Bạn đang xem bản rút gọn của tài liệu. Xem và tải ngay bản đầy đủ của tài liệu tại đây (3.02 MB, 110 trang )
27
Sau đây là kết quả phân tích Cronbach’s Anpha các biến phụ thuộc
Bảng 3: Kết quả phân tích Cronbach’s Anpha các biến phụ thuộc
Số biến
quan
sát
Cronbach’s
Alpha
Hệ số tƣơng
quan tổng
biến nhỏ nhất
1 Chất lƣợng sản phẩm
6
0,771
0,433
2 Chất lƣợng bao bì sản phẩm
4
0,727
0,454
3 Hệ thống phân phối sản phẩm
3
0,693
0,458
4 Quảng cáo sản phẩm
5
0,801
0,506
5 Khuyến mãi
3
0,616
0,404
6 Uy tín thƣơng hiệu
3
0,766
0,564
TT
Thang đo
2.2.2 Phân tích nhân tố khám phá EFA
Một số tiêu chuẩn mà các nhà nghiên cứu quan tâm khi phân tích nhân tố
khám phá EFA.
Thứ nhất: hệ số KMO( Kaiser – Meyer – Olkin) >=0,5 mức ý nghĩa của kiểm
định Bartett <=0,05.
Thứ hai:Hệ số tải nhân tố( Factor Loading) >= 0,5 nếu biến nào có hệ số
nhân tố <0,5 sẽ bị loại.
Thứ ba: thang đo được chấp nhận khi tổng phương sai trích >=50%.
Thứ tư: hệ số elgenvalue phải có giá trị >=1(Gerbing & Anderson 1988).
Thứ năm: khác biệt hệ số tải nhân tố của một biến quan sát giữa các nhân tố >=0,3
để đảm bảo giá trị phân biệt giữa các nhân tố (Jabnoun & Al – Tamimi 2003)
Phân tích EFA của thang đo sự hài lòng của khách hàng đối với sản phẩm café hòa
tan cho thấy có 7 nhân tố được trích tại eigenvalue là: (1) Chấ t lươ ̣ng sản phẩ m , (2)
Chấ t lươ ̣ng bao bì sản phẩ m , (3) Hê ̣ thố ng phân phố i sản phẩ m , (4) Quảng cáo sản
phẩm, (5) Khuyế n mai sản phẩm, (6) Uy tín thương hiệu của sản phẩm, (7) Các yếu
̃
tố sự hài lòng của khách hàng đối với sản phẩm
Phân tích EFA lần 1, ta thấy có 7 yếu tố được trích tại eigenvalue có giá trị
1,065 với tổng phương sai trích là 57,544%, phương sai trích như vậy đã đạt yêu
cầu (lớn hơn 50%). Tuy nhiên 1 biến có trọng số nhỏ hơn 0,40 không đạt yêu cầu
28
cần phải loại bỏ là Bột trong gói không bị đóng cứng (thành phần chất lượng sản
phẩm). Ta tiếp tục phân tích EFA sau khi loại các biến này(phụ lục 4.9a)
Phân tích EFA lần 2, ta thấy có 7 yếu tố được trích tại eigenvalue có giá trị
1,058 với tổng phương sai trích là 58,547%, phương sai trích như vậy đã đạt yêu
cầu (lớn hơn 50%). Và tất cả các biến đều có trọng số đạt yêu cầu (lớn hơn 0,40)
nên được sử dụng làm thang đo sự hài lòng của khách hàng trong các phân tích tiếp
theo (xem kết quả phân tích EFA ở phụ lục 4.9b).
2.2.3 Phân tích hồi quy sự hài lòng của khách hàng đối với sản phẩm
Để đánh giá sự tác động của các nhân tố chất lượng sản phẩm, chất lượng
bao bì sản phẩm, hệ thống phân phối, quảng cáo sản phẩm, khuyến mãi sản phẩm và
uy tín thương hiệu tác động đến sự hài lòng của khách hàng đối với café hòa tan.
Một mô hình hồi quy được sử dụng. Mô hình này thể hiện sự phụ thuộc sự hài lòng
của khách hàng đối với của café hòa tan và 6 yếu tố độc lập là: chất lượng sản
phẩm, chất lượng bao bì sản phẩm, hệ thống phân phối, quảng cáo sản phẩm,
khuyến mãi sản phẩm và uy tín thương hiệu.
Mô hình nghiên cứu được biểu diễn dưới dạng phương trình hồi quy tuyến
tính đa biến có dạng như sau:
Y = βo+ β1X1 + β2X2 + β3X3 + β4X4+ β5X5+ β6X6
Trong đó
Y : Sự hài lòng của khách hàng
X1 : Chất lượng sản phẩm cafe hòa tan
X2 : Bao bì sản phẩm
X3 : Hệ thống phâm phối sản phẩm
X4 : Quảng cáo sản phẩm
X5 : Khuyến mãi sản phẩm
X6 : Uy tín thương hiệu
βo: Hằng số
βi : Hệ số hồi quy riêng phần tương ứng với các biến độc lập Xi
Để đánh giá độ phù hợp của mô hình, hệ số xác định R2-(R bình phương) được dùng
để đánh giá độ phù hợp của mô hình nghiên cứu. Hệ số xác định R2- đã được chứng
29
minh là hàm không giảm theo số biến phụ thuộc được đưa vào mô hình, tuy nhiên
điều này cũng được chứng minh rằng không phải phương trình có nhiều biến phụ
thuộc sẽ càng phù hợp hơn với dữ liệu. Như vậy, R bình phương có khuynh hướng
là một ước lượng lạc quan của thước đo sự phù hợp của mô hình đối với dữ liệu có
hơn 1 biến được giải thích trong mô hình
Trong mô hình này R2 là 0,332 như vậy mô hình cứu là phù hợp, tương quan
khá chặt chẽ. Kết quả cũng cho thấy rằng R’2=0,328 điều chỉnh nhỏ hơn R2 dùng nó
để đánh giá độ phù hợp của mô hình nghiên cứu sẽ an toàn hơn vì nó không thổi
phòng mức độ phù hợp của mô hình.( phụ lục 4.10)
Bảng 4: Hệ số hồi quy sự hài lòng của khách hàng đối với sản phẩm
Unstandardized
Coefficients
Model
Std. Error
(Constant)
0,226
0,188
CLSP
0,076
0,030
CLbaobi
0,102
Quangcao
1
B
Standardized
Coefficients
t
Sig.
Beta
Collinearity
Statistics
Tolerance
VIF
1,199
0,231
0,074
2,479
0,013
0,865
1,156
0,036
0,095
2,823
0,005
0,677
1,477
0,292
0,029
0,294
10,186 0,000
0,924
1,083
uytin_thuonghieu
0,117
0,036
0,109
3,212
0,001
0,670
1,493
Phanphoi
0,309
0,031
0,303
9,803
0,000
0,805
1,242
Khuyenmai
0,033
0,029
0,033
1,167
0,244
0,973
1,027
Diễn giải kết quả: để xác định biến độc lập nào có vai trò quan trọng hơn đối
với biến phụ thuộc, ta dùng hệ số riêng phần (Partial correlations). Kết quả hồi quy
cho thấy một khi công ty đã xây dựng hệ thống phân phối mạnh thì sản phẩm dễ
dàng đến với người tiêu dùng qua đó tăng sự hài lòng của khách hàng đối với sản
phẩm (partial correlations =0,303). Khi yếu tố hệ thống phân phối mạnh thì việc
quảng cáo sẽ giúp tác động tâm lý cho người tiêu dùng quyết định chọn sản phẩm
khi đi mua (partial correlations =0,292), tiếp đó uy tín thương hiệu (partial
correlations =0,109), chất lượng bao bì sản phẩm (partial correlations =0,095), chất
lượng sản phẩm (partial correlations =0,074). Yếu tố khuyến mãi (partial
correlations =0,033) không tác động đáng kể đến sự hài lòng của khách hàng.
30
Mô hình các yếu tố sự hài lòng của khách hàng đối với sản phẩm café hòa
tan sau khi chuẩn hóa là:
Y =0,074*X1 + 0,095*X2 + 0,303*X3 + 0,294*X4+ 0,109*X5
Trong đó:
Y – Sự hài lòng của khách hàng
X1 – Chất lƣợng sản phẩm cafe hòa tan
X2 – Bao bì sản phẩm
X3 – Hệ thống phẩm phối sản phẩm
X4 – Quảng cáo sản phẩm
X5 – Uy tín thƣơng hiệu
Mô hình hồi quy đƣợc vẽ lại nhƣ sau :
Chất lượng sản
phẩm cafe hòa tan
Chất lượng bao bì
sản phẩm
Hệ thống phân
phối sản phẩm
cafe hòa tan
Quảng cáo sản
phẩm cafe hòa
tan
Uy tín thương
hiệu café hòa tan
Sự hài lòng của
khách hàng đối
với sản phẩm
cafe
31
2.3 PHÂN TÍCH VÀ DỰ BÁO MÔI TRƢỜNG BÊN NGOÀI TÁC ĐỘNG
ĐẾN TÌNH HÌNH TIÊU THỤ SẢN PHẨM NESCAFE TẠI VIỆT NAM
2.3.1 Phân tích môi trƣờng vĩ mô
2.3.1.1 Các yếu tố về kinh tế
Năm 2010, mặc dù tình hình kinh tế thế giới và trong nước có những diễn biến phức
tạp, kinh tế Việt Nam đã đạt được những kết quả tích cực trên nhiều lĩnh vực. Tuy
nhiên, bên cạnh những điểm sáng thể hiện thành tựu đạt được nền kinh tế vẫn còn
bộc lộ nhiều hạn chế và thách thức. Bức tranh kinh tế Việt Nam được nhìn nhận từ
góc độ vĩ mô dựa trên diễn biến tình hình kinh tế trong năm và các chỉ số kinh tế vĩ
mô cơ bản.
Bảng 5: Các chỉ số kinh tế của Việt Nam trong 10 năm qua.
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
GDP%
6.9
7.1
7.3
7.8
8.4
8.2
8.5
6.2
5.3
6.8
Lạm phát
0.8
4
3.2
7.7
8.3
7.5
8.3
23
6.9
11,75
412
440
491
552
639
725
835
961
1050
1168
Thu nhập bình
quân đầu
người($)
Nguồn: Tổng cục thống kê Việt Nam năm 2010 (http://www.gso.gov.vn)
Đánh giá chung về tình hình kinh tế Việt Nam
Thuận lợi:
+ Năm 2010, kinh tế của Việt Nam tiếp tục có sự phục hồi nhanh chóng sau tác
động của khủng hoảng kinh tế toàn cầu, Việt nam đã đạt được sự tăng trưởng ngoạn
mục – tốc độ tăng trưởng cao nhất trong các nước khối ASEAN với sự tăng trưởng
GDP là 6,8% trong năm 2010.
+ Tình hình kinh tế phát triển ổn định, GDP/đầu người tăng thể hiện mức
sống người dân ngày một cải thiện, thuận lợi cho việc mở rộng thị trường sản phẩm
của công ty đặc biệt là những sản phẩm café cao cấp.
+ Kinh tế phục hồi là một nguyên nhân quan trọng trong việc thúc đẩy đầu tư
phát triển. Nguồn vốn đầu tư toàn xã hội năm 2010 đã đạt được những kết quả tích
32
cực. Ước tính tổng đầu tư toàn xã hội năm 2010 đạt 800 nghìn tỷ đồng, tăng 12,9%
so với năm 2009 và bằng 41% GDP. Về vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI), tính
đến hết tháng 12 cả nước thu hút được 833 dự án mới với tổng số vốn đăng ký đạt
13,3 tỷ USD, bằng 60% so với cùng kỳ năm 2009, trong đó vốn thực hiện ước đạt
10 tỷ USD, tăng 9,9%. Mặc dù vốn FDI đăng ký có thấp hơn nhiều so với năm 2009
nhưng tỷ lệ vốn thực hiện trên vốn đăng ký lại cao hơn nhiều. Đây có thể được coi
là điểm sáng trong thu hút FDI năm 2010. Điều này cũng cho thấy sự cam kết lâu
dài các nhà đầu tư nước ngoài ở thị trường Việt Nam.
Hạn chế:
+ Năm 2010 lạm phát 11,75%. Lạm phát đã thực sự trở thành mối lo ngại từ
tháng theo báo cáo triển vọng kinh tế thế giới vừa mới công bố, Quỹ tiền tệ quốc tế
(IMF) dự kiến lạm phát của Việt Nam sẽ là 19% năm 2011 và 12,1% năm 2012.
Lạm phát có xu hướng tăng cao nguyên nhân xuất phát từ những nhân tố khách
quan như sự bất ổn kinh tế, giá cả thế giới và một số yếu tố chủ quan nội tại của nền
kinh tế”. Vì vậy kiềm chế lạm phát là một trong mục tiêu quan trọng hàng đầu của
chính phủ
+ Giá dầu thô cùng với hàng loạt các yếu tố nguyên vật liệu đầu vào tăng lên
làm cho giá thành sản phẩm café hòa tan tăng. Theo báo cáo của tổng cục thống kê,
chỉ giá tiêu dùng 9 tháng đầu năm 2011 tăng lên gần 18,16 % so với cùng kỳ năm
2010, trong đó ngành thực phẩm tăng nhiều nhất gần 21,86%.
+ Khủng hoảng nợ ở các nước châu Âu tiếp tục tác động tiêu cực đến sự tăng
trưởng kinh tế của Việt Nam.
+ Sự điều chỉnh tăng lãi suất cơ bản của ngân hàng thương mại và cổ phẩm
làm gia tăng sức ép làm tăng lạm phát không chỉ những tháng cuối năm mà có thể
cả trong năm 2012.