Từ kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA), các giả thuyết cần được kiểm định lại bằng phương pháp hồi quy. Phương pháp thực hiện hồi quy là đưa vào lần lượt (Enter). Trong nghiên cứu này có 2 phương trình hồi quy cần phải thực hiện :
1. Phương trình hồi quy bội nhằm xác định tác động của các yếu tố ảnh hưởng đến lòng tin vào nhà thuốc
2. Phương trình hồi quy bội nhằm xác định tác động của các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định mua thuốc không kê toa của người tiêu dùng
Để đánh giá mức độ phù hợp của mô hình, hệ số R2 (R Square) thường được sử dụng, hệ số xác định R2 được chứng minh là hàm không giảm theo số biến độc lập được đưa vào mô hình, tuy nhiên không phải phương trình càng có nhiều biến sẽ càng phù hợp hơn với dữ liệu, R2
có khuynh hướng là một yếu tố lạc quan của thước đo sự phù hợp của mô hình đối với dữ liệu trong trường hợp có 1 biến giải thích trong mô hình. Như vậy, trong hồi quy tuyến tính bội thường dùng hệ số R2
điều chỉnh để đánh giá độ phù hợp của mô hình vì nó không thổi phồng mức độ phù hợp của mô hình. Ngoài ra, hiện tượng tương quan giữa các phần dư được kiểm tra bằng hệ số Durbin –Watson (1< Durbin-Watson < 3 ) và không có hiện tượng đa cộng tuyến bằng hệ số phóng đại phương sai VIF (VIF < 2). Bên cạnh đó, hệ số
55
Beta chuẩn hoá được dùng để đánh giá mức độ quan trọng của từng yếu tố (Hoàng Trọng & Mộng Ngọc, 2008).
4.3.1 Phân tích hồi quy tuyến tính bội cho mô hình 1 (Xem phụ lục 12)
Kết quả hồi quy tuyến tính cho thấy :
- Hệ số R2 = 0.426 và hệ số R2 hiệu chỉnh = 0.422, nghĩa là mô hình tuyến tính phù hợp với tập dữ liệu 42.2% (hay mô hình giải thích được 42.2% biến thiên của biến phụ thuộc lòng tin vào nhà thuốc)
- Trị số thống kê F đạt giá trị 96.894 được tính từ giá trị R2 của mô hình đầy đủ với mức ý nghĩa 0.000, ta có thể bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng tất cả các hệ số hồi quy bằng 0 (ngoại trừ hằng số), mô hình hồi quy tuyến tính bội đưa ra là phù hợp với mô hình và dữ liệu nghiên cứu (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008)
- Hệ số Durbin-Watson đạt 2.066 đạt yêu cầu (1< Durbin-Watson<3) không có hiện tượng tương quan giữa các phần dư.
- Các giá trị VIF <2, không có hiện tượng đa cộng tuyến.
- Đồ thị phần dư phân phối chuẩn (giá trị trung bình = 0, độ lệch chuẩn=0.996 gần bằng 1)
Bảng 4.7 Kết quả phân tích hồi quy của mô hình 1
Mô hình R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số ƣớc lƣợng Durbin-Watson
1 .653a .426 .422 .558 2.066
ANOVAa
Mô hình Tổng bình phƣơng df Bình phƣơng trung bình F Sig.
1
Hồi quy 90.527 3 30.176 96.894 .000b
Phần dư 121.768 391 .311
56 Mô hình Hệ số chƣa chuẩn hoá Hệ số đã chuẩn hoá t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Std. Error Beta Dung sai VIF 1 (hằng số) .672 .201 3.347 .001 Hình thức nhà thuốc .275 .046 .270 6.041 .000 .733 1.364 Chất lƣợng sản phẩm tại nhà thuốc .354 .042 .356 8.397 .000 .816 1.225 Chất lƣợng dịch vụ tại nhà thuốc .256 .055 .212 4.687 .000 .714 1.401
Biến phụ thuộc : Lòng tin vào nhà thuốc
Từ kết quả trên cho thấy tất cả các yếu tố đều có tác động dương đến lòng tin vào nhà thuốc và có ý nghĩa thống kê (Sig <0.05).
Nhƣ vậy, nghiên cứu có thể kết luận rằng các giả thuyết H6a, H6b, H6c đều đƣợc chấp nhận.
Phương trình hồi quy thứ nhất với các hệ số dạng chuẩn hoá như sau:
= + +
57
4.3.2 Phân tích hồi quy tuyến tính bội cho mô hình 2 (Xem phụ lục 12) Kết quả hồi quy tuyến tính cho thấy : (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
- Hệ số R2 = 0.571 và hệ số R2
hiệu chỉnh = 0.564, nghĩa là mô hình tuyến tính phù hợp với tập dữ liệu 56.4% (hay mô hình giải thích được 56.4% biến thiên của biến phụ thuộc quyết định mua thuốc không kê toa),
- Trị số thống kê F đạt giá trị 85.949 được tính từ giá trị R2 của mô hình đầy đủ với mức ý nghĩa 0.000, ta có thể bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng tất cả các hệ số hồi quy bằng 0 (ngoại trừ hằng số), mô hình hồi quy tuyến tính bội đưa ra là phù hợp với mô hình và dữ liệu nghiên cứu (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008)
- Hệ số Durbin-Watson đạt 1.664 đạt yêu cầu (1< Durbin-Watson<3) không có hiện tượng tương quan giữa các phần dư
- Các giá trị VIF <2, không có hiện tượng đa cộng tuyến.
- Đồ thị phần dư phân phối chuẩn (giá trị trung bình = 0, độ lệch chuẩn = 0.992 gần bằng 1)
Bảng 4.8 Kết quả phân tích hồi quy mô hình 2
Mô hình R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số ước lượng Durbin-Watson
2 .755a
.571 .564 .462 1.664
ANOVAa
Mô hình Tổng bình phương df Bình phương trung bình F Sig.
2
Hồi quy 110.305 6 18.384 85.949 .000b
Phần dư 82.992 388 .214
58 Mô hình Hệ số chưa chuẩn hoá Hệ số đã chuẩn hoá t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Std. Error Beta Dung sai VIF 2 (hằng số) .499 .166 2.998 .003 Lòng tin vào nhà thuốc .537 .037 .563 14.718 .000 .756 1.323 Chất lƣợng thuốc .142 ,033 .164 4.279 .000 .752 1.329 Bao bì thuốc -.047 .034 -.059 -1.398 .163 .612 1.635 Ảnh hƣởng từ nhóm tham khảo .084 .030 .098 2.760 .006 .870 1.149 Lòng tin vào nhà sản xuất thuốc .060 .033 .075 1.799 .073 .631 1.584 Giá thuốc .145 .037 .158 3.890 .000 .673 1.485
Biến phụ thuộc : Quyết định mua thuốc không kê toa
Từ kết quả trên cho thấy, các yếu tố LT (Lòng tin vào nhà thuốc), CL (Chất lượng thuốc), G (Giá thuốc), TK (Ảnh huởng từ nhóm tham khảo) đều có tác động dương đến biến phụ thuộc QD (Quyết định mua thuốc không kê toa) và đều có ý nghĩa thống kê (Sig. < 0.05).
Nhƣ vậy, nghiên cứu có thể kết luận các giả thuyết H1, H4, H5, H6 đều đƣợc chấp nhận.
Các yếu tố BN (bao bì thuốc) và SX (Lòng tin vào nhà sản xuất thuốc) đều có Sig. > 0.05 nên không có ý nghĩa về mặt thống kê,. Trên thực tế, người tiêu dùng chú ý nhiều đến chất lượng (hiệu quả) của thuốc mang lại, vì vậy rất khó đánh giá được chất lượng thuốc nếu dựa vào yếu tố bao bì và lòng tin vào nhà sản xuất. Người tiêu dùng tại thành phố Hồ Chí Minh cho rằng các yếu tố bao bì thuốc và lòng tin vào nhà sản xuất ít quan trọng hơn so với các yếu tố còn lại trong quyết định mua thuốc không kê toa. Do vậy, giả thuyết H2, H3 bị bác bỏ.
59
Phương trình hồi quy thứ hai với hệ số dạng chuẩn hoá như sau:
Trong đó :
Nhƣ vậy mô hình nghiên cứu đƣợc điều chỉnh sau khi phân tích hồi quy nhƣ sau :
Hình 4.1 Mô hình nghiên cứu đã đƣợc điều chỉnh Ảnh hƣởng từ nhóm tham khảo Chất lƣợng thuốc Giá thuốc Lòng tin vào nhà thuốc Quyết định mua thuốc không kê
toa Hình thức nhà thuốc Chất lƣợng dịch vụ Chất lƣợng sản phẩm 0.158 0.164 0.098 0.563 0.270 0.212 0.356
60
4.4 ĐÁNH GIÁ MỨC ĐỘ ẢNH HƢỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ ĐẾN QUYẾT ĐỊNH MUA THUỐC KHÔNG KÊ TOA CỦA NGƢỜI TIÊU DÙNG QUYẾT ĐỊNH MUA THUỐC KHÔNG KÊ TOA CỦA NGƢỜI TIÊU DÙNG
4.4.1 Đánh giá mức độ ảnh hƣởng các yếu tố đến lòng tin vào nhà thuốc (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Hệ số Beta chuẩn hoá được sử dụng để đánh giá mức độ ảnh hưởng của các yếu tố đối với lòng tin vào nhà thuốc của người tiêu dùng tại thành phố Hồ Chí Minh.
Bảng 4.9 Mức độ tác động của các yếu tố đến lòng tin nhà thuốc
Yếu tố Hệ số Beta đã chuẩn hoá Sig.
SP (Chất lượng sản phẩm tại nhà thuốc) .356 .000
HT (Hình thức nhà thuốc) .270 .000
DV (Chất lượng dịch vụ tại nhà thuốc) .212 .000
Yếu tố SP (Chất lượng sản phẩm tại nhà thuốc) có hệ số Beta lớn nhất (= 0.356, Sig. =0.000), điều này cho thấy người tiêu dùng tại thành phố Hồ Chí Minh quan tâm nhiều đến chất lượng sản phẩm được bán tại nhà thuốc. Nếu người tiêu dùng cảm nhận chất lượng sản phẩm tại nhà thuốc tăng lên 1 lần thì lòng tin của họ vào nhà thuốc đó sẽ tăng lên 0.356 lần, trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi. Yếu tố HT (Hình thức nhà thuốc) có hệ số Beta chuẩn hoá = 0.270 tác động mạnh thứ 2 vào lòng tin vào nhà thuốc. Cuối cùng là yếu tố DV (Chất lượng dịch vụ tại nhà thuốc) có hệ số Beta = 0.212.
4.4.2 Đánh giá mức độ ảnh hƣởng của các yếu tố đến quyết định mua thuốc không kê toa thuốc không kê toa
Hệ số Beta chuẩn hoá được sử dụng để đánh giá mức độ ảnh hưởng của các yếu tố đối với quyết định mua thuốc không kê toa của người tiêu dùng.
Bảng 4.10 Mức độ tác động của các yếu tố đến quyết định mua thuốc không kê toa
Yếu tố Hệ số Beta đã chuẩn hoá Sig.
LT (Lòng tin vào nhà thuốc) .563 .000
CL (Chất lượng thuốc) .164 .000
G (Giá thuốc) .158 .000
61
Dựa trên hệ số Beta chuẩn hoá có thể thấy rằng lòng tin vào nhà thuốc có ảnh hưởng nhiều nhất đến quyết định mua thuốc không kê toa của người tiêu dùng (hệ số Beta chuẩn hoá = 0.537), có nghĩa là nếu lòng tin vào nhà thuốc của người tiêu dùng tăng lên 1 lần thì quyết định mua thuốc không kê toa của họ tại nhà thuốc đó sẽ tăng lên 0.537 lần trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi. Tiếp theo yếu tố CL (chất lượng thuốc) tác động mạnh thứ 2 lên quyết định mua thuốc của người tiêu dùng (hệ số Beta chuẩn hoá = 0.164), tiếp theo lần lượt là yếu tố G (Giá thuốc) và TK (Ảnh hưởng từ nhóm tham khảo).
4.5 KIỂM ĐỊNH SỰ KHÁC BIỆT TRONG QUYẾT ĐỊNH MUA THUỐC KHÔNG KÊ TOA GIỮA CÁC NHÓM NGƢỜI TIÊU DÙNG THUỐC KHÔNG KÊ TOA GIỮA CÁC NHÓM NGƢỜI TIÊU DÙNG
4.5.1 Theo giới tính (Xem phụ lục 13)
Để kiểm định có tồn tại sự khác biệt về quyết định mua thuốc không kê toa giữa nam và nữ, tác giả sử dụng kiềm giả thuyết về sự khác biệt của 2 trung bình thổng thể (Indephendent samples t-Test) với mức ý nghĩa 0.05. Kết quả Levene test có sig. = 0.117 > 0.05, không có sự khác biệt về phương sai giữa 2 nhóm. Kết quả kiểm định (dòng Equal variances assumed ) có sig. = 0.062 > 0.05 cho thấy không có sự khác biệt trong quyết định mua thuốc không kê toa giữa nam và nữ (mức ý nghĩa 0.05).
4.5.2 Theo độ tuổi (Xem phụ lục 13)
Để thực hiện kiểm định sự khác biệt về độ tuổi trong quyết định mua thuốc không kê toa, tác giả thực hiện phân tích phương sai một yếu tố (ANOVA) mức ý nghĩa 0.05. Kết quả Levene test có sig. = 0.833 > 0.05, không có sự khác biệt về phương sai giữa các nhóm. Kết quả kiểm định từ bảng ANOVA cho thấy không có sự khác biệt trong quyết định mua thuốc không kê toa giữa các nhóm tuổi (sig. = 0.142> 0.05) mức ý nghĩa 0.05
4.5.3 Theo trình độ học vấn (Xem phụ lục 13)
Để thực hiện kiểm định sự khác biệt về trình độ học vấn trong quyết định mua thuốc không kê toa, tác giả thực hiện phân tích phương sai một yếu tố (ANOVA) mức ý nghĩa 0.05. Kết quả Levene test có sig. = 0.669 > 0.05, không có
62
sự khác biệt về phương sai giữa các nhóm. Kết quả kiểm định từ bảng ANOVA cho thấy không có sự khác biệt trong quyết định mua thuốc không kê toa đối với những nhóm người tiêu dùng có trình độ học vấn khác nhau (sig. = 0.090> 0.05) mức ý nghĩa 0.05
4.5.4 Theo mức thu nhập (Xem phụ lục 13)
Để thực hiện kiểm định sự khác biệt về mức thu nhập trong quyết định mua thuốc không kê toa, tác giả thực hiện phân tích phương sai một yếu tố (ANOVA) mức ý nghĩa 0.05. Kết quả Levene test có sig. = 0.790 > 0.05, không có sự khác biệt về phương sai giữa các nhóm. Kết quả kiểm định từ bảng ANOVA cho thấy không có sự khác biệt trong quyết định mua thuốc không kê toa đối với những nhóm người tiêu dùng có mức thu nhập khác nhau (sig. = 0.676> 0.05) mức ý nghĩa 0.05.
Bảng 4.11 Tóm tắt kết quả kiểm định giả thuyết sự khác biệt quyết định mua thuốc không kê toa giữa các nhóm ngƣời tiêu dùng
Giả thuyết Phương pháp kiểm định sig. Kết luận (mức ý nghĩa 0.05) Có sự khác biệt trong quyết định mua thuốc không kê toa
giữa nam và nữ t-Test 0.062 Bác bỏ (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Có sự khác biệt trong quyết định mua thuốc không kê toa
giữa các nhóm tuổi ANOVA 0.142 Bác bỏ
Có sự khác biệt trong quyết định mua thuốc không kê toa
giữa nhóm người tiêu dùng có trình độ học vấn khác nhau ANOVA 0.090 Bác bỏ Có sự khác biệt trong quyết định mua thuốc không kê toa
63
4.6 TÓM TẮT
Trong chương 4, nghiên cứu đã đề cập đến thông tin của mẫu nghiên cứu, Nghiên cứu đã thực hiện kiểm định thang đo bằng hệ số Cronbach Alpha, sau đó tiến hành phân tích nhân tố khám phá (EFA). Từ kết quả phân tích nhân tố khám phá, nghiên cứu tiếp tục phân tích hồi quy bội để kiểm định các giả thuyết và đưa ra mô hình nghiên cứu đã được điều chỉnh sau khi phân tích hồi quy, tiếp theo nghiên cứu xem xét mức độ tác động của các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định mua thuốc không kê toa của người tiêu dùng tại thành phố Hồ Chí Minh. Qua đó các giả thuyết H1, H4, H5, H6, H6a, H6b, H6c đều đƣợc chấp nhận, giả thuyết H2, H3 bị bác bỏ. Chương tiếp theo sẽ trình bày tóm tắt về nghiên cứu, ý nghĩa thực tiễn cũng như các hạn chế của đề tài.
64
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ
Chương 4 đã đưa ra những phân tích về kết quả nghiên cứu. Trong chương 5, nghiên cứu trình bày lại tóm tắt các kết quả nghiên cứu, từ đó đưa ra ý nghĩa thực tiễn của đề tài, những hàm ý và kiến nghị. Ngoài ra, những hạn chế và hướng nghiên cứu tiếp theo cũng được trình bày trong chương 5.
5.1 KẾT LUẬN
Mục tiêu của nghiên cứu nhằm xác định các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định mua thuốc không kê toa của người tiêu dùng tại thành phố Hồ Chí Minh.
Dựa trên cơ sở lý thuyết về hành vi tiêu dùng, các nghiên cứu trước đây về quyết định mua thuốc không kê toa của người tiêu dùng của Zhou (2012) và Shah (2010), tác giả đề xuất mô hình các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định mua thuốc không kê toa của người tiêu dùng bao gồm 6 yếu tố: (1) Giá thuốc, (2) bao bì thuốc, (3) lòng tin vào nhà sản xuất thuốc, (4) chất lượng thuốc, (5) ảnh hưởng từ nhóm tham khảo, (6) lòng tin vào nhà thuốc. Trong đó lòng tin vào nhà thuốc chịu ảnh hưởng bởi 3 yếu tố: (1) Hình thức nhà thuốc, (2) chất lượng dịch vụ tại nhà thuốc, (3) chất lượng sản phẩm tại nhà thuốc.
Nghiên cứu được thực hiện qua 2 giai đoạn:
- Nghiên cứu sơ bộ bao gồm: nghiên cứu định tính (phỏng vấn thu thập 20 ý kiến, phỏng vấn tay đôi, thảo luận nhóm) và nghiên cứu định lượng sơ bộ (được thực hiện bằng phỏng vấn trực tiếp với 150 người tiêu dùng). Sau đó, kiểm định độ tin cậy Cronbach Alpha và phân tích nhân tố khám phá được thực hiện. Kết quả từ nghiên cứu định lượng sơ bộ, thang đo chính thức còn lại 38 biến quan sát: 3 thành phần yếu tố ảnh hưởng lòng tin vào nhà thuốc có 13 biến quan sát, 6 thành phần yếu tố ảnh hưởng đến quyết định mua thuốc không kê toa có 21 biến quan sát, quyết định mua thuốc không kê toa có 4 biến quan sát.
- Nghiên cứu chính thức: dữ liệu được thu thập từ 395 người tiêu dùng tại thành phố Hồ Chí Minh. Kết quả từ kiểm định độ tin cậy Cronbach Alpha và phân tích nhân tố khám phá cho thấy có 6 yếu tố ảnh hưởng đến quyết định mua thuốc
65
không kê toa, trong đó lòng tin vào nhà thuốc chịu ảnh hưởng bởi 3 yếu tố. Phân tích hồi quy tuyến tính bội cho 2 mô hình cho thấy có 3 yếu tố ảnh hưởng đến lòng tin vào nhà thuốc (chất lượng sản phẩm tại nhà thuốc, hình thức nhà thuốc và chất lượng dịch vụ tại nhà thuốc) và có 4 yếu tố ảnh hưởng đến quyết định mua thuốc không kê toa của người tiêu dùng (lòng tin vào nhà thuốc, chất lượng thuốc, giá thuốc, ảnh hưởng từ nhóm tham khảo).
Nghiên cứu cũng cho thấy không có sự khác biệt trong quyết định mua thuốc