Sau giai đoạn phân tích nhân tố EFA, các nhân tố đƣợc đƣa vào kiểm định mô hình. Giá trị nhân tố là trung bình các biến quan sát thành phần thuộc nhân tố đó. Phân t ch tƣơng quan Pearson đƣợc sử dụng để xem xét sự phù hợp khi đƣa các thành phần vào mô hình hồi quy. Kết quả của phân tích hồi quy sẽ đƣợc dùng để kiểm định các giả thuyết từ H1 đến H6.
4.5.1. Phân t ch tƣơng qu n
Kiểm định hệ số tƣơng quan Pearson dùng để kiểm tra mối liên hệ tuyến tính giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. Hệ số tƣơng quan (r) luôn nằm trong khoảng từ [-1,1], lấy giá trị tuyệt đối, nếu lớn hơn 0,6 thì có thể kết luận
40
mối quan hệ là chặt chẽ và càng gần 1 thì mối quan hệ càng chặt, nếu nhỏ hơn 0,3 thì cho biết mối quan hệ là lỏng. Khi các biến có tƣơng quan chặt chẽ thì phải lƣu ý đến vấn đề đa cộng tuyến khi phân tích hồi quy.
Bảng 4.6: Phân t ch tƣơng qu n Pe rson
NT CT SP YT TT GI HV NT r 1 Sig. (2-tailed) CT r -0,14 1 Sig. (2-tailed) 0,016 SP r 0,181** 0,223** 1 Sig. (2-tailed) 0,002 0,000 YT r 0,137* 0,021 0,280** 1 Sig. (2-tailed) 0,018 0,725 0,000 TT r 0,077 0,452** 0,224** 0,046 1 Sig. (2-tailed) 0,186 0,000 0,000 0,429 GI r 0,208** 0,344** 0,246** 0,064 0,139* 1 Sig. (2-tailed) 0,000 0,000 0,000 0,269 0,016 HV r -0,128 0,664** 0,207** 0,010 0,192** 0,359** 1 Sig. (2-tailed) 0,028 0,000 0,000 0,859 0,001 0,000 *. Tƣơng quan với mức ý nghĩa 0.05 (2-tailed).
**. Tƣơng quan với mức ý nghĩa 0.01 (2-tailed).
(Nguồn T nh toán của tác giả
Kết quả phân tích chỉ ra rằng tƣơng quan giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc ở mức thấp, chứng tỏ mối quan hệ lỏng lẻo. Tuy nhiên, biến CT có r = 0,664; điều này nghĩa là biến CT có quan hệ rất chặt chẽ với biến HV.
Bên cạnh đó, các hệ số tƣơng quan đều có ý nghĩa thống kê (Sig. < 0,05), riêng chỉ có biến quan sát YT có Sig. = 0,859 > 0,05 nên YT không có mối quan hệ tƣơng quan với biến phụ thuộc HV. Nhƣ vậy, biến quan sát “Ý thức tiết
41
kiệm năng lượng” sẽ bị loại, các biến quan sát còn lại sẽ đƣợc sử dụng trong phân tích hồi quy ở bƣớc tiếp theo.
4.5.2. Dò tìm các vi ph m giả định cần thiết
Mô hình hồi quy tuyến t nh bằng phƣơng pháp Enter đƣợc thực hiện với một số giả định và mô hình chỉ thực sự có ý nghĩa khi các giả định này đƣợc đảm bảo. Do vậy, để đảm bảo cho độ tin cậy của mô hình, tác giả thực hiện một loạt các dò tìm sự vi phạm các giả định cần thiết trong hồi quy tuyến t nh.
4.5.2.1. Giả định li n hệ tuyến t nh
Biểu đồ 4.2: Biểu đồ phân tán củ giá trị phần dƣ chuẩn hó v giá trị phần dƣ chuẩn đoán
(Nguồn T nh toán của tác giả
Kiểm tra giả định tuyến t nh giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập cũng nhƣ hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi bằng cách vẽ đồ thị phân tán Scatterplot với giá trị phần dƣ chuẩn hóa tr n trục tung và giá trị dự đoán chuẩn hóa tr n trục hoành. Biểu đồ 4.2 cho thấy phần dƣ chuẩn hóa phân tán ngẫu nhi n quang trục 0 trong một phạm vi không đổi. Nhƣ vậy, giá trị dự đoán và phần dƣ chuẩn hóa độc lập nhau, còn phƣơng sai của phần dƣ chuẩn hóa không thay đổi. Nhƣ vậy, mô hình hồi quy là phù hợp.
42
4.5.2.2. Giả định về phân phối chuẩn củ phần dƣ
Phần dƣ có thể không tuân theo phân phối chuẩn vì những lý do nhƣ sử dụng sai mô hình, phƣơng sai không phải là hằng số, số lƣợng các phần dƣ không đủ nhiều để phân t ch,… Vì vậy, tác giả sử dụng biểu đồ tần số của phần dƣ là một trong những cách khảo sát giả định về phân phối chuẩn của phần dƣ.
Biểu đồ 4.3: Biểu đồ tần số củ phần dƣ
(Nguồn T nh toán của tác giả
Biểu đồ 4.4: Đồ thị P-P plot củ phần dƣ đã đƣợc chuẩn hó
43
Ở biểu đồ 4.3, ta thấy phần dƣ có phân phối chuẩn với giá trị trung bình (Mean) rất nhỏ 0,00 và độ lệch chuẩn (Std.Dev.) = 0,990 1. Do đó, có thể kết luận rằng giả thuyết phân phối chuẩn không vi phạm.
Biểu đồ 4.4 biểu diễn các điểm quan sát thực tế tập trung khá sát đƣờng chéo những giá trị kỳ vọng, có nghĩa là dữ liệu phần dƣ có phân phối chuẩn. Nhƣ vậy mô hình hồi quy tuyến t nh đƣợc xây dựng theo phƣơng trình tr n không vi phạm các giả định cần thiết trong hồi quy tuyến t nh.
4.5.3. Phân tích hồi quy
Phân tích hồi quy đƣợc thực hiện với 5 biến độc lập gồm: Nhận thức về môi trƣờng, Hoạt động chiêu thị xanh, Đặc tính sản phẩm xanh, Nguồn thông tin, Giá sản phẩm xanh.
Bảng 4.7: Thống kê mô tả các biến phân tích hồi quy (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Nhân tố Trung bình Độ lệch chuẩn
Nhận thức về môi trƣờng (NT) 4,27 0,667 Hoạt động chiêu thị xanh (CT) 3,18 0,838 Đặc tính sản phẩm xanh (SP) 3,71 0,736 Nguồn thông tin (TT) 3,56 0,623 Giá sản phẩm xanh (GI) 3,44 0,617 Hành vi tiêu dùng xanh (HV) 3,49 0,620
(Nguồn T nh toán của tác giả
Giá trị của các biến độc lập đƣợc tính trung bình dựa trên các biến quan sát thành phần của các biến độc lập đó. Giá trị của biến phụ thuộc là giá trị trung bình của biến quan sát về hành vi tiêu dùng xanh. Kết quả trong bảng 4.6 cho thấy, giá trị trung bình của các nhân tố đều trên mức 3, riêng nhân tố “Nhận thức về môi trƣờng” cao nhất với mức đánh giá 4,27.
Mô hình hồi quy có dạng: (*) Trong đó: : Hành vi tiêu dùng xanh
44
Các yếu tố tác động gồm (1) Nhận thức về môi trƣờng, (2) Hoạt động chiêu thị xanh, (3) Đặc tính sản phẩm xanh, (4) Nguồn thông tin, (5) Giá sản phẩm xanh.
Phƣơng trình (*) trở thành:
Hành vi tiêu dùng xanh = + x Nhận thức về môi trƣờng + x Hoạt động chiêu thị xanh + x Đặc tính sản phẩm xanh + x Nguồn thông tin + x Giá sản phẩm xanh + ε
Phân tích hồi quy đƣợc thực hiện bằng phƣơng pháp Enter. Các biến đƣợc đƣa vào phân t ch cùng lúc để xem biến nào đƣợc chấp nhận, biến nào bị bác bỏ, tác động của các biến độc lập đến biến phụ thuộc nhƣ thế nào.
Bảng 4.8: Kết quả phân tích hồi quy lần 1
Nhân tố Hệ số chƣ chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa Giá trị t Giá trị Sig. Thống k đ cộng tuyến
B Std. Error Beta Dung
sai VIF (Hằng số) 1,973 0,247 7,988 0,000 NT -0,066 0,042 -0,071 -1,568 0,118 0,858 1,166 CT 0,477 0,039 0,645 12,324 0,000 0,650 1,537 SP 0,057 0,038 0,068 1,499 0,135 0,875 1,142 TT -0,129 0,048 -0,130 -2,688 0,008 0,761 1,314 GI 0,154 0,048 0,153 3,235 0,001 0,795 1,258 Biến phụ thuộc: HV
(Nguồn T nh toán của tác giả
Từ bảng 4.7 ta thấy có 2 biến có Sig. không đạt mức ý nghĩa 5% = 0,05 là NT và SP có nghĩa là các biến này không có ý nghĩa về mặt thống k .
Nhƣ vậy, đối chiếu phân t ch hồi quy lần 1 với các giả thuyết, tác giả có kết quả kiểm định các giả thuyết:
45
H’1: Nhận thức về môi trường tác động tích cực đến hành vi tiêu dùng xanh.
= - 0,071; Sig. = 0,118 > 0,05: Bác bỏ giả thuyết
H’2: Hoạt động chiêu thị xanh tác động tích cực đến hành vi tiêu dùng xanh.
= 0,645; Sig. = 0,000 < 0,05: Chấp nhận giả thuyết.
H’3 c tính sản phẩm xanh tác động tích cực đến hành vi tiêu dùng xanh.
= 0,068; Sig. = 0,135 > 0,05: Bác bỏ giả thuyết.
H’5: Nguồn thông tin tác động tích cực đến hành vi tiêu dùng xanh.
= - 0,130; Sig. = 0,008 < 0,05: Chấp nhận giả thuyết
H’6 iá sản phẩm xanh tác động tích cực đến với hành vi tiêu dùng xanh.
= 0,153; Sig. = 0,001 < 0,05: Chấp nhận giả thuyết
Sau khi loại bỏ các biến NT và SP ra khỏi phƣơng trình hồi quy, tác giả chạy lại phƣơng trình hồi quy với các biến đƣợc giữ lại (gồm 3 biến CT, TT và GI).
Bảng 4.9: Kết quả phân tích hồi quy lần 2 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Nhân tố Hệ số chƣ chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa Giá trị t Giá trị Sig. Thống k đ cộng tuyến B Std. Error Beta Dung sai VIF (Hằng số) 1,868 0,198 9,429 0,000 CT 0,498 0,037 0,674 13,456 0,000 0,716 1,398 TT -0,132 0,047 -0,132 -2,786 0,006 0,796 1,257 GI 0,146 0,045 0,145 3,220 0,001 0,882 1,134 Biến phụ thuộc: HV
(Nguồn T nh toán của tác giả
Kết quả phân t ch hồi quy lần 2 cho thấy các biến đều đạt mức ý nghĩa 5% (giá trị Sig. < 0,05), hệ số beta phù hợp với giả thuyết đặt ra (hệ số beta dƣơng chứng tỏ có ảnh hƣởng thuận chiều đến biến phụ thuộc HV), ri ng có hệ số beta của biến TT âm, điều này thể hiện sự ảnh hƣởng nghịch chiều đến biến HV. Do
46
vậy, tác giả sẽ biện luận biến này sau khi đối chiếu với thực tế. Các biến độc lập còn lại hoàn toàn phù hợp với mô hình.
Hệ số phóng đại VIF (Variance Inflation Factor) rất nhỏ (VIF < 10) cho thấy các biến độc lập này không có quan hệ chặt chẽ với nhau n n không có hiện tƣợng đa cộng tuyến xảy ra. Do đó mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hƣởng đến kết quả giải th ch của mô hình.
Đánh giá độ ph hợp củ mô hình
Hệ số R2
hiệu chỉnh là 0,469. Điều này nghĩa là độ phù hợp của mô hình là 45,7% hay các biến độc lập giải th ch đƣợc 46,9% biến phụ thuộc Hành vi ti u dùng xanh.
Bảng 4.10: Tóm tắt mô hình hồi quy tuyến tính Hệ số R Hệ số ác định – R2 Hệ số R2 hiệu chỉnh S i số chuẩn củ ƣớc lƣợng Chỉ số Durbin- Watson 0,689 0,474 0,469 0,452 1,881 Biến độc lập: GI, TT, CT Biến phụ thuộc: HV
(Nguồn T nh toán của tác giả
Chỉ số Durbin –Watson dùng để kiểm định tƣơng quan chuỗi bậc nhất cho thấy mô hình không vi phạm khi sử dụng phƣơng pháp hồi quy bội vì giá trị Durbin –Watson đạt đƣợc là 1,881 (nằm trong khoảng từ 1 đến 3) và chấp nhận giả thuyết không có sự tƣơng quan chuỗi bậc nhất trong mô hình.
Bảng 4.11: Phân tích ANOVA
Tổng bình
phƣơng Bậc tự do
Trung bình
bình phƣơng Hệ số F Giá trị Sig.
Hồi quy 53,886 3 17,962 88,068 0,000
Phần dƣ 59,759 293 0,204
Tổng 113,645 296
Biến phụ thuộc: HV Biến độc lập: GI,TT, CT
47
Kiểm định độ phù hợp của mô hình
Để kiểm định độ phù hợp của mô hình hồi quy bội, ta dùng giá trị F ở bảng phân tích ANOVA. Kiểm định này cho biết mối quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập.
Bảng phân t ch ANOVA cho thấy mô hình hồi quy có kiểm định F = 125,339; Sig. < 0,05 cho thấy mô hình phù hợp với tập dữ liệu và có thể suy rộng ra cho toàn tổng thể (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005).
Nhƣ vậy, mô hình hồi quy bội thỏa các điều kiện đánh giá và kiểm định độ phù hợp cho việc rút ra các kết quả nghi n cứu.
Phƣơng trình hồi quy chƣa chuẩn hóa nhƣ sau:
Hành vi tiêu dùng xanh = 1,868 + 0,498 x CT – 0,132 x TT + 0,146 x GI Nhận xét: Kết quả nhận đƣợc từ phƣơng trình hồi quy tr n đƣợc tác giả đối chiếu với thực tế và tiến hành kiểm định các giả thuyết, lần lƣợt nhƣ sau:
Giả thuyết H’2: Hoạt động chiêu thị xanh tác động tích cực đến hành vi tiêu dùng xanh. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Hệ số hồi quy B2 = 0,498; Sig. = 0,000 < 0,05: Chấp nhận giả thuyết. Hoạt động chiêu thị xanh có tác động t ch cực và đạt ý nghĩa thống k đến hành vi ti u dùng xanh của NTD TP.HCM. Khi DN thực hiện các hoạt động chi u thị trong các si u thị, hội chợ,…để NTD biết về sản phẩm xanh càng tốt sẽ càng k ch th ch hành vi mua hàng của họ đối với mặt hàng này.
Giả thuyết H‟5: Nguồn thông tin tác động tích cực đến hành vi tiêu dùng xanh.
Hệ số hồi quy B4 = - 0,132; Sig. = 0,006 < 0,05: Chấp nhận giả thuyết. Nguồn thông tin có tác động ti u cực và đạt ý nghĩa thống k đến hành vi ti u dùng xanh của NTD TP.HCM. Điều này ngƣợc lại với giả thuyết đặt ra về mặt ý nghĩa. Nguồn thông tin ch nh thống đƣa những chƣơng trình, tin tức về sản phẩm xanh mới nhất và ch nh xác nhất sẽ tác động t ch cực đến hành vi ti u dùng của NTD. Ch nh đó là cơ sở để họ dẫn đến hành vi mua
48
nhanh hơn. Mặt khác, trong bối cảnh nhiễu loạn thông tin tr n thị trƣờng cùng với sự thổi phồng của các DN về mặt hành kinh doanh của đơn vị mình, việc NTD đề cao cảnh giác, gây ra phản ứng ngƣợc với thông tin đƣợc tiếp nhận là điều có thể hiểu đƣợc.
Giả thuyết H’6 iá sản phẩm xanh tác động tích cực đến với hành vi tiêu dùng xanh.
Hệ số hồi quy B5 = 0,146; Sig. = 0,001 < 0,05: Chấp nhận giả thuyết Giá sản phẩm xanh có tác động t ch cực và đạt ý nghĩa thống k đến hành vi ti u dùng xanh của NTD TP.HCM. Kết quả này cũng tƣơng đồng với kết quả sau khi phân t ch hồi quy của Boztepe (2012). Ngƣời thông minh là ngƣời có khả năng phân t ch nguy n nhân của một sự vật, sự việc. Ngày nay, NTD càng lúc càng thông minh do họ đƣợc tiếp cận với nhiều nguồn thông tin và có khả năng phân t ch để tìm ra cốt lõi của vấn đề. Đối với giá của những sản phẩm xanh là trƣờng hợp tƣơng tự. NTD có đủ dữ liệu để phân t ch vì sao giá của những sản phẩm này cao hơn các mặt hàng thông thƣờng, từ đó dẫn đến hành vi ti u dùng chúng.
Bảng 4.12: Tóm tắt kiểm định các giả thuyết nghi n cứu Giả
thuyết Nội dung Kết quả kiểm định
H‟1
Nhận thức về môi trƣờng tác động tích cực
đến hành vi tiêu dùng xanh. Bác bỏ H‟1
H‟2 Hoạt động chiêu thị xanh tác động tích cực
đến hành vi tiêu dùng xanh. Chấp nhận H‟2
H‟3 Đặc tính sản phẩm xanh tác động tích cực
đến hành vi tiêu dùng xanh. Bác bỏ H‟3
H‟5
Nguồn thông tin tác động tích cực đến hành
vi tiêu dùng xanh. Chấp nhận H‟5
H‟6
Giá sản phẩm xanh tác động tích cực đến
với hành vi tiêu dùng xanh. Chấp nhận H‟6
(Nguồn Tác giả tổng hợp
Đối với các giả thuyết H1, H3 tuy bị loại do không đạt mức ý nghĩa 5% kết quả phân t ch hồi quy nhƣng dựa vào thực tế của quá trình nghi n cứu về hành vi ti u dùng xanh tại TP.HCM, có thể giải th ch nhƣ sau:
49
Giả thuyết H1: Nhận thức về môi trường tác động tích cực đến hành vi tiêu dùng xanh.
Nhận thức về môi trƣờng có tác động ti u cực nhƣng không đạt ý nghĩa thống k đến hành vi ti u dùng xanh của NTD TP.HCM. Kết quả này có sự khác biệt so với nghi n cứu của Boztepe (2012) đƣợc thực hiện tại Thổ Nhĩ Kỳ. Sự khác nhau này có thể đƣợc giải th ch do nhận thức khác nhau ở hai vùng lãnh thổ đến hành vi ti u dùng xanh. Khi khảo sát ở TP.HCM, trung bình thang đo Nhận thức về môi trƣờng đạt giá trị cao (Mean = 4,27) chứng tỏ mức quan tâm của họ đối với vấn đề li n quan đến môi trƣờng rất cao. Tuy nhi n, từ nhận thức chuyển thành hành vi còn cần nhiều yếu tố tác động.
Giả thuyết H3 c tính sản phẩm xanh tác động tích cực đến hành vi tiêu dùng xanh.
Đặc tính sản phẩm xanh có tác động t ch cực nhƣng không đạt ý nghĩa thống k đến hành vi ti u dùng xanh của NTD TP.HCM. Chất lƣợng sản phẩm ch nh là một trong số những điều NTD quyết định mua hay không mua một sản phẩm bất kỳ. Ri ng đối với mặt hàng sản phẩm xanh thì đặc tính của nó cũng khá đặc thù, t ngƣời hiểu rõ, do vậy việc tác động t ch cực đến hành vi ti u dùng là một t n hiệu khả quan. Tuy nhi n, trong giả thuyết
(adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});