LUẬN VĂN THẠC SĨ - Tính vị chủng trong hành vi tiêu dùng của người Việt Nam đối với hàng hóa Nhật Bản và Trung Quốc - Chương 4 potx

CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 1.1 Giới thiệu Sau khi trình bày phương pháp nghiên cứu ở Chương 3 cùng các kết quả nghiên cứu sơ bộ và giới thiệu về nghiên cứu chính thức, Chương 4 sẽ tập trung vào kiểm định thang đo các khái niệm, kiểm định mô hình lý thuyết và giả thuyết. Nội dung chương gồm ba phần chính: 1) đánh giá thang đo các khái niệm, 2) hiệu chỉnh mô hình nghiên cứu và các giả thuyết, 3) kiểm định sự phù hợp của mô hình lý thuyết bằng hồi quy đa biến và sau cùng, 4) kiểm định các giả thuyết. 1.2 Đánh giá thang đo Thang đo các khái niệm được đánh giá qua hai công cụ: độ tin cậy với hệ số Cronbach alpha và phân tích nhân tố. Trước hết, trong từng thang đo, các biến có tương quan biến tổng (item- total correlation) nhỏ hơn 0.3 được xem là biến rác và bị loại. Thang đo sẽ được chấp nhận khi hệ số Cronbach alpha>0.6. Sau đó, trong phân tích nhân tố, các biến có trọng số nhỏ hơn 0.4 cũng bị loại. Phương pháp trích hệ số sử dụng là principle component cho các thang đo đơn hướng. Điểm dừng khi trích các yếu tố có eigenvalue là 1 và thang đo được chấp nhận khi phương sai trích >=50%. Quá trình phân tích cho thấy sẵn lòng mua và đặc biệt, tính vị chủng không là thang đo đơn hướng. Do đó, phần đánh giá độ tin cậy các thang đo dưới đây chỉ trình bày độ tin cậy các khái niệm niềm tin hàng nội, chất lượng cảm nhận, giá cả cảm nhận; độ tin cậy của tính vị chủng và sẵn lòng mua sẽ được trình bày khi phân tích nhân tố. Phương pháp trích hệ số sử dụng cho hai thang đo đa hướng này là principal axis factoring với phép quay promax, điểm dừng khi trích các yếu tố có eigenvalue là 1 và thang đo được chấp nhận khi tổng phương sai trích>=50%. 1.2.1 Độ tin cậy 1.2.1.1 Niềm tin hàng nội (BEL) Các số liệu trong tính toán độ tin cậy của khái niệm này được trình bày cho cả hai trường hợp Trung Quốc và Nhật Bản trong Bảng 4.1. Tất cả các biến thành phần đều có hệ số tương quan biến tổng >0.3 và hệ số độ tin cậy Alpha>0.7. Do đó, tất cả các biến đều được giữ cho phân tích ở buớc sau. Bảng 4.1: Độ tin cậy Cronbach alpha - BEL : Trung Quốc – Nhật Bản Trung Quốc Nhật Bản Biến T.bình thang do nếu loại biến Tương quan biến tổng Alpha nếu loại biến T.bình thang do nếu loại biến Tương quan biến tổng Alpha nếu loại biến BEL_1 13.1860 0.4882 0.6510 13.3704 0.5876 0.7252 BEL_2 12.9380 0.4662 0.6608 13.3102 0.5947 0.7238 BEL_3 13.2190 0.4570 0.6650 13.4444 0.5566 0.7359 BEL_4 13.0000 0.4097 0.6828 13.2546 0.4908 0.7585 BEL_5 12.9463 0.5097 0.6417 13.1389 0.5341 0.5341 Alpha 0.7087 0.7784 1.2.1.2 Chất lượng cảm nhận (QUA) Theo Bảng 4.2, tất cả các biến thành phần đều có hệ số tương quan biến tổng khá cao (>0.5) và hệ số độ tin cậy Alpha cũng cao(>0.84). Do đó tất cả các biến đều được giữ cho phân tích ở bước sau Bảng 4.2: Độ tin cậy Cronbach alpha-QUA : Trung Quốc – Nhật Bản Trung Quốc Nhật Bản Biến T.bình thang do nếu loại biến Tương quan biến tổng Alpha nếu loại biến T.bình thang do nếu loại biến Tương quan biến tổng Alpha nếu loại biến QUA_1 10.5785 0.7073 0.8276 16.5741 0.7504 0.7964 QUA_2 10.6033 0.7526 0.8182 16.6620 0.7243 0.8040 QUA_3 9.8678 0.5354 0.8714 17.3889 0.5644 0.8533 QUA_4 10.0331 0.7409 0.8193 16.9120 0.7076 0.8034 QUA_5 10.3223 0.6904 0.8316 16.7222 0.6040 0.8310 Alpha 0.8628 0.8483 1.2.1.3 Giá cả cảm nhận (PRI) Ở trường hợp Nhật Bản (Bảng 4.3): hệ số tương quan biến tổng và hệ số tin cậy Alpha tuy thấp, nhưng đạt yêu cầu. Chú ý rằng biến PRI_4 (Chi phí cơ hội) có giá trị tương quan biến tổng suýt soát 0.3 và khá cách biệt so với các biến còn lại; hơn nữa, nếu loại biến này, Alpha tăng từ 0.6351 lên 0.6517 – vậy, ta sẽ loại PRI_4. Bảng 4.3: Độ tin cậy Cronbach alpha - PRI : Trung Quốc – Nhật Bản Trung Quốc Nhật Bản Biến T.bình thang do nếu loại biến Tương quan biến tổng Alpha nếu loại biến T.bình thang do nếu loại biến Tương quan biến tổng Alpha nếu loại biến PRI_1 7.9421 0.2451 0.4467 9.8796 0.4858 0.5158 PRI_2 7.3471 0.3691 0.3301 9.8843 0.4761 0.5267 PRI_3 7.1033 0.3538 0.3445 10.9769 0.4157 0.5655 PRI_4 6.9008 0.1731 0.5180 10.3981 0.3009 0.6517 Alpha 0.4857 0.6351 Với trường hợp Trung Quốc (Bảng 4.3), PRI_4 có tương quan biến tổng quá thấp (0.1731), hệ số Alpha <0.4857, do vậy, biến này phải bị loại. Biến PRI_1 (Giá xe là dễ mua) cũng có tương quan biến tổng thấp (0.2451), nhưng ta tạm giữ lại để xem xét vì loại nó sẽ giảm hệ số Alpha. Tính lại độ tin cậy với 3 biến cho trường hợp này, ta có kết quả ở bảng 4.4 Bảng 4.4: Độ tin cậy Cronbach alpha - PRI (03 biến) : Trung Quốc Biến T.bình thang do nếu loại biến Tương quan biến tổng Alpha nếu loại biến PRI_1 5.0785 0.2867 0.4876 PRI_2 4.4835 0.3951 0.3082 PRI_3 4.2397 0.3171 0.4423 Alpha 0.5180 Hệ số tương quan biến tổng thấp hơn yêu cầu (0.3) xuất hiện ở biến PRI_1 (0.2867) nhưng chênh lệch tương đối nhỏ. Nếu ta loại thêm bất kỳ biến nào, hệ số Alpha đều giảm dưới 0.5. Xem xét trong điều kiện tiến hành đo một khái niệm mới, với kết quả hiện tại Alpha=0.518 và biến PRI_1 có hệ số tương quan biến tổng xấp xỉ yêu cầu, ta chấp nhận thang đo này với 3 biến. 1.2.2 Phân tích nhân tố 1.2.2.1 Niềm tin hàng nội (BEL) Phân tích nhân tố trích được 1 yếu tố tại eigenvalue và phương sai trích lần lượt là 2.32, 46.31% (Trung Quốc) và 2.66, 53.21% (Nhật Bản) – (Bảng 4.5) Như vậy, thang đo chưa đạt yêu cầu cho trường hợp Trung Quốc về phương sai trích (<50%). Biến BEL_4 có trọng số thấp nhất, ta sẽ loại biến này. Để cho việc đối chiếu so sánh được thuận lợi, ta cũng loại luôn BEL_4 cho trường hợp Nhật Bản. Kết quả phân tích lại được trình bày ở Bảng 4.6. Tuy hệ số Cronbach alpha bị giảm đôi chút, nhưng phương sai trích được cải thiện nhiều và các kết quả khác đều đạt yêu cầu. Do vậy thang đo niềm tin hàng nội với 4 biến được chấp nhận sử dụng cho phân tích sau. Bảng 4.5: Phân tích nhân tố - BEL (5 biến) : Trung Quốc-Nhật Bản Biến Tên Trung Quốc Nhật Bản BEL_1 Ổn định 0.701 0.767 BEL_2 Uy tín 0.680 0.772 BEL_3 Công nghệ 0.671 0.728 BEL_4 Tay nghề 0.623 0.664 BEL_5 Giá cả 0.724 0.710 Eigenvalue 2.32 2.66 Phương sai trích (%) 46.31 53.208 Cronbach alpha 0.7087 0.7784 Bảng 4.6: Phân tích nhân tố - BEL (4 biến) : Trung Quốc-Nhật Bản Biến Tên Trung Quốc Nhật Bản BEL_1 Ổn định 0.747 0.812 BEL_2 Uy tín 0.712 0.836 BEL_3 Công nghệ 0.665 0.695 BEL_5 Giá cả 0.738 0.702 Eigenvalue 2.050 2.335 Phương sai trích (%) 51.300 58.36 Cronbach alpha 0.6828 0.7585 1.2.2.2 Chất lượng cảm nhận (QUA) Kết quả phân tích được trình bày ở Bảng 4.7 Bảng 4.7: Phân tích nhân tố - QUA (5 biến) : Trung Quốc-Nhật Bản Biến Tên Trung Quốc Nhật Bản QUA_1 Độ bền 0.835 0.872 QUA_2 Độ tin cậy 0.860 0.853 QUA_3 Hình thức 0.676 0.703 QUA_4 Công nghệ 0.841 0.819 QUA_5 Uy tín 0.814 0.747 Eigenvalue 3.263 3.211 Phương sai trích (%) 65.255 64.220 Cronbach alpha 0.8628 0.8483 Phân tích nhân tố trích được 1 yếu tố tại eigenvalue và phương sai trích lần lượt là 3.263, 65.255% (Trung Quốc) và 3.211, 64.220% (Nhật Bản), các trọng số, Cronbach alpha đều cao. Như vậy, thang đo chất lượng cảm nhận với 5 biến được chấp nhận. 1.2.2.3 Giá cả cảm nhận (PRI) Phân tích nhân tố trích được 1 yếu tố tại eigenvalue và phương sai trích lần lượt là 1.530, 51.010% (Trung Quốc) và 1.808, 60.282% (Nhật Bản), các trọng số khá cao (Bảng 4.8). Tuy phương sai trích và độ tin cậy là thấp ở trường hợp Trung Quốc, thang đo giá cả cảm nhận với 3 biến cũng được chấp nhận cho phân tích tiếp sau. Bảng 4.8: Phân tích nhân tố - PRI (3 biến) : Trung Quốc-Nhật Bản Biến Tên Trung Quốc Nhật Bản PRI_1 Khó mua (-Dễ mua) 0.658 0.871 PRI_2 Đắt (-Rẻ) 0.779 0.838 PRI_3 Không đáng (-Xứng đáng) 0.700 0.590 Eigenvalue 1.53 1.808 Phương sai trích (%) 51.01 60.282 Cronbach alpha 0.518 0.6351 1.2.2.4 Sẵn lòng mua (WIL) Như đã nói ở trên, sẵn lòng mua được phân tích nhân tố bằng phương pháp principal axis factoring với phép quay promax. Kết quả phân tích được trình bày ở Bảng 4.9. Ở cả hai trường hợp Trung Quốc và Nhật Bản, phân tích cho hai nhân tố có sự phân biệt rất cao : nhân tố (1) gồm các biến WIL_1,WIL_2,WIL_3 thể hiện mức sẵn lòng mua một cách tổng quát khi xem xét đến ý định, khả năng – ta đặt tên là sẵn lòng mua và ký hiệu WIL_A; nhân tố (2) chỉ có hai biến WIL_4,WIL_5 đo lường mức hy sinh tiền bạc cho hàng nội của người tiêu dùng – được đặt tên là sẵn lòng mua về giá và ký hiệu WIL_B. Phân tích cho phương sai trích khá cao với 66,58% (Trung Quốc) và 64,41% (Nhật Bản). Các trọng số khá lớn, phân biệt cao ở các yếu tố trích được. Việc tính toán độ tin cậy cũng được thực hiện cho từng nhân tố với kết quả khả quan : Cronbach alpha>0.8, các tương quan biến tổng đều >0.3 (xem thêm phần Phụ lục). Như vậy, từ một khái niệm sẵn lòng mua đầu tiên, hai thành phần sẵn lòng mua và sẵn lòng mua về giá được hình thành với hai thang đo tương ứng. Thang thứ nhất có 3 biến WIL_1,WIL_2,WIL_3, thang thứ hai có 2 biến WIL_4,WIL_5 được chấp nhận cho phân tích tiếp sau. Bảng 4.9: Phân tích nhân tố - WIL (5 biến) : Trung Quốc-Nhật Bản Trung Quốc Nhật Bản Ký hiệu Tên 1 2 1 2 WIL_A Sẵn Lòng Mua WIL_1 Ý định mua 0.77 0.02 0.86 -0.03 WIL_2 Xác suất mua 0.87 -0.10 0.79 -0.01 WIL_3 Mua khi có khả năng 0.71 0.11 0.65 0.05 WIL_B Sẵn Lòng Mua Về Giá WIL_4 Xe nội, nhãn ngoại 0.03 0.84 0.05 0.86 WIL_5 Xe nội, nhãn nội -0.02 0.86 -0.04 0.83 Eigenvalue 1.86 1.47 1.79 1.43 Phương sai trích (%) 37.21 29.36 35.80 28.61 Cronbach alpha 0.829 0.8386 0.8088 0.8318 1.2.2.5 Tính Vị Chủng Số lượng biến ở thang đo này khá lớn nên việc trình bày sẽ đi tuần tự từ trường hợp Trung Quốc sang Nhật Bản. Trình tự và nguyên tắc thực hiện trong từng trường hợp là như nhau. Phân tích nhân tố sử dụng phương pháp principal axis factoring với phép quay promax, nhân tố trích có eigenvalue>1.0. Kết quả sẽ được xem xét như sau: các biến có trọng số <0.4 sẽ bị loại, các biến có trọng số không có độ phân biệt cao giữa các nhân tố (mức chênh lệch giữa hai nhân tố <0.3) cũng sẽ bị loại. Sau đó, phân tích nhân tố sẽ được lặp lại đến khi thỏa các yêu cầu trên với phương sai trích tốt nhất (mong muốn >50%). Hệ số tin cậy Cronbach alpha cũng sẽ được tính lại cho từng nhân tố. Nếu chỉ tiêu này cũng được thỏa mãn (hệ số Alpha>0.6, tương quan biến tổng>0.3), thang đo được chấp nhận. Kết quả cho thấy, trong cả hai trường hợp, phương pháp phân tích không cho được tổng phương sai trích >44% ở bất kỳ bước nào. Rõ ràng điều này không đạt yêu cầu đề ra. Tuy nhiên, CETSCALE là thang đo mới thực hành đầu tiên tại An Giang, ta chấp nhận thang đo với điều kiện thấp hơn: phương sai trích >43% và sự xuất hiện cá biệt của hệ số tin cậy Alpha>0.5 . Trường hợp Trung Quốc Bảng 4.10: Phân tích nhân tố -CET (17 biến) : Trung Quốc Nhân tố Biến Tên 1 2 3 4 5 [...]... Phát triển kinh tế -0 . 144 0.882 0.070 0.1 04 -0 .159 CET_2 Nhập hàng khơng thể sản xuất 0.065 0.329 -0 . 045 -0 . 149 0.500 CET_3 Mua HNội: tạo vi c làm 0. 143 0.553 -0 .0 34 -0 .077 0.100 0.599 -0 .080 -0 .0 94 0.2 14 -0 .028 CET _4 Mua HNgoai: hành vi khơng đúng CET_5 Mua HNgoai: gây thất nghiệp 0. 949 -0 .036 -0 .083 -0 .023 -0 .117 CET_6 Ưu tiên cho HNội 0.120 -0 .029 0.053 0.659 0.0 14 0.5 94 0.013 -0 .0 14 0.172 0.015 CET_7... Trung Quốc & Nhật Bản CET_A CET_B Tác Động Tác Động của Mua của Mua Hàng Nội Hàng Ngoại CET_C Phương Châm Mua Hàng Nội CET_D Thái Độ đv Ngoại Thương Trung Quốc QUA Chất Lượng Cảm Nhận PRI Giá Cả Cảm Nhận WIL_ Sẵn Lòng Mua Về B Giá -0 .255** -0 . 246 ** -0 .3 14* * -0 . 148 * -0 .133* -0 . 247 * -0 .166** -0 .169** -0 .238** Nhật Bản QUA Chất Lượng Cảm -0 . 147 * Nhận PRI Giá Cả Cảm Nhận WIL_ Sẵn Lòng Mua Về B Giá 0.252** -0 .151*... của của mua hàng nội thấp hơn nhóm nguời có thu nhập cao Về thái độ với ngoại thương, người có thu nhập cao phản đối sự hạn chế, lập rào cản hàng ngoại mạnh nhất Với kết quả ở bảng 4. 23, giả thuyết H5.3.a, H5.3.c, H5.3.d được chấp nhận và H5.3.b bị bác bỏ H 54: Có sự khác biệt giữa các nhóm học vấn về tính vị chủng (Bảng 4. 24) Bảng 4. 24: Trung bình tính vị chủng- theo học vấn THCS Tác Động của Mua Hàng. .. động của mua hàng nội ở các nhóm tuổi; (2) nhận thức tác động xấu của hành vi mua hàng ngoại theo giới tính; (3) thái độ đối với ngoại thương ở các nhóm học vấn và (4) ba trong bốn thành phần tính vị chủng (ngoại trừ thành phần nhận thức tác động của mua hàng ngoại) ở các nhóm thu nhập 1.5 .4 Kiểm định tương quan giữa tính vị chủng và niềm tin hàng nội: Giả thuyết cần kiểm định là H9: Tính vị chủng tương... HNội 0. 044 0.1 74 -0 .115 0 .48 8 0.216 CET_9 Hạn chế giao thương 0. 044 -0 .039 0. 341 -0 .089 0. 346 CET_10 Mua HNgoại: tổn hại KD 0.525 0.165 0.215 -0 .062 -0 .055 CET_11 Rào cản HNgoại 0.019 0.076 0 .47 8 0.2 54 -0 .0 34 CET_12 Ủng hộ HNội, dù hao tốn 0.068 -0 .072 0.036 0.281 0.358 CET_13 Khơng cho HNgoại thâm nhập 0.017 -0 .089 0 .43 5 -0 .079 0.162 CET_ 14 Đánh thuế HNgoại nặng -0 .086 0.116 0. 544 0.058 0.029 0.1 94 0.129... Tính vị chủng có tương quan dương giá cả cảm nhận H7: Tính vị chủng có tương quan âm với chất lượng cảm nhận H8: Tính vị chủng có tương quan âm với sẵn lòng mua về giá Phân tích tương quan bằng hệ số Pearson với kiểm định hai phía, ta có kết quả trình bày ở Bảng 4. 19 Căn cứ vào đây, có các kết luận cho từng trường hợp Trung Quốc và Nhật Bản như sau: Bảng 4. 19: Hệ số tương quan:CET,QUA,PRI,WIL_B - Trung. .. thanh niên, trung niên đánh giá tác động tốt của vi c mua hàng nội cao hơn Tuy nhiên, chỉ có sự khác biệt ở tác động của mua hàng nội là có ý nghĩa ở hai nhóm tuổi . nghĩa các thành phần của tính vị chủng như sau: Bảng 4. 14: Thang đo các thành phần của CET :Trung Quốc -Nhật Bản Thang Biến đo Trung Quốc Nhật Bản Tên CET_A Tác Động của Mua Hàng Nội . 0.329 -0 . 045 -0 . 149 0.500 CET_3 Mua HNội: tạo vi c làm 0. 143 0.553 -0 .0 34 -0 .077 0.100 CET _4 Mua HNgoai: hành vi không đúng 0.599 -0 .080 -0 .0 94 0.2 14 -0 .028 CET_5. súy hàng nội và phương châm hành động trong mua hàng. 4. CET_D: Thái độ đối với ngoại thương biểu hiện độ cởi mở trong quan điểm đối với hàng ngoại nhập hay cường độ bảo vệ cần có đối với hàng