Đang tải... (xem toàn văn)
48 CHƯƠNG 4 PHÂN TÍCH KẾT QUẢ VÀ KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU 4 1 Phân tích dữ liệu thứ cấp 4 1 1 Tình hình và thực trạng mua sắm thực phẩm tại Việt Nam Thực phẩm trở thành nhu cầu thiết yếu trong cuộc sống sinh hoạt hằng ngày của người dân Theo Bộ NN PTNT (2020) quy mô thực phẩm tươi sống ước tính 27 tỉ USD, tăng 4 3%năm, người Việt dành 13 thu nhập chi tiêu cho thực phẩm ước tính 1 1 triệu đồngtuần Tuy nhiên, theo báo cáo Bộ Y tế (2020), tính chung 10 tháng năm 2020, cả nước có.
48 CHƯƠNG PHÂN TÍCH KẾT QUẢ VÀ KIỂM ĐỊNH MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU 4.1 Phân tích liệu thứ cấp 4.1.1 Tình hình thực trạng mua sắm thực phẩm tại Việt Nam Thực phẩm trở thành nhu cầu thiết yếu cuộc sống sinh hoạt hằng ngày người dân Theo Bộ NN-PTNT (2020) quy mô thực phẩm tươi sống ước tính 27 tỉ USD, tăng 4.3%/năm, người Việt dành 1/3 thu nhập chi tiêu cho thực phẩm ước tính 1.1 triệu đồng/tuần Tuy nhiên, theo báo cáo Bợ Y tế (2020), tính chung 10 tháng năm 2020, nước có 81 vụ ngợ đợc với 2040 ca mắc một phần nguyên nhân xuất phát từ tiêu dùng thực phẩm bẩn, chế độ ăn uống không lành mạnh, v.v… Theo dự báo VietNam Report (2020), thực phẩm đồ uống Việt Nam tăng 5-6% giai đoạn 2020-2025, xuất gạo tăng 12%, xuất rau tăng 7.6%, ngành chăn nuôi tăng trưởng 4-5%/năm, rau, trái tăng trưởng 910 nghìn (Giang Đăng, 2020) Hơn nữa, Việt Nam đến năm 2035 thu nhập trung bình tăng gấp lần vậy người tiêu dùng trọng nhiều đến thực phẩm (World bank, 2021) Theo Hiệp hội chế biến xuất thủy sản Việt Nam (2020), giá trị kim ngạch hải sản tăng từ mức 355 triệu USD lên gần 2.7 tỷ USD, sản xuất thực phẩm năm 2020 đạt 103.4% so với năm 2019 Từ số liệu thống kê về tình hình tiêu thụ thực phẩm Việt Nam, có thể thấy thực phẩm đóng vai trò quan trọng, nhu cầu thiết yếu để tồn tại, trì sống Tuy nhiên, lựa chọn thực phẩm, người dùng vô lo ngại thực phẩm chứa chất đợc hại như: thịt heo tồn dư thuốc an thần, rau tưới dầu nhớt, v.v… Do đó, người dùng dần hướng đến chọn mua thực phẩm thiên nhiên, đảm bảo chất lượng vệ sinh an tồn thực phẩm, khơng sử dụng thuốc tăng trưởng, chất bảo quản để bảo vệ sức khỏe cân bằng hệ sinh thái 4.1.2 Tổng quan ngành hàng thực phẩm hữu tại Việt Nam Theo Bộ Nông nghiệp Phát triển nông thôn (2021), diện tích canh tác hữu Việt Nam tăng từ 53.350 năm 2016 lên khoảng 237.693 năm 2020 Cả nước có 46/63 tỉnh, thành sản xuất hữu với 97 doanh nghiệp, 60 doanh nghiệp tham gia xuất với kim ngạch khoảng 335 triệu USD/năm Thực phẩm hữu tiêu thụ nước xuất 180 nước giới: Hoa Kỳ, Trung Quốc, ASEAN, EU Nhật Bản (Trình Đạt, 2021) Việt Nam có dân số 97 triệu người, tổng sản phẩm quốc nợi tăng trưởng trung bình 6%, mức chi tiêu trung bình cho thực phẩm, đồ uống chiếm gần 50% thu nhập người dân 49 (World bank, 2021) Điều cho thấy tiềm tiêu thụ thực phẩm hữu Việt Nam lớn 4.1.2.1 Thực trạng ý thức sức khỏe đến ý định mua thực phẩm hữu Việc chọn mua tiêu dùng thực phẩm liều thuốc trừ sâu, kích thích tăng trưởng, khơng có nguồn gốc xuất xứ nguyên nhân gây bệnh Theo Bộ Y Tế (2021), bệnh ung thư ước tính có 182.563 ca mắc 122.690 ca tử vong, đó một phần nguyên nhân từ việc sử dụng thực phẩm khơng an tồn Theo Q&Me (2020), 46% chun gia nhận định thực phẩm hữu thu hút quan tâm thời gian tới chúng tốt cho sức khỏe Theo Vietnam Report (2020), 50% khách hàng chi tiêu cho thực phẩm tăng cường hệ miễn dịch, thực phẩm có nguồn gốc hữu 4.1.2.2 Thực trạng an toàn chất lượng đến ý định mua thực phẩm hữu Theo Bộ Y Tế (2021), 20 vụ ngộ độc thực phẩm tháng đầu năm, 531 người mắc ca tử vong, nguyên nhân vụ ngộ độc vi sinh vật (27.4%), độc tố (24.8%), hóa chất (5.1%), sản xuất nơng nghiệp ngun nhân (42.7%) Theo AC Nielsen (2020), 86% người dùng ưu tiên lựa chọn thực phẩm hữu mức đợ an tồn chất lượng, năm tới thời điểm đột phá thực phẩm hữu Triển vọng thị trường F&B Việt Nam với doanh thu thực phẩm, đồ uống hữu đạt 320.5 tỷ USD vào năm 2025 (Khánh Linh, 2020) Theo Vietnam Report (2019), lượng tiêu thụ có thể tăng 5-10 lần 5-10 năm tới đồng thời người tiêu dùng ưu tiên hàng đầu chọn mua thực phẩm, đồ uống đó thành phần dinh dưỡng (60%), nguồn gốc thực phẩm hữu (40%) Như vậy xanh - - lành thị trường F&B hấp dẫn, cuộc đua tiềm năng, hội cho doanh nghiệp ngành hàng thực phẩm hữu đầu tư phát triển (Thúy Hà, 2019) 4.1.2.3 Thực trạng phúc lợi hệ sinh thái đến ý định mua thực phẩm hữu Người tiêu dùng dần niềm tin với một số sở chế biến, kinh doanh thực phẩm nhiễm vi khuẩn kỵ khí sở chế biến pate Minh Chay cơng ty kinh doanh xả chất thải bên ngồi, hành đợng phá hoại mơi trường điển cơng ty bột Vedan, v.v… Thúc đẩy chọn mua thực phẩm bền vững một hành động khuyến khích hàng đầu mỡi đất nước nhằm giải lo ngại về tượng cân bằng hệ sinh thái Chính phủ ban hành Nghị định 109/2018/NĐ-CP về văn hóa hữu thúc đẩy phát triển thực phẩm hữu đồng thời thực chương trình khuyến khích phát triển nơng nghiệp hữu như: chương trình mục tiêu quốc gia vệ sinh an toàn thực phẩm giai đoạn 2017-2020, dự án nâng cao chất lượng, an tồn sản phẩm nơng nghiệp phát triển khí sinh học (QSEAP) Sản xuất nông nghiệp hữu hướng phát triển nông nghiệp bền vững, giảm nguy hại môi trường, bảo vệ động vật 50 4.1.2.4 Thực trạng rào cản giá trị đến ý định mua thực phẩm hữu Theo Trung tâm Nghiên cứu kinh doanh (2020), khó đưa thực phẩm hữu thị trường giá cao, người dùng mong muốn thực phẩm sạch, khơng có hóa chất họ vẫn thích sản phẩm có mẫu mã đẹp Đây rào cản cho nhà sản xuất, điểm nghẽn khiến doanh nghiệp không cung ứng sản phẩm đại trà Tại một số kênh phân phối như: Co.op Mart, Lotte Mart, thực phẩm hữu được đưa vào kinh doanh, nhiên sức mua hạn chế giá cao theo báo cáo Tạp chí tài (2021) cho biết, mức giá anh đào dao động từ 700.000 - 950.000 đồng/kg, dầu bơ 788.000 đồng/473ml Bên cạnh đó, Việt Nam có 68,17 triệu người sử dụng dịch vụ internet, tình hình sử dụng internet mức 70% tổng dân số (Thu Hà, 2020) Như vậy, số người sử dụng internet Việt Nam tăng không ngừng lợi ích về mặt, đó mợt đóng góp lớn để hình thành nền tảng thương mại điện tử đó giúp người dễ dàng tìm kiếm thơng tin Các thơng tin cung cấp kênh trùn thơng về lợi ích mà thực phẩm hữu mang lại được công bố rộng rãi Tuy nhiên, người tiêu dùng phải thời gian tìm kiếm, so sánh giá điểm bán với Bên cạnh đó, người tiêu dùng lo ngại không chắn về khoảng thời gian đầu tư cho việc chọn mua số tiền bỏ không xứng đáng so với lợi ích được cơng bố 4.1.2.5 Thực trạng rào cản sử dụng đến ý định mua thực phẩm hữu Tại Thành phố Hồ Chí Minh có cửa hàng kinh doanh thực phẩm hữu như: Organicfood.vn, 5th Elemen, Đà Lạt GAP, Rau cười Việt Nhật, Organica, Go Green HoaSuaFoods Theo Báo cáo Digital Marketing Việt Nam (2020) tình hình mua sắm thực phẩm hữu thông qua trang thương mại điện tử Shopee, Lazada, v.v… sáu tháng cuối năm 2020 tăng trưởng đáng kể, quy mô thị trường lên đến 13 tỷ USD (Nguyễn Hưng, 2020) Vì vậy, hoạt đợng mua bán trở nên sôi động, mở rộng quy mô, đa dạng hình thức Tuy nhiên, theo báo cáo Tổ chức Lương thực Nông nghiệp Liên Hiệp Quốc (2020), tình hình chọn mua thực phẩm hữu Việt Nam vẫn hạn chế thực phẩm hữu có hạn sử dụng ngắn nên dễ bị hư hỏng, khó bảo quản dự trữ lâu dài, đó thực phẩm hữu không lựa chọn tối ưu ý định mua người tiêu dùng 4.1.2.6 Thực trạng rào cản rủi ro đến ý định mua thực phẩm hữu Chủ đề tiêu dùng thực phẩm hữu nhận được quan tâm học thuật thực tiễn Người tiêu dùng đối mặt mợt số rủi ro như: nhãn mác khó phân biệt, hàng giả, v.v… Thêm vào đó, theo VietNam Report (2020), 10 tháng đầu năm 2020, Cục Cạnh tranh Bảo vệ người dùng nhận 176 khiếu nại về sản phẩm khơng có nhãn hiệu, thơng tin nhà sản xuất không rõ ràng, hàng giả thương hiệu Thông tin từ Ban Chỉ đạo 389 tính riêng quý 51 III/2020, lực lượng chức xử lý 63.110 vụ vi phạm hàng giả, hàng nhái, chất lượng, khởi tố 369 vụ với 454 đối tượng, tăng 25% so với năm 2019 Điều cho thấy vấn đề hàng giả, xuất xứ rõ ràng làm ngăn cản q trình chọn mua, vấn đề cần được Nhà nước, nhà sản xuất, doanh nghiệp kinh doanh thực phẩm hữu đặc biệt trọng 4.2 Phân tích liệu sơ cấp 4.2.1 Mô tả đặc điểm mẫu khảo sát Trong chương 3, tác giả trình bày mẫu được thu thập theo phương pháp chọn mẫu thuận tiện thông qua bảng câu hỏi khảo sát với kích cỡ mẫu 330 quan sát Nghiên cứu định lượng thức được thực từ ngày 01/03/2021 đến 20/04/2021 với phương pháp thu thập gửi bảng câu hỏi trực tiếp Ở giai đoạn thực phát phiếu khảo sát dịch bệnh COVID-19 không diễn phức tạp Số lượng phiếu khảo sát 330 bảng được phát trực tiếp đến đối tượng khảo sát văn phòng công ty, bệnh viện trường học Thành phố Hồ Chí Minh Kết khảo sát cho thấy đối tượng khảo sát biết đến thực phẩm hữu chiếm tỉ lệ cao 96.7% với số người trả lời 319 người, đối tượng khảo sát đến thực phẩm hữu chiếm tỉ lệ 3.3% với số người trả lời 11 người Trong 319 người biết đến thực phẩm hữu có 20 phiếu khảo sát phiếu trả lời không tập trung, chọn đáp án ngẫu nhiên, không điền đầy đủ, điền một mức độ cho hầu hết câu hỏi chiếm tỉ lệ 6.3% Vì vậy, trình làm liệu để đảm bảo mức độ tin cậy cần thiết cho kết phân tích thống kê, tác giả loại bỏ tồn bợ 11 phiếu khảo sát người tiêu dùng đến thực phẩm hữu 20 phiếu trả lời không hợp lệ Kết số phiếu hợp lệ 299 bảng khảo sát được lựa chọn làm liệu nghiên cứu định lượng thức cho nghiên cứu Bảng 4.1: Thống kê kết khảo sát Hình thức thu thập Số lượng phát Số lượng thu Số lượng hợp lệ Phỏng vấn trực tiếp 330 330 299 Nguồn: Tác giả tổng hợp 4.2.2 Kết quả thống kê mô tả câu hỏi thông tin cá nhân Sau thu thập thông tin người tiêu dùng từ 18 đến 65 tuổi - biết đến thực phẩm hữu bằng phương pháp vấn trực tiếp cá nhân, tác giả sử dụng phần mềm phân tích SPSS 20.0 để thống kê mơ tả cấu trúc mẫu nhằm có nhìn khái qt về thông tin người tiêu dùng Điều thể qua số thống kê mô tả bao gồm: giới tính, đợ t̉i, nghề nghiệp mức thu nhập hằng tháng đối tượng được khảo sát Kết thống kê cấu mẫu được trình bày bảng 4.2 cho thấy, người trả lời có đặc điểm chủ yếu: giới tính nữ (168 người, chiếm 56.2%), đợ t̉i từ 18 đến 30 tuổi (225 người, 52 chiếm 75.3%) - nhóm t̉i đầu xu hướng mới, tiên phong trải nghiệm, nhóm t̉i bắt đầu c̣c sống tự lập, tiến tới hôn nhân Độ tuổi này, họ bắt đầu điều tiết chi tiêu hợp lí hơn, quan tâm nhiều đến vấn đề sức khỏe ăn uống, cuộc sống sinh hoạt hằng ngày; nghề nghiệp chủ yếu học sinh, sinh viên, nhân viên văn phòng (173 người, chiếm 57.9%) mức thu nhập phổ biến thấp 14 triệu đồng/tháng (132 người, chiếm 44.1%) Như vậy, mẫu thống kê tương đối phù hợp Thành phố Hồ Chí Minh (Phụ lục 5) Bảng 4.2: Cơ cấu mẫu nghiên cứu định lượng thức (N = 299) Giới tính Nam Nữ Nghề nghiệp Học sinh - Sinh viên Nhân viên văn phòng Tần số 131 168 Tần số 75 98 % 43.8 56.2 % 25.1 32.8 Lao động tự 14 4.6 55 18.4 39 13.1 18 6.0 Cán bộ công nhân viên Doanh nhân kinh doanh tự Khác Độ tuổi Từ 18 đến 24 tuổi Từ 25 đến 30 tuổi Từ 31 đến 39 tuổi Từ 40 đến 65 tuổi Thu nhập Thấp 14 triệu đồng/tháng Từ 14 đến 20 triệu đồng/tháng Từ 20 triệu đồng/tháng trở lên Tần số 107 118 45 29 Tần số % 36.1 39.2 15.0 9.7 % 132 44.1 93 31.2 74 24.7 Nguồn: Tác giả tổng hợp kết sớ liệu phân tích từ SPSS 20.0 4.2.3 Kết quả đánh giá độ tin cậy của thang đo thông qua Cronbach’s Alpha Sau sàng lọc được 299 quan sát hợp lệ, tác giả thực đánh giá độ tin cậy thang đo bằng Cronbach’s Alpha 06 nhân tố độc lập thông qua phần mềm SPSS 20.0 Kết tất hệ số Cronbach’s Alpha tổng thể đều lớn 0.6 hệ số tương quan biến tổng biến quan sát biến thiên đều lớn 0.3 Như vậy, tất biến quan sát thang đo bao gồm: ý thức sức khỏe, phúc lợi hệ sinh thái, an toàn chất lượng, rào cản giá trị, rào cản sử dụng, rào cản rủi ro ý định mua thực phẩm hữu đều đạt độ tin cậy cần thiết theo đề xuất Hair cộng (2010) để tiến hành bước phân tích 4.2.4 Kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA - Exploratory Factor Analysis) 4.2.4.1 Kết phân tích nhân tố khám phá (EFA) cho biến độc lập Từ kết phân tích nhân tố khám phá (EFA) lần được trình bày bảng 4.3 cho thấy: Hệ số KMO có giá trị 0.893 lớn 0.5 thỏa mãn điều kiện 0.5 ≤ KMO ≤ 1, đó phân tích nhân tố thích hợp với liệu thực tế Kiểm định Bartlett’s Test có giá trị Sig 0.000 nhỏ 0.05 chứng tỏ biến quan sát có tương quan với một nhân tố Giá trị Eigenvalues 1.038 lớn 1, đó biến quan sát đạt yêu cầu đại diện cho 53 phần biến thiên được giải thích nhân tố tạo thành Vậy nhân tố giải thích được 52.603% biến thiên biến quan sát Sau phân tích EFA cho biến độc lập ma trận xoay nhân tố lần biến QS4 thang đo An tồn chất lượng bị loại khơng hợi tụ Kết phân tích EFA lần 2, tất biến quan sát có hệ số tải nhân đều lớn 0.5, cho thấy biến nhân tố biến quan sát liên hệ chặt chẽ với nhau, thỏa mãn điều kiện theo đề xuất Hair cộng (2010), thu được mơ hình hợi tụ có khả giải thích, phân tích tốt Các nhân tố đảm bảo yêu cầu phân tích hồi quy tuyến tính đa biến Bảng 4.3: Phân tích nhân tố khám phá (EFA) lần cho biến độc lập Thành phần RB1 0.732 RB4 0.696 RB2 0.688 0.666 RB5 0.633 RB3 HC4 0.657 HC5 0.617 HC3 0.616 0.578 HC6 0.541 HC2 0.513 HC1 EW3 0.677 EW4 0.675 0.611 EW1 0.506 EW2 VB2 VB4 VB1 VB3 UB2 UB4 UB1 UB3 QS5 QS1 QS2 QS3 Hệ số KMO (Kaiser - Meyer - Olkin): 0.893 Kiểm định Barlett’s Test: Sig = 0.000 0.793 0.753 0.615 0.586 0.716 0.680 0.629 0.601 0.607 0.592 0.570 0.519 Giá trị Eigenvalues: 1.038 Tổng phương sai trích: 52.603 Ng̀n: Tác giả tổng hợp kết sớ liệu phân tích từ SPSS 20.0 54 4.2.4.2 Kết phân tích nhân tố khám phá (EFA) biến phụ thuộc Bảng 4.4: Kết phân tích nhân tố khám phá (EFA) cho biến phụ thuộc Thành phần PI5 0.768 PI4 0.759 PI2 0.741 PI3 0.740 PI1 0.721 Hệ số KMO: 0.834 Giá trị Eigenvalues: 2.781 Kiểm định Barlett’s Test: Sig = 0.000 Tổng phương sai trích: 55.615 Nguồn: Tác giả tổng hợp kết số liệu phân tích từ SPSS 20.0 Từ kết phân tích EFA cho biến phụ tḥc được trình bày bảng 4.4 cho thấy: Hệ số KMO có giá trị 0.834 lớn 0.5 thỏa mãn điều kiện 0.5 ≤ KMO ≤ 1, đó phân tích nhân tố thích hợp với liệu thực tế Kiểm định Bartlett’s Test có giá trị Sig 0.000 nhỏ 0.05, đó biến quan sát có tương quan với nhân tố phụ thuộc Giá trị Eigenvalues 2.781 lớn 1, đó nhân tố rút có ý nghĩa tóm tắt thông tin tốt Số nhân tố được trích từ biến quan sát nhân tố nhân tố giải thích được 55.615% biến thiên biến quan sát Các biến quan sát nhân tố phụ tḥc có hệ số tải nhân tố đều lớn 0.5, cho thấy biến nhân tố biến quan sát có liên hệ chặt chẽ với Kết phân tích nhân tố khám phá cho biến phụ thuộc thỏa mãn điều kiện theo đề xuất Hair cộng (2010), thu được mô hình hợi tụ có khả giải thích, phân tích tốt 4.2.5 Kết quả phân tích tương quan Trước thực phân tích hồi quy bợi, tác giả kiểm tra hệ số tương quan để lượng hóa mức đợ chặt chẽ mối liên hệ tuyến tính biến độc lập biến phụ thuộc mối quan hệ biến đợc lập điều kiện để phân tích hồi quy bợi trước phải tương quan, phát hiện tượng đa cộng tuyến sớm (Hair cộng sự, 2010) Bảng 4.5: Kết phân tích tương quan biến đợc lập biến phụ thuộc PI HC EW QS VB UB RB Pearson 417 561 631 -.470 -.573 -.629 Correlation PI Sig (2-tailed) 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 N 299 299 299 299 299 299 299 Nguồn: Tác giả tổng hợp kết sớ liệu phân tích từ SPSS 20.0 Từ kết được trình bày bảng 4.5 cho thấy, yếu tố thúc đẩy tương quan cùng chiều ý định mua thực phẩm hữu hệ số Sig biến đợc lập HC, EW, QS đều có giá trị 0.000 nhỏ 0.05 hệ số tương quan biến độc lập biến phụ thuộc đều dương (+), 55 yếu tố kìm hãm có tương quan ngược chiều ý định mua thực phẩm hữu hệ số Sig biến độc lập VB, UB, RB đều có giá trị 0.000 nhỏ 0.05 hệ số tương quan biến độc lập biến phụ thuộc đều âm (-) Kết phân tích tương quan cho thấy yếu tố thúc đẩy biến an toàn chất lượng tương quan mạnh nhất, ý thức sức khỏe tương quan yếu ý định mua thực phẩm hữu Về yếu tố kìm hãm, rào cản rủi ro tương quan mạnh rào cản giá trị tương quan yếu đến ý định mua thực phẩm hữu Vì vậy, phân tích tương quan thỏa mãn đề xuất Hair cộng (2010) Tuy nhiên, hệ số tương quan biến độc lập mức tương quan tuyến tính chặt chẽ, đó cần xem xét tượng đa cộng tuyến phân tích hồi quy bợi sau 4.2.6 Kết quả phân tích hời quy tún tính đa biến 4.2.6.1 Kiểm định mức độ giải thích mơ hình tượng tự tương quan phần dư Bảng 4.6: Kiểm định mức độ giải thích mơ hình tương tự tương quan Mơ hình R Hệ số R2 816a 666 Hệ số R2 điều chình 660 Sai số chuẩn ước lượng 47383 Durbin Watson 2.227 Nguồn: Tác giả tổng hợp kết sớ liệu phân tích từ SPSS 20.0 Kết kiểm định bảng 4.6 với mức ý nghĩa 5%, trị số R 0.816 cho thấy mối liên hệ chặt chẽ biến mơ hình, giá trị R2 0.666 cho thấy 66.6% biến thiên ý định mua thực phẩm hữu được giải thích nhân tố ảnh hưởng, giá trị R2 hiệu chỉnh 0.660 cho thấy mức độ phù hợp mơ hình 66.0% Nói cách khác, biến đợc lập giải thích 66.0% biến thiên biến phụ thuộc Trong nghiên cứu số quan sát N = 299 với mức ý nghĩa thống kê 95% tra bảng thống kê Durbin - Watson, trị số thống kê dL 1.613, trị số thống kê dU 1.735 Kết hệ số Durbin - Watson d = 2.227 Theo lý thuyết đề xuất Hair cộng (2010), nhận thấy giá trị dU < d < dU tương ứng 1.735 < 2.227 < 2.265 Vì vậy khơng có tượng tự tương quan phần dư mơ hình hồi quy Mơ hình thỏa mãn điều kiện kiểm định đợ phù hợp cho việc rút kết nghiên cứu theo đề xuất Hair cộng (2010) 4.2.6.2 Kiểm định mức độ phù hợp mơ hình so với tổng thể Bảng 4.7: Kết kiểm định mức độ phù hợp mơ hình Mơ hình Hồi quy Phần dư Tởng Bình phương tổng Df 130.737 65.435 196.172 292 298 Bình phương trung bình 21.789 224 F Sig 97.234 000b Nguồn: Tác giả tổng hợp kết số liệu phân tích từ SPSS 20.0 56 Kết phân tích phương sai ANOVA được trình bày bảng 4.7 cho thấy, kết kiểm định giả thuyết về mức đợ phù hợp mơ hình hồi quy bợi so với tởng thể có giá trị Sig 0.000 nhỏ 0.05 F 97.234, điều cho thấy mô hình hồi quy tuyến tính đa biến xây dựng được phù hợp với tởng thể Vì vậy, mơ hình lý thuyết phù hợp với liệu thu thập được, biến đợc lập tương quan tuyến tính với biến phụ tḥc mơ hình với mức ý nghĩa 5%, thỏa mãn điều kiện theo đề xuất Hair cộng (2010) 4.2.6.3 Kiểm định ý nghĩa hệ số hồi quy tượng đa cộng tuyến Kết phân tích hồi quy tuyến tính đa biến được tác giả trình bày bảng 4.8 cho thấy, 06 nhân tố: ý thức sức khỏe, phúc lợi hệ sinh thái, an toàn chất lượng, rào cản giá trị, rào cản sử dụng, rào cản rủi ro đều có giá trị Sig 0.000 nhỏ 0.01 Vì vậy biến được chấp nhận có ý nghĩa mô hình hồi quy với đợ tin cậy 99% Các hệ số phóng đại phương sai VIF biến đều có giá trị biến thiên từ 1.311 đến 1.873 nhỏ 10, chứng tỏ khơng có tượng đa cợng tuyến, mơ hình hồi quy khơng vi phạm giả thuyết nên mơ hình có ý nghĩa thống kê, thỏa mãn đề xuất Hair cộng (2010) Bảng 4.8: Kết phân tích hồi quy tuyến tính đa biến Mơ hình Hằng số Ý thức sức khỏe Phúc lợi hệ sinh thái An toàn chất lượng Rào cản giá trị Rào cản sử dụng Rào cản rủi ro Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa B Std 3.161 0.249 0.248 0.174 -0.202 -0.197 -0.270 0.316 0.055 0.048 0.048 0.042 0.046 0.045 Hệ số hồi quy chuẩn hóa t Sig Beta 0.180 0.217 0.166 -0.184 -0.188 -0.271 Hiện tượng đa cộng tuyến VIF 9.999 4.532 5.116 3.586 -4.757 -4.298 -5.998 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 1.386 1.577 1.873 1.311 1.670 1.789 Nguồn: Tác giả tổng hợp kết sớ liệu phân tích từ SPSS 20.0 4.2.6.4 Kiểm định phương sai sai số không đổi (Heteroskedasticity) Hiện tượng phương sai sai số không đổi tượng giá trị phần dư có phân phối không giống nhau, ước lượng hệ số hồi quy không hiệu Sử dụng kiểm định Spearman với mục đích kiểm tra biến độc lập có ý nghĩa thống kê với giá trị tuyệt đối số dư được chuẩn hóa, tiêu chuẩn để đánh giá kiểm định phương sai sai số không đổi hệ số tương quan hạng Spearman có mức ý nghĩa Sig lớn 0.05 có thể kết luận phương sai phần dư không thay đổi 57 Kết kiểm định phương sai sai số khơng đởi trình bày bảng 4.9 cho thấy, hệ số tương quan hạng Spearman biến độc lập biến trị tuyệt đối phần dư chuẩn hóa có giá trị Sig lớn 0.05 Vì vậy, biến đảm bảo khơng có tượng phương sai phần dư thay đổi theo đề xuất Hair cộng (2010) Bảng 4.9: Kết kiểm định phương sai sai số không đổi Hệ số tương quan ABSZRE Sig (2-tailed) N ABSZRE HC EW QS VB UB RB 1.000 0.020 0.023 -0.089 0.077 0.104 0.076 0.727 0.686 0.126 0.184 0.071 0.188 299 299 299 299 299 299 299 Nguồn: Tác giả tổng hợp kết sớ liệu phân tích từ SPSS 20.0 4.2.7 Kết quả kiểm định giả thuyết nghiên cứu Từ kết phân tích hồi quy tuyến tính đa biến được trình bày bảng 4.8, bảng 4.10 trình bày để thể kết kiểm định chấp nhận hay bác bỏ giả thuyết nghiên cứu mơ hình nghiên cứu đề xuất được tác giả trình bày chương Kết bảng 4.10 cho thấy tất 06 giả thuyết được xây dựng mơ hình nghiên cứu đều thỏa mãn điều kiện kiểm định theo đề xuất Hair cộng (2010) Do đó nghiên cứu này, tất giả thuyết nghiên cứu đều được chấp nhận Bảng 4.10: Tổng hợp kết giả thuyết nghiên cứu GIẢ THUYẾT H1: Ý thức sức khỏe tác động chiều với ý định mua thực phẩm hữu H2: Phúc lợi hệ sinh thái tác động chiều với ý định mua thực phẩm hữu H3: An tồn chất lượng tác đợng chiều với ý định mua thực phẩm hữu H4: Rào cản rủi ro tác động ngược chiều với ý định mua thực phẩm hữu H5: Rào cản giá trị tác động ngược chiều với ý định mua thực phẩm hữu H6: Rào cản sử dụng tác động ngược chiều với ý định mua thực phẩm hữu TƯƠNG QUAN KẾT QUẢ (+) Chấp nhận (+) Chấp nhận (+) Chấp nhận (-) Chấp nhận (-) Chấp nhận (-) Chấp nhận Nguồn: Tác giả tổng hợp kết sớ liệu phân tích từ SPSS 20.0 58 4.2.8 Kết luận kết quả phân tích hời quy tún tính đa biến 4.2.8.1 Hệ sớ hời quy chưa chuẩn hóa (Unstandardized Coefficients) Kết phân tích hồi quy bợi trình bày bảng 4.8 cho thấy mối liên hệ yếu tố thúc đẩy, kìm hãm ý định mua thực phẩm hữu Kết không xét đến nhân tố khác thì: BHC = 0.249 Dấu (+): Quan hệ nhân tố “Ý thức sức khỏe” “Ý định mua thực phẩm hữu cơ” quan hệ chiều Nghĩa đánh giá về nhân tố “Ý thức sức khỏe” tăng đơn vị “Ý định mua thực phẩm hữu cơ” tăng 0.249 đơn vị ngược lại BEW = 0.248 Dấu (+): Quan hệ nhân tố “Phúc lợi hệ sinh thái” “Ý định mua thực phẩm hữu cơ” quan hệ chiều Nghĩa đánh giá về nhân tố “Phúc lợi hệ sinh thái” tăng đơn vị “Ý định mua thực phẩm hữu cơ” tăng 0.248 đơn vị ngược lại BQS = 0.174 Dấu (+): Quan hệ nhân tố “An toàn chất lượng” “Ý định mua thực phẩm hữu cơ” quan hệ chiều Nghĩa đánh giá nhân tố “An toàn chất lượng” tăng đơn vị “Ý định mua thực phẩm hữu cơ” tăng 0.174 đơn vị ngược lại BVB = -0.202 Dấu (-): Quan hệ nhân tố “Rào cản giá trị” “Ý định mua thực phẩm hữu cơ” quan hệ ngược chiều Nghĩa đánh giá về nhân tố “Rào cản giá trị” tăng đơn vị “Ý định mua thực phẩm hữu cơ” giảm 0.202 đơn vị ngược lại BUB = -0.197 Dấu (-): Quan hệ nhân tố “Rào cản sử dụng” “Ý định mua thực phẩm hữu cơ” quan hệ ngược chiều Nghĩa đánh giá nhân tố “Rào cản sử dụng” tăng đơn vị “Ý định mua thực phẩm hữu cơ” giảm 0.197 đơn vị ngược lại BRB = -0.270 Dấu (-): Quan hệ nhân tố “Rào cản rủi ro” “Ý định mua thực phẩm hữu cơ” quan hệ ngược chiều Nghĩa đánh giá về nhân tố “Rào cản rủi ro” tăng đơn vị “Ý định mua thực phẩm hữu cơ” giảm 0.270 đơn vị ngược lại 4.2.8.2 Hệ số hời quy chuẩn hóa (Standardized Coefficients) Bảng 4.11: Tầm quan trọng yếu tố thúc đẩy kìm hãm ý định mua thực phẩm hữu STT 01 02 03 04 05 06 Hệ số hồi quy Phần trăm chuẩn hóa YẾU TỐ THÚC ĐẨY Phúc lợi hệ sinh thái 0.217 19.3% Ý thức sức khỏe 0.180 16.0% An toàn chất lượng 0.166 14.7% YẾU TỐ KÌM HÃM Rào cản rủi ro -0.271 18.4% Rào cản sử dụng -0.188 16.0% Rào cản giá trị -0.184 15.6% Biến độc lập Thứ tự ảnh hưởng 3 Nguồn: Tác giả tổng hợp kết sớ liệu phân tích từ SPSS 20.0 59 Trong 06 yếu tố độc lập giải thích ý định mua thực phẩm người tiêu dùng Thành phố Hồ Chí Minh, có 03 yếu tố thúc đẩy bao gồm: ý thức sức khỏe, phúc lợi hệ sinh thái, an tồn chất lượng đều có hệ số Beta lớn 0, điều cho thấy biến đợc lập yếu tố thúc đẩy có mối quan hệ chiều biến phụ thuộc ý định mua thực phẩm hữu cơ, tác giả đưa giả thuyết ý thức sức khỏe, phúc lợi hệ sinh thái, an toàn chất lượng tác động chiều ý định mua thực phẩm hữu Ngồi 03 yếu tố kìm hãm bao gồm: rào cản giá trị, rào cản sử dụng, rào cản rủi ro đều có hệ số Beta nhỏ 0, điều cho thấy biến độc lập yếu tố kìm hãm có mối quan hệ ngược chiều biến phụ thuộc ý định mua thực phẩm hữu cơ, tác giả đưa giả thuyết rào cản giá trị, rào cản sử dụng, rào cản rủi ro tác động ngược chiều ý định mua thực phẩm hữu Qua kết được trình bày hình 4.1 cho thấy 03 yếu tố thúc đẩy tác động chiều ý định mua thực phẩm hữu người tiêu dùng, đó yếu tố phúc lợi hệ sinh thái tác động mạnh (β = 0.217), ý thức sức khỏe (β = 0.180) cuối cùng tác động yếu an toàn chất lượng (β = 0.166) Với 03 yếu tố kìm hãm tác đợng ngược chiều ý định mua thực phẩm hữu người tiêu dùng yếu tố rào cản rủi ro có tác động mạnh (β = -0.271), rào cản sử dụng (β = -0.188) cuối cùng tác động yếu rào cản giá trị (β= -0.184) 𝛃 = 0.217 𝛃 = 0.180 𝛃 = 0.166 𝛃 = -0.271 𝛃 = -0.188 𝛃 = -0.184 Hình 4.1: Tóm lược kết phân tích hồi quy tuyến tính đa biến Ng̀n: Tác giả tổng hợp kết sớ liệu phân tích từ SPSS 20.0 60 4.2.9 Kết quả phân tích sự tác động của biến kiểm sốt 4.2.9.1 Kết phân tích One-Way ANOVA Để có thể đánh giá có khác biệt có ý nghĩa thống kê nhóm độ tuổi, nghề nghiệp, thu nhập với ý định mua thực phẩm hữu hay không, tác giả sử dụng kiểm định One-Way ANOVA với cặp giả thuyết được đặt sau: Bảng 4.12: Giả thuyết kiểm định One-Way ANOVA H7a H7b H8a H8b H9a H9b Giả thuyết Khơng có khác biệt nhóm độ tuổi đến ý định mua thực phẩm hữu Có khác biệt nhóm độ tuổi đến ý định mua thực phẩm hữu Khơng có khác biệt nghề nghiệp đến ý định mua thực phẩm hữu Có khác biệt nghề nghiệp đến ý định mua thực phẩm hữu Khơng có khác biệt thu nhập đến ý định mua thực phẩm hữu Có khác biệt nhóm thu nhập đến ý định mua thực phẩm hữu Nguồn: Tác giả tổng hợp Bảng 4.13: Tởng hợp kết phân tích One-Way ANOVA Độ tuổi Nghề nghiệp Thu nhập Giá trị Sig Levenes 0.211 0.574 0.758 Giá trị Sig ANOVA 0.699 0.694 0.997 Nguồn: Tác giả tổng hợp kết số liệu phân tích từ SPSS 20.0 Về độ tuổi: Kết phân tích One-Way ANOVA với đợ tin cậy 95% (mức ý nghĩa 0.05) được trình bày bảng 4.13, giá trị Sig Levenes 0.211 lớn 0.05 nên không có khác biệt phương sai đánh giá chung về ý định mua thực phẩm hữu theo độ t̉i Như vậy, kết phân tích bảng ANOVA có thể sử dụng tốt để kiểm định giả thuyết Ở độ tin cậy 95%, giá trị Sig ANOVA 0.699 lớn 0.05 nên chấp nhận giả thuyết H7a theo đề xuất Nguyễn Đình Thọ (2013) kết ḷn khơng có khác biệt đợ t̉i đến ý định mua thực phẩm hữu Về nghề nghiệp: Kết phân tích One-Way ANOVA với đợ tin cậy 95% (mức ý nghĩa 0.05) được tác giả trình bày bảng 4.13, giá trị Sig Levenes 0.574 lớn 0.05 nên khơng có khác biệt phương sai đánh giá chung về ý định mua thực phẩm hữu theo nghề nghiệp Như vậy, kết phân tích bảng ANOVA có thể sử dụng tốt để kiểm định giả thuyết Ở độ tin cậy 95%, giá trị Sig ANOVA 0.694 lớn 0.05 nên chấp nhận giả thuyết H8a theo đề xuất Nguyễn Đình Thọ (2013) kết ḷn khơng có khác biệt nhóm nghề nghiệp đến ý định mua thực phẩm hữu 61 Về thu nhập: Kết phân tích One-Way ANOVA với đợ tin cậy 95% (mức ý nghĩa 0.05) được bày bảng 4.13, giá trị Sig Levenes 0.758 lớn 0.05 nên khơng có khác biệt phương sai đánh giá chung về ý định mua thực phẩm hữu theo thu nhập Như vậy, kết phân tích bảng ANOVA sử dụng tốt để kiểm định giả thuyết Ở độ tin cậy 95%, giá trị Sig ANOVA 0.997 lớn 0.05 nên chấp nhận giả thuyết H9a theo đề xuất Nguyễn Đình Thọ (2013) kết ḷn khơng có khác biệt nhóm thu nhập đến ý định mua thực phẩm hữu 4.2.9.2 Kết phân tích Independent Samples T-test Để đánh giá được giới tính có ảnh hưởng ý định mua thực phẩm hữu hay không, tác giả sử dụng kiểm định Independent Samples T-test với cặp giả thuyết đặt sau: Giả thuyết H10a: Khơng có khác biệt về giới tính đến ý định mua thực phẩm hữu Giả thuyết H10b: Có khác biệt về giới tính đến ý định mua thực phẩm hữu Bảng 4.14: Kết kiểm định Independent Samples T-test Ý định mua thực phẩm hữu (PI) Phương sai tổng thể đồng Kiểm định Levenes đồng phương sai Kiểm định t trung bình F 3.424 Sig 0.065 t df Sig (2-tailed) Khác biệt trung bình Khác biệt sai số chuẩn -1.193 297 0.234 -0.11274 0.09450 Phương sai tổng thể không đồng -1.177 263.694 0.240 -0.11274 0.09577 Nguồn: Tác giả tổng hợp kết sớ liệu phân tích từ SPSS 20.0 Kết kiểm định Independent Samples T-test được tác giả trình bày bảng 4.14 cho thấy, giá trị Sig Levene’s Test 0.065 lớn 0.05 Vì vậy, phương sai giới tính nam giới tính nữ khơng khác đó tác giả xem xét giá trị Sig T-test cột phương sai tổng thể đồng Giá trị Sig T-test 0.234 lớn 0.05 Vậy chấp nhận giả thuyết H10a theo đề xuất Nguyễn Đình Thọ (2013), điều chứng tỏ khơng có khác biệt có ý nghĩa thống kê về giới tính ý định mua thực phẩm hữu người dùng Thành phố Hồ Chí Minh hay nói cách khác khác biệt giới tính khơng ảnh hưởng ý định mua thực phẩm hữu 62 4.3 Mơ hình kết đề tài nghiên cứu Sau thiết lập bảng câu hỏi điều tra thức, tác giả thực phương pháp khảo sát thông qua công cụ vấn trực tiếp với 330 phiếu khảo sát thực Thành phố Hồ Chí Minh Sau tiến hành vấn trực tiếp thông qua bảng câu hỏi có cấu trúc, tác giả sàng lọc phiếu khảo sát thu thập, kết có 299 bảng khảo sát hợp lệ được giữ lại cho nghiên cứu định lượng thức tiến hành mã hóa liệu, thực bước xử lý phân tích liệu bằng SPSS 20.0 bao gồm: đánh giá độ tin cậy thang đo thông qua Cronbach’s Alpha, đánh giá giá trị thang đo thơng qua phân tích EFA cho biến đợc lập biến phụ tḥc, phân tích tương quan Pearson, phân tích hồi quy tuyến tính đa biến Kết kiểm định cho thấy tất yếu tố đều được chấp nhận, thỏa mãn điều kiện kiểm định theo đề xuất Hair cộng (2010) Do đó, mơ hình nghiên cứu được tác giả đề xuất chương được giữ nguyên, cụ thể bao gồm yếu tố: ý thức sức khỏe, phúc lợi hệ sinh thái, an toàn chất lượng, rào cản giá trị, rào cản sử dụng, rào cản rủi ro yếu tố giải thích ý định mua thực phẩm hữu người tiêu dùng Thành phố Hồ Chí Minh Vì vậy, mơ hình kết đề tài nghiên cứu được tác giả trình bày hình 4.2 Hình 4.2: Mơ hình kết đề tài nghiên cứu Nguồn: Tác giả tổng hợp 63 4.4 Thảo luận kết nghiên cứu Kết đề tài nghiên cứu có nét tương đồng so với nghiên cứu mà tác giả kế thừa cụ thể sau: Thứ nhất, đều đánh giá yếu tố phúc lợi hệ sinh thái, ý thức sức khỏe, an toàn chất lượng, rào cản giá trị, rào cản rủi ro yếu tố giải thích ý định mua thực phẩm hữu Thứ hai, đều kiểm định phúc lợi hệ sinh thái, ý thức sức khỏe, an tồn chất lượng tác đợng chiều ý định mua thực phẩm hữu rào cản giá trị, rào cản rủi ro tác động ngược chiều ý định mua thực phẩm hữu Tuy nhiên, theo Nguyễn Đình Thọ (2013), nghiên cứu khoa học, khác về văn hóa, kinh tế dẫn đến khác đo lường Do đó, kết nghiên cứu có điểm khác biệt so với nghiên cứu trước được tác giả kế thừa cụ thể sau: Thứ nhất, yếu tố ý thức sức khỏe đề tài không yếu tố tác động mạnh đến ý định mua thực phẩm hữu so với nghiên cứu mà tác giả kế thừa, thay vào đó yếu tố phúc lợi hệ sinh thái được đánh giá có tác động mạnh thúc đẩy ý định mua thực phẩm hữu Điều cho thấy người tiêu dùng có nhận thức sâu sắc hệ sinh thái đợng thực vật được cân bằng môi trường mà họ sinh sống, học tập, làm việc lành mạnh, từ đó góp phần cải thiện, trì sức khỏe mỡi cá nhân, gia đình Do đó, chọn mua thực phẩm hữu góp phần xây dựng ý thức sinh thái, tiêu dùng thực phẩm hữu lựa chọn tiêu dùng thực phẩm bền vững, lịng vị tha lợi ích môi trường, động vật được đặt lên hàng đầu so với lợi ích cá nhân Thứ hai nghiên cứu được tác giả kế thừa yếu tố an tồn chất lượng được xem yếu tố thúc đẩy ý định mua thực phẩm hữu Tuy nhiên, tác giả dựa tình hình thực trạng thực phẩm bẩn xuất tràn lan thị trường Việt Nam ngày nhiều, người dùng vô lo lắng sản phẩm ni trồng q liều hóa chất độc hại nên tác giả vẫn định đưa yếu tố an tồn chất lượng vào mơ hình, tiến hành khảo sát thực kiểm định cần thiết, kết cho thấy an toàn chất lượng yếu tố thúc đẩy ý định mua thực phẩm hữu Thứ ba, nghiên cứu xác định rào cản sử dụng yếu tố kìm hãm ý định mua thực phẩm hữu nghiên cứu tác giả kế thừa cho rằng rào cản sử dụng khơng có mối liên hệ với ý định mua thực phẩm hữu Dựa thực tế Thành phố Hồ Chí Minh, tác giả nhận thấy tình hình dịch bệnh COVID-19 diễn phức tạp, Chính phủ thực giãn cách xã hội, yêu cầu người dân hạn chế ngoài, đó thực phẩm nhu cầu dự trữ thiết yếu, thực phẩm hữu không lựa chọn hàng đầu chúng khó bảo quản, khơng thích hợp dự trữ lâu dài Cuối cùng, nghiên cứu trước nhận định rào cản giá trị yếu tố kìm hãm mạnh nhất, nhiên kết đề tài nghiên cứu cho thấy rào cản giá trị yếu tố kìm hãm tác đợng yếu ý định mua thực phẩm hữu Điều cho thấy người tiêu dùng sẵn sàng chi trả mức giá cao cho thực phẩm hữu sản phẩm đáp ứng yêu cầu tất yếu, thực cam kết giải rào cản rủi ro, rào cản sử dụng mà người tiêu dùng lo ngại 64 4.5 Tóm tắt chương Để thực kiểm định giả thuyết nghiên cứu trình bày chương 2, chương tác giả tiến hành kiểm định mơ hình nghiên cứu lý thuyết Các phương pháp phân tích liệu bao gồm: đánh giá độ tin cậy thang đo thơng qua Cronbach’s Alpha, phân tích nhân tố khám phá (EFA), phân tích tương quan, phân tích hồi quy tuyến tính đa biến cuối kiểm định tác đợng biến kiểm sốt biến phụ tḥc Chương trình bày chi tiết kết nghiên cứu bao gồm: mô tả đặc điểm cấu mẫu, kiểm định thang đo, giả thuyết mơ hình nghiên cứu Tác giả thực khảo sát trực tiếp 330 phiếu nhận lại 299 phiếu hợp lệ Kết tất thang đo đều đạt độ tin cậy cần thiết theo đề xuất Hair cộng (2010) Kết phân tích nhân tố khám phá (EFA) loại 01 biến QS4 thang đo “An toàn chất lượng (QS)” cho thấy 06 nhân tố rút trích 52.603% biến thiên biến quan sát Kết phân tích hồi quy tuyến tính đa biến cho thấy ý định mua thực phẩm hữu phụ thuộc vào 06 nhân tố ý thức sức khỏe, phúc lợi hệ sinh thái, an toàn chất lượng, rào cản giá trị, rào cản sử dụng, rào cản rủi ro Phương trình hồi quy chưa chuẩn hóa là: PI = 3.161 + 0.249HC + 0.248EW + 0.174QS 0.202VB - 0.197UB - 0.270RB Phương trình hồi quy chuẩn hóa là: PI = 0.180HC + 0.217EW + 0.166QS - 0.184VB 0.188UB - 0.271RB ... mối liên hệ yếu tố thúc đẩy, kìm hãm ý định mua thực phẩm hữu Kết khơng xét đến nhân tố khác thì: BHC = 0. 249 Dấu (+): Quan hệ nhân tố ? ?Ý thức sức khỏe” ? ?Ý định mua thực phẩm hữu cơ? ?? quan hệ... tính đến ý định mua thực phẩm hữu Giả thuyết H10b: Có khác biệt về giới tính đến ý định mua thực phẩm hữu Bảng 4. 14: Kết kiểm định Independent Samples T-test Ý định mua thực phẩm hữu (PI) Phương... nhân tố ? ?Ý thức sức khỏe” tăng đơn vị ? ?Ý định mua thực phẩm hữu cơ? ?? tăng 0. 249 đơn vị ngược lại BEW = 0. 248 Dấu (+): Quan hệ nhân tố “Phúc lợi hệ sinh thái” ? ?Ý định mua thực phẩm hữu cơ? ?? quan
