định và phân tích tiếp.
Thang đo Chuẩn mực chủ quan
Bảng 4.13. Kết quả mô tả thống kê thang đo Chuẩn mực chủ quan
N | Giá trị nhỏ nhất | Giá trị lớn nhất | Giá trị trung bình | Độ lệch chuẩn | Skewness | Kurtosis | |||
TK | TK | TK | TK | TK | TK | std. error | TK | std. error | |
CM1 | 659 | 1 | 5 | 4.06 | .753 | -.956 | .095 | 2.257 | .190 |
CM2 | 659 | 1 | 5 | 3.96 | .729 | -.022 | .095 | .936 | .190 |
CM3 | 659 | 1 | 5 | 3.98 | .781 | -.845 | .095 | .803 | .190 |
CM4 | 659 | 1 | 5 | 4.18 | .764 | -.295 | .095 | .369 | .190 |
CM | 659 | 1.00 | 5.00 | 4.0432 | .62605 | -.886 | .095 | .980 | .190 |
Valid N (listwise) | 659 |
Nguồn: kết quả phân tích dữ liệu
Kết quả bảng 4.13 cho thấy các biến quan sát của thang đo chuẩn mực chủ quan có giá trị nhỏ nhất là 1 và giá trị lớn nhất là 5. Giá trị trung bình của các thang đo đều lớn hơn 3. Giá trị tuyệt đối của hai chỉ số Skewness, Kurtosis đều nằm trong khoảng -1, 1 phản ánh dữ liệu biến chuẩn mực chủ quan có phân phối tương đối chuẩn và đủ điều kiện để thực hiện kiểm định và phân tích tiếp.
Thang đo Nhận thức về kiểm soát hành vi
Bảng 4.14. Kết quả mô tả thống kê thang đo Nhận thức về kiểm soát hành vi
N | Giá trị nhỏ nhất | Giá trị lớn nhất | Giá trị trung bình | Độ lệch chuẩn | Skewness | Kurtosis | |||
TK | TK | TK | TK | TK | TK | std. error | TK | std. error | |
NT1 | 659 | 1 | 5 | 4.12 | .784 | -.090 | .095 | .224 | .190 |
NT2 | 659 | 1 | 5 | 4.35 | .841 | -.469 | .095 | .389 | .190 |
NT3 | 659 | 1 | 5 | 3.98 | .725 | -.081 | .095 | .944 | .190 |
NT4 | 659 | 1 | 5 | 4.25 | .761 | -.834 | .095 | .859 | .190 |
NT4 | 659 | 1.00 | 5.00 | 4.1775 | .64616 | -.482 | .095 | 8.099 | .190 |
Valid N (listwise) | 659 |
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu
Kết quả bảng 4.14 cho thấy các biến quan sát của thang đo nhận thức kiểm soát hành vi có giá trị nhỏ nhất là 1 và giá trị lớn nhất là 5. Giá trị trung bình của các thang đo nhỏ nhất là 4,35; lớn nhất là 3,98. Giá trị tuyệt đối của hai chỉ số Skewness, Kurtosis đều nằm trong khoảng -1, 1 phản ánh dữ liệu biến nhận thức kiểm soát hành vi có phân phối tương đối chuẩn và đủ điều kiện để thực hiện kiểm định và phân tích tiếp.
Thang đo Sự quan tâm tới hình ảnh bản thân
Bảng 4.15. Kết quả mô tả thống kê thang đo Sự quan tâm tới hình ảnh bản thân
N | Giá trị nhỏ nhất | Giá trị lớn nhất | Giá trị trung bình | Độ lệch chuẩn | Skewness | Kurtosis | |||
TK | TK | TK | TK | TK | TK | std. error | TK | std. error | |
HA1 | 659 | 1 | 5 | 4.10 | .937 | -.266 | .095 | .866 | .190 |
HA2 | 659 | 1 | 5 | 4.00 | .880 | -.286 | .095 | .285 | .190 |
HA3 | 659 | 1 | 5 | 4.02 | .857 | -.341 | .095 | .829 | .190 |
HA4 | 659 | 1 | 5 | 4.10 | .946 | -.283 | .095 | .916 | .190 |
HA5 | 659 | 1 | 5 | 4.14 | .873 | -.491 | .095 | .031 | .190 |
HA6 | 659 | 1 | 5 | 4.01 | .858 | -.191 | .095 | .176 | .190 |
HA7 | 659 | 1 | 5 | 4.00 | .844 | -.599 | .095 | .811 | .190 |
HA8 | 659 | 1 | 5 | 4.02 | .935 | -.160 | .095 | .567 | .190 |
HA9 | 659 | 1 | 5 | 4.01 | .831 | -.553 | .095 | .785 | .190 |
HA10 | 659 | 1 | 5 | 4.08 | .889 | -.379 | .095 | .610 | .190 |
HA | 659 | 1.00 | 5.00 | 4.0483 | .68966 | -.634 | .095 | .126 | .190 |
Valid N (listwise) | 659 |
Nguồn: kết quả phân tích dữ liệu