Phân tích nhân tF khám phá (EFA) là một phương pháp phân tích định lượng dùng để rút gXn một tIp gồm nhiHu biLn đo lường phK thuộc lDn nhau thành một tIp
biLn ít hơn(gXi là các nhân tF) để chúng có ý nghĩa hơn nhưng vDn chứa đựng hầu hLt nội dung thông tin cOa tIp biLn ban đầu (Hair et al. 2009).
4.3.1. Phân tích nhân tố khám phá các biến độc lập
Tiêu chuẩn cOa phương pháp phân tích nhân tF là chỉ sF KMO phải lQn hơn 0.5 (Garson, 2003) và kiểm định Bartlett's có mức ý nghĩa sig < 0.05 để chứng tỏ dữ liệu dùng phân tích nhân tF là thích hợp và giữa các biLn có tương quan vQi nhau.
Bảng 4-6: KIỂM ĐỊNH KMO VÀ BARTLETT LẦN 1 Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .877
Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 2023.765
df 210
Sig. .000
(Nguồn: Kết quả phân tích của nhóm nghiên cứu)
KLt quả phân tích nhân tF cho thấy chỉ sF KMO là 0.877 >0.5, chứng tỏ dữ liệu dùng để phân tích nhân tF là hoàn toàn thích hợp. Kiểm định Bartlett’s vQi mức ý nghĩa sig. = 0.000 < 0.005, chứng tỏ giữa các biLn có tương quan vQi nhau.
Sau khi phân tích EFA lần 1, giá trị Eigenvalue= 1.183 ≥1 và trích được 5 yLu tF mang ý nghĩa tóm tắt thông tin tFt nhất. Bên cBnh đó, tổng phương sai trích = 64.206% ≥ 50% cho thấy mô hình EFA là phù hợp.
VQi giá trị hệ sF tải yLu tF (Factor loading) cOa mỗi biLn quan sát tBi mỗi dòng đHu lQn hơn 0.5 cho thấy sự tương quan cao giữa các biLn quan sát vQi các yLu tF ngoBi trừ biLn NT4 và GT4 thấp hơn 0.5 nên 2 biLn này s¶ bị loBi.
Sau khi loBi các biLn không đBt yêu cầu, thực hiện phân tích EFA lần 2 vQi 19 biLn quan sát còn lBi.
Bảng 4-7: KIỂM ĐỊNH KMO VÀ BARTLETT LẦN 2 Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .875
Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 1765.083
df 171
Sig. .000
(Nguồn: Kết quả phân tích của nhóm nghiên cứu)
KLt quả phân tích nhân tF cho thấy chỉ sF KMO là 0.875 > 0.5 nên dữ liệu hoàn toàn thích hợp để phân tích nhân tF. Kiểm định Bartlett’s vQi mức ý nghĩa sig. = 0.000 < 0.005, chứng tỏ các biLn tương quan vQi nhau.
KLt quả 5 yLu tF vQi tổng phương sai là 69.692% tức là 5 yLu tF này có thể giải thích 69.692% cho biLn quan sát.
Bảng 4-8: MA TRẬN XOAY Component 1 2 3 4 5 CHẤT LƯỢNG CL3 .823 CL2 .803 CL4 .705 CL1 .676
CL5 .564 THƯƠNG HIỆU TH1 .784 TH3 .784 TH2 .771 TH4 .565 NIỀM TIN NT1 .820 NT2 .743 NT3 .684 GIÁ THÀNH GT1 .876 GT2 .847 GT3 .510 ẢNH HƯỞNG CỦA NHÓM THAM KHẢO AH2 .766 AH4 .680 AH1 .664 AH3 .511
(Nguồn: Kết quả phân tích của nhóm nghiên cứu)
Từ ma trIn xoay trên, có thể thấy 19 biLn quan sát được gom thành 5 yLu tF và tất cả biLn quan sát có hệ sF tải Factor Loading lQn hơn 0.5.
YLu tF thứ 1 được đo lường bằng 5 biLn quan sát bao gồm các biLn quan sát vH giá cả cOa các sản phẩm thời trang thương hiệu Việt Nam là:
CL1: Tôi cảm thấy phần lQn các sản phẩm thời trang Việt Nam có chất lượng vải rất tFt.
CL2: Tôi cảm thấy các sản phẩm thời trang Việt Nam có thiLt kL rất độc đáo. CL3: Tôi thấy các sản phẩm thời trang Việt Nam có thiLt kL rất đẹp.
CL4: Tôi cảm thấy các sản phẩm thời trang Việt Nam luôn bắt kịp xu hưQng thời trang trên thL giQi.
CL5: Tôi thấy các sản phẩm thời trang Việt Nam có thiLt kL rất phù hợp vQi phong cách cOa tôi.
YLu tF thứ 2 được đo lường bPi 4 biLn quan sát là các biLn quan sát vH cảm nhIn đFi vQi thương hiệu thời trang Việt Nam bao gồm:
TH1: Các thương hiệu thời trang cOa Việt Nam hiện nay được nhiHu người biLt đLn. TH2: Các thương hiệu thời trang cOa Việt Nam hiện nay được nhiHu người tin dùng. TH3: Các thương hiệu thời trang cOa Việt Nam hiện nay được nhiHu người đánh giá c.ao
TH4: Các thương hiệu thời trang cOa Việt Nam hiện nay có thể cBnh tranh vQi các thương hiệu thời trang quFc tL.
YLu tF thứ 3 được đo lường bằng 3 biLn quan sát vH niHm tin đFi vQi các sản phẩm thời trang thương hiệu Việt Nam là:
NT1: Tôi cảm thấy thoải mái khi sJ dKng các thương hiệu thời trang Việt Nam. NT2: Tôi yên tâm khi chXn mua các sản phẩm thời trang cOa Việt Nam. NT3: Tôi cảm thấy tự tin khi sJ dKng sản phẩm thời trang Việt Nam.
YLu tF thứ 4 được đo lường bằng 3 biLn quan sát vH giá cả cOa các sản phẩm thời trang thương hiệu địa phương là:
GT1: Tôi thấy giá thành cOa các sản phẩm thời trang Việt Nam hiện nay là rẻ. GT2: Tôi thấy giá thành cOa các sản phẩm thời trang Việt Nam hiện nay là hợp lý. GT3: Tôi thấy giá thành cOa các sản phẩm thời trang Việt Nam hiện nay là phù hợp vQi chất lượng sản phẩm.
YLu tF cuFi cùng gồm 3 biLn quan sát vH sự ảnh hưPng cOa nhóm tham khảo là: AH1: Tôi bị ảnh hưPng bPi phong cách thời trang cOa người thân trong gia đình. AH2: Tôi bị ảnh hưPng bPi phong cách thời trang cOa thần tượng.
AH3: Tôi tham khảo phong cách thời trang cOa bBn bè.
AH4: Tôi tham khảo phong cách thời trang cOa các chuyên gia trong lĩnh vực thời trang.
4.3.2. Phân tích nhân tố khám phá biến phụ thuộc
Bảng 4-9: KIỂM ĐỊNH KMO VÀ BARTLETT CỦA BIẾN PHỤ THUỘC Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .706
Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 237.693
Sig. .000
(Nguồn: Kết quả phân tích của nhóm nghiên cứu)
Qua kLt quả phân tích nhân tF, hệ sF KMO = 0.706 >0.5 và kiểm định Bartlett's có mức ý nghĩa sig < 0.05 đHu đBt yêu cầu.
Như vIy, theo bảng ma trIn xoay cuFi cùng, chúng ta có các nhân tF như sau:
Bảng 4-10: TÓM TẮT CÁC NHÓM YẾU TỐ SAU KHI PHÂN TÍCH EFA
YẾU TỐ KÍ HIỆU CÁC BIẾN QUANSÁT LOẠI
Chất lượng của các sản phẩm thời trang
thương hiệu Việt Nam
CL CL1, CL2, CL3,
CL4, CL5 Độc lIp
Thương hiệu thời
trang Việt Nam TH
TH1, TH2, TH3,
TH4 Độc lIp
Niềm tin đối với các sản phẩm thời trang của thương hiệu thời
trang Việt Nam
NT NT1, NT2, NT3 Độc lIp
Giá thành của các sản phẩm thời trang
thương hiệu Việt Nam
GT GT1, GT2, GT3 Độc lIp
Ảnh hưởng của
nhóm tham khảo AH
AH1, AH2, AH3,
AH4 Độc lIp
sử dụng các sản phẩm thời trang thương hiệu Việt
Nam.
(Nguồn: Kết quả phân tích của nhóm nghiên cứu)
4.4. PHÂN TÍCH HỒI QUY
TrưQc khi thực hiện bưQc tiLp theo, chúng tôi tiLn hành tBo biLn đBi diện theo bảng nhân tF. Vì mKc đích cOa nghiên cứu này là nghiên cứu 5 biLn độc lIp có tác động thL nào đLn biLn phK thuộc chứ không phải xem một loBt 19 biLn độc lIp tác động thL nào đLn biLn phK thuộc nên việc tBo biLn đBi diện giúp chúng tôi thực hiện tương quan Pearson và hồi quy đa biLn dễ dàng, rõ ràng hơn.
Hình 4-7: MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU CHÍNH THỨC
(Nguồn: Nhóm nghiên cứu tổng hợp)
Như vIy, các giả thuyLt nghiên cứu được thay đổi như sau:
Giả thuyết H1: Ảnh hưPng cOa nhóm tham khảo có ảnh hưPng tích cực đLn quyLt định sJ dKng sản phẩm thời trang thương hiệu Việt Nam.
Giả thuyết H2: NiHm tin đFi vQi sản phẩm có ảnh hưPng tích cực đLn quyLt định sJ dKng sản phẩm thời trang thương hiệu Việt Nam.
Giả thuyết H3: Chất lượng có ảnh hưPng tích cực đLn quyLt định sJ dKng sản phẩm thời trang thương hiệu Việt Nam.
Giả thuyết H4: Giá thành có ảnh hưPng tích cực đLn quyLt định sJ dKng sản phẩm thời trang thương hiệu Việt Nam.
Giả thuyết H5: Thương hiệu có ảnh hưPng tích cực đLn quyLt định sJ dKng sản phẩm thời trang thương hiệu Việt Nam.
4.4.1. Phân tích tương quan
Theo Nguyễn TuyLt Anh (2019), tương quan Pearson r có giá trị dao động từ -1 đLn 1. NLu r tiLn vH 1, -1 tương quan tuyLn tính càng chặt ch¶. TiLn vH 1 là tương quan dương, tiLn vH -1 là tương quan âm. NLu r càng tiLn vH 0 tương quan tuyLn tính càng yLu. NLu r = 1 tương quan tuyLn tính tuyệt đFi. NLu r = 0 nghĩa là giữa 2 biLn không có một mFi liên hệ nào hoặc giữa chúng có mFi liên hệ phi tuyLn.
Trong bảng phân tích tương quan 4-8:
- Hàng Pearson correlation là giá trị r để xem xét sự tương quan thuIn hay nghịch, mBnh hay yLu
- Hàng Sig. (2-tailed) là sig kiểm định xem mFi tương quan giữa 2 biLn là có ý nghĩa hay không. Sig < 0.05, tương quan có ý nghĩa và ngược lBi, sig ≥ 0.05 thì tương quan không có ý nghĩa.
Sau khi phân tích tương quan, ta thấy sig. giữa các biLn độc lIp vQi biLn phK thuộc đHu < 0.05, nghĩa là có mFi liên hệ tuyLn tính giữa các biLn độc lIp và biLn quan sát.
Xét đLn hệ sF tương quan Pearson (r), giữa AH và QĐ có hệ sF tương quan thấp nhất là 0.178 trong khi giữa NT và QĐ có hệ sF tương quan cao nhất là 0.593.
Bảng 4-11: MA TRẬN HỆ SỐ TƯƠNG QUAN Quyết định tiêu dùng Ảnh hưởng của nhóm tham khảo Niềm tin Chất lượng Giá thành Thươn g hiệu Quyết định tiêu dùng Pearson Correlation 1 .178** .593** .577** .533** .454** Sig. (2- tailed) .010 .000 .000 .000 .000 N 210 210 210 210 210 210 Ảnh hưởng của nhóm tham khảo Pearson Correlation .178** 1 .216** .234** .141* .263** Sig. (2- tailed) .010 .002 .001 .042 .000 N 210 210 210 210 210 210 Niềm tin Pearson Correlation .593** .216** 1 .564** .369** .507** Sig. (2- tailed) .000 .002 .000 .000 .000 N 210 210 210 210 210 210 Chất lượng Pearson Correlation .577** .234** .564** 1 .374** .579** Sig. (2- tailed) .000 .001 .000 .000 .000
N 210 210 210 210 210 210 Giá thành Pearson Correlation .533** .141* .369** .374** 1 .278** Sig. (2- tailed) .000 .042 .000 .000 .000 N 210 210 210 210 210 210 Thương hiệu Pearson Correlation .454** .263** .507** .579** .278** 1 Sig. (2- tailed) .000 .000 .000 .000 .000 N 210 210 210 210 210 210
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). *. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
(Nguồn: Kết quả phân tích của nhóm nghiên cứu)
4.4.2. Phân tích hồi quy
Mô hình hồi quy mà nghiên cứu áp dKng là mô hình hồi quy tuyLn tính đa biLn để xem xét mFi quan hệ giữa biLn phK thuộc vQi các biLn độc lIp. Khi phân tích kLt quả s¶ cho thấy được ảnh hưPng cOa 5 yLu tF đLn QuyLt định sJ dKng sản phẩm thời trang thương hiệu Việt Nam, đồng thời cho thấy mức độ ảnh hưPng cOa các yLu tF và mức độ giải thích cOa chúng.
CK thể, phân tích hồi quy được thực hiện vQi 5 biLn độc lIp là: Ảnh hưPng cOa nhóm tham khảo, NiHm tin vQi sản phẩm, Chất lượng, Giá thành, Thương hiệu và một biLn phK thuộc là QuyLt định sJ dKng sản phẩm thời trang thương hiệu Việt Nam. Giá trị cOa các yLu tF được dùng để chBy hồi quy là giá trị trung bình cOa các biLn quan sát. Mô hình được viLt như sau:
QĐ = β0+ β1*AH+ β2*NT+ β3*CL+ β4*GT+ β5*TH
Trong đó:
LB: QuyLt định sJ dKng sản phẩm thời trang thương hiệu Việt Nam AH: Ảnh hưPng cOa nhóm tham khảo
NT: NiHm tin đFi vQi sản phẩm CL: Chất lượng
GT: Giá thành TH: Thương hiệu β0: Hằng sF
βi: Các hệ sF hồi quy (i>0)
4.4.2.1. Đánh giá sự phù hợp của mô hình hồi quy
Bảng 4-12: MÔ HÌNH TÓM TẮT SỬ DỤNG PHƯƠNG PHÁP ENTER
Mô hình R R 2 R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng Durbin- Watson 1 .721a .520 .509 .45545 1.636
(Nguồn: Kết quả nghiên cứu của nhóm nghiên cứu)
Để đánh giá sự phù hợp cOa mô hình hồi quy ta sJ dKng hệ sF xác định R . Giá2
trị R hiệu chỉnh bằng 0.509 cho thấy biLn độc lIp đưa vào chBy hồi quy ảnh hưPng0
50.9 % sự thay đổi cOa biLn phK thuộc, còn lBi 49.1% là do các biLn ngoài mô hình và sai sF ngDu nhiên.
Hệ sF Durbin – Watson = 1.636, nằm trong khoảng từ 1.5 đLn 2.5 nên không có hiện tượng tương quan chuỗi bIc nhất xảy ra.
4.4.2.2. Kiểm định độ phù hợp của mô hình
Để kiểm định độ phù hợp cOa mô hình ta sJ dKng công cK kiểm định F và kiểm định t. Để có thể suy mô hình này thành mô hình cOa tổng thể ta cần phải kiểm định F thông qua phân tích phương sai.
Bảng 4-13: KIỂM ĐỊNH SỰ PHÙ HỢP CỦA MÔ HÌNH HỒI QUY Mô
hình
Tổng phương sai
lệch df
Bình phương tổng
phương sai lệch F Sig.
Mô hình hồi quy 45.906 5 9.181 44.260 .000b Số dư 42.317 204 .207 Số dư 88.223 209
(Nguồn: Kết quả phân tích của nhóm nghiên cứu)
KLt quả phân tích cho ta thấy Sig. kiểm định F bằng 0.000 <0.05, nghĩa là có ít nhất một biLn độc lIp nào đó có ảnh hưPng đLn biLn phK thuộc, như vIy, mô hình hồi quy tuyLn tính phù hợp vQi dữ liệu và có thể sJ dKng được.
4.4.2.3. Kiểm tra đa cộng tuyến và tự tương quan
Để đảm bảo mô hình có ý nghĩa, ta cần tiLn hành kiểm tra vH đa cộng tiLn và tự tương quan. Để dò tìm hiện tượng đa cộng tuyLn ta căn cứ trên độ chấp nhIn cOa biLn (Tolerance) và hệ sF VIF. KLt quả phân tích hồi quy sJ dKng phương pháp Enter, cho thấy hệ sF phóng đBi phương sai VIF nhỏ hơn 2 và độ chấp nhIn cOa biLn (Tolerance) lQn hơn 0.1 nên mô hình không bị đa cộng tuyLn.
Bảng 4-14: KIỂM TRA ĐA CỘNG TUYẾN
Mô hình
Thống kê đa cộng tuyến
(Độ chấp nhận của biến) Tolerance
(Hệ số phóng đại phương sai) VIF Ảnh hưởng của nhóm tham khảo .916 1.092 Niềm tin .607 1.647 Chất lượng .544 1.838 Giá thành .822 1.217 Thương hiệu .605 1.654
4.4.2.4. Kiểm tra về liên hệ tuyến tính phương sai bằng nhau
Hình 4-8: BIỂU ĐỒ PHÂN TÁN PHẦN DƯ
(Nguồn: Kết quả phân tích của nhóm nghiên cứu)
Biểu đồ phân tán Scatter Plot giúp dò tìm xem dữ liệu hiện tBi có vi phBm giả định liên hệ tuyLn tính hay không. NLu kLt quả cho ra các dBng đồ thị khác mà không phải đường thẳng thì dữ liệu đã vi phBm giả định liên hệ tuyLn tính. NLu giả định tuyLn tính được thỏa mãn thì phần dư phải được phân tán ngDu nhiên trong một vùng xung quanh đường hoành độ 0.
Như kLt quả P hình 4-1 phần dư chuẩn hóa phân bF tIp trung quanh đường hoành độ 0 do vIy giả định quan hệ tuyLn tính không bị vi phBm.
4.4.2.5. Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư
Phần dư có thể không phân phFi chuẩn vì một sF lý do như sJ dKng sai mô hình, phương sai không phải là hằng sF,…v.v. Vì vIy ta cần phải khảo sát biểu đồ tần sF cOa phần dư Histogram.
Hình 4-9: BIỂU ĐỒ TẦN SỐ CỦA PHẦN DƯ CHUẨN HÓA
(Nguồn: Kết quả phân tích của nhóm nghiên cứu)
Từ biểu đồ ta thấy được đường cong phân phFi chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần sF. Biểu đồ này hình chuông, phù hợp vQi đồ thị cOa phân phFi chuẩn. Giá trị trung bình Mean gần bằng 0, độ lệch chuẩn là 0.988 gần bằng 1, nghĩa là, phần dư phân phFi xấp xỉ chuẩn, giả thuyLt phân phFi cOa phần dư không bị vi phBm.
4.4.2.6. Kết quả phân tích hồi quy
Bảng 4-15: KẾT QUẢ PHÂN TÍCH HỒI QUY TUYẾN TÍNH BỘI
Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. B Độ lệch chuẩn Beta
Hằng số .671 .230 2.919 .004 Ảnh hưởng của nhóm tham khảo -.007 .044 -.008 -.155 .877 Niềm tin .288 .059 .304 4.877 .000 Chất lượng .255 .067 .252 3.829 .000 Giá thành .291 .050 .309 5.777 .000 Thương hiệu .070 .063 .070 1.119 .264
(Nguồn: Kết quả phân tích của nhóm nghiên cứu)
Sig. kiểm định t hệ sF hồi quy cOa biLn Ảnh hưPng cOa nhóm tham khảo bằng 0.877 và biLn Thương hiệu bằng 0.264, đHu lQn hơn 0.05, nghĩa là hai biLn độc lIp này không thể giải thích cho biLn phK thuộc nên s¶ bị loBi ra khỏi mô hình, còn lBi các biLn NT, CL, GT đHu có sig nhỏ hơn 0.05, do đó các biLn độc lIp này có thể giải thích cho biLn phK thuộc.
Sau khi loBi 2 biLn Ảnh hưPng cOa nhóm tham khảo và Thương hiệu, nhóm nghiên cứu xét đLn hệ sF hồi quy chuẩn hóa Beta, biLn độc lIp nào có Beta lQn nhất thì nó ảnh hưPng nhiHu nhất đLn biLn phK thuộc. Theo đó, hệ sF cOa yLu tF Giá thành