Kết quả kiểm tra hệ tương quan giữa các biến độc lập với nhau và giữa chúng với biến phụ thuộc bằng phương pháp Pearson (bảng 4.7) cho thấy, tương quan giữa các biến độc lập là giatri, anhhuong, chatluong, moitruong, mucgia và dieukien với biến phụ thuộc là quyetdinh lần lượt là 0,359; 0,226; 0,697; 0,392; 0,260; 0,574 và đều có sig. = 0,000 cho thấy các biến có mối quan hệ rất chặt chẽ với nhau. Về mối quan hệ giữa các biến còn lại, kiểm định tương quan Pearson cho thấy mức tương quan của một số biến <0.05, nên có dấu hiệu xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến, tác giả sẽ thực hiện kiểm định riêng biệt để khẳng định hoặc bác bỏ điều này.
Dựa vào kết quả nói trên, tác giả dự đoán mô hình hồi quy bội có dạng như sau:
Quyetdinh = β0 + β1giatri + β2anhhuong + β3chatluong + β4moitruong + β5mucgia + β6dieukien Bảng 2.6. Kết quả kiểm định tương quan Pearson giữa các yếu tố
giatri anhhuong chatluong moitruong mucgia dieukien quyetdinh
giatri Pearson Correlation 1 0,029 0,042 0,221** 0,047 0,182** 0,359** Sig. (2-tailed) 0,579 0,426 0,000 0,371 0,001 0 N 360 360 360 360 360 360 360 anhhuong Pearson Correlation 0,029 1 0,001 0,052 0,057 -0,006 0,226** Sig. (2-tailed) 0,579 0,988 0,330 0,280 0,907 0 N 360 360 360 360 360 360 360 chatluong Pearson Correlation 0,042 0,001 1 0,057 0,000 0,106* 0,697** Sig. (2-tailed) 0,426 0,988 0,277 0,998 0,044 0 N 360 360 360 360 360 360 360 moitruong Pearson Correlation 0,221** 0,052 0,057 1 0,015 0,219** 0,392** Sig. (2-tailed) 0,212 0,172 0,122 0,841 0,964 0
giatri anhhuong chatluong moitruong mucgia dieukien quyetdinh N 360 360 360 360 360 360 360 mucgia Pearson Correlation 0,047 0,057 0,000 0,015 1 0,045 0,260** Sig. (2-tailed) 0,371 0,280 0,998 0,772 0,399 0 N 360 360 360 360 360 360 360 dieukien Pearson Correlation 0,182** -0,006 0,106* 0,219** 0,045 1 0,574** Sig. (2-tailed) 0,001 0,907 0,044 0 0,399 0 N 360 360 360 360 360 360 360 quyetdinh Pearson Correlation 0,359** 0,226** 0,697** 0,392** 0,260** 0,574** 1 Sig. (2-tailed) 0 0 0 0 0 0 N 360 360 360 360 360 360 360
2.5.2. Kiểm định mô hình hồi quy và các giả thuyết nghiên cứu
Phương pháp phân tích hồi quy được thực hiện theo phương pháp đưa vào lần lượt (phương pháp Enter).
Bảng 2.7. Tóm tắt mô hình Mô
hình R R
2 R2 hiệu chỉnh Sai số ước
lượng Durbin-Watson
1 0,966a 0,934 0,932 0,139 1,953
a. Dự báo: (Constant), giatri, anhhuong, chatluong, moitruong, mucgia, dieukien b. Biến phụ thuộc: quyetdinh
Kết quả hồi quy tuyến tính bội (bảng 4.8) cho thấy hệ số xác định R² (R- quare) là 0,934 và R² hiệu chỉnh (Adjusted R-quare) là 0,932; nghĩa là mô hình đã giải thích được 93,2% sự biến thiên của biến phụ thuộc quyết định mua sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh của khách hàng tiềm năng công ty cổ phần Thành Giao.
Bảng 2.8. Kết quả ANOVA
Mô hình Tổng các bình phương
Bậc tự do (df)
Trung bình
bình phương F Sig.
1
Hồi quy 93,667 6 15,611 824,873 0,000b
Số dư 6,681 353 0,019
Tổng 100,348 359
a. Dự báo: (Constant), giatri, anhhuong, chatluong, moitruong, mucgia, dieukien b. Biến phụ thuộc: quyetdinh
Kết quả phân tích ANOVA (bảng 4.9) cho đại lượng thống kê F có giá trị 824,873 tại mức ý nghĩa Sig. = 0,000 < 0,05. Nghĩa là mô hình hồi quy tuyến tính bội đưa ra là phù hợp với mô hình và dữ liệu nghiên cứu.
Bảng 2.9. Các thông số của từng biến trong phương trình hồi quy
Biến
Hệ số chưa chuẩn hóa
Hệ số chuẩn hóa
Giá trị
t Sig.
Đa cộng tuyến
B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận của biến VIF Hằng số C 0,014 0,046 0,299 0,765 Giatri 0,116 0,007 0,222 15,626 0,000 0,930 1,075 Anhhuong 0,101 0,007 0,192 13,903 0,000 0,993 1,007 Chatluong 0,330 0,007 0,627 45,343 0,000 0,987 1,013 Moitruong 0,106 0,008 0,195 13,581 0,000 0,915 1,093 Mucgia 0,121 0,007 0,225 16,307 0,000 0,993 1,007 Dieukien 0,235 0,008 0,415 29,014 0,000 0,924 1,083 Kết quả bảng 4.10 cho thấy các yếu tố độc lập đều có tác động cùng chiều đến quyết định mua sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh của khách hàng tiềm năng công ty cổ phần Thành Giao (các hệ số Beta dương) với mức ý nghĩa Sig. đều nhỏ hơn 0,05. Do dó, nghiên cứu chấp nhận các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5, H6 (bảng 4.11).
Bảng 2.10. Kết quả kiểm định giả thuyết nghiên cứu Giả
thuyết Nội dung
Kết quả kiểm
định
H1 Giá trị cảm nhận về sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh có tác động cùng chiều tới quyết định mua sản phẩm.
Chấp nhận H2 Ảnh hưởng xã hội có mối quan hệ dương đến quyết định
mua sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh
Chấp nhận H3 Quan tâm về chất lượng có mối quan hệ dương đến quyết
định mua sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh
Chấp nhận H4 Sự quan tâm về môi trường có tác động cùng chiều với
quyết định mua phân bón hữu cơ vi sinh.
Chấp nhận H5 Mức giá hợp lý của sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh có
tác động cùng chiều đến quyết định mua hàng
Chấp nhận H6 Điều kiện thuận lợi có ảnh hưởng thuận chiều với quyết
định mua sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh
Chấp nhận
Kết quả kiểm định mô hình với hệ số Beta đã chuẩn hoá và các giả thuyết được thể hiện trong mô hình điều chỉnh (hình 4.1).
Hình 2.2. Mô hình nghiên cứu điều chỉnh
Theo kết quả hồi quy (bảng 4.10) và hệ số beta chuẩn hoá, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi:
Đánh giá về chất lượng là yếu tố có ảnh hưởng mạnh nhất đến quyết định mua sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh của công ty cổ phần Thành Giao với hệ số β=0,627. Nghĩa là mỗi một đơn vị tăng/giảm thêm trong mức độ kiểm soát hành vi của các khách hàng tiềm năng sẽ làm cho quyết định mua sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh họ tăng/giảm 0,627 đơn vị.
Niềm tin vào đơn vị cung cấp là yếu tố có ảnh hưởng mạnh thứ hai đến quyết định mua sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh của công ty cổ phần Thành Giao với hệ số β=0,415. Nghĩa là mỗi một đơn vị tăng/giảm thêm trong đánh giá của các khách hàng tiềm năng về niềm tin vào đơn vị cung cấp sẽ làm cho quyết định mua sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh họ tăng/giảm 0,415 đơn vị.
Mức độ kiểm soát hành vi là yếu tố có ảnh hưởng mạnh thứ ba đến quyết định mua sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh của công ty cổ phần Thành Giao với hệ số β=0,225. Nghĩa là mỗi một đơn vị tăng/giảm thêm trong đánh giá của các khách
β=0,222 β=0,627 β=0,192 β=0,415 β=0,195 β=0,225 Sự hợp lý của mức giá Quyết định mua sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh Giá trị cảm nhận Ảnh hưởng xã hội Đánh giá về chất lượng Sự quan tâm về môi trường
hàng tiềm năng về mức độ kiểm soát hành vi sẽ làm cho quyết định mua sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh họ tăng/giảm 0,225 đơn vị.
Sự quan tâm về sức khỏe là yếu tố có ảnh hưởng mạnh thứ tư đến quyết định mua sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh của công ty cổ phần Thành Giao với hệ số β=0,222. Nghĩa là mỗi một đơn vị tăng/giảm thêm trong đánh giá của các khách hàng tiềm năng về sự quan tâm về sức khỏe sẽ làm cho quyết định mua sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh họ tăng/giảm 0,222 đơn vị.
Thái độ đối với hành vi là yếu tố có ảnh hưởng mạnh thứ năm đến quyết định mua sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh của công ty cổ phần Thành Giao với hệ số β=0,195. Nghĩa là mỗi một đơn vị tăng/giảm thêm trong đánh giá của các khách hàng tiềm năng về thái độ đối với hành vi sẽ làm cho quyết định mua sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh của họ tăng/giảm 0,195 đơn vị.
Cuối cùng, tiêu chuẩn chủ quan là yếu tố có ảnh hưởng tương đối yếu đến quyết định mua sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh của công ty cổ phần Thành Giao với hệ số β=0,192. Nghĩa là mỗi một đơn vị tăng/giảm thêm trong đánh giá của các khách hàng tiềm năng về tiêu chuẩn chủ quan sẽ làm cho quyết định mua sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh họ tăng/giảm 0,192 đơn vị.
2.5.3. Kiểm tra vi phạm các giả định của mô hình hồi quy
2.5.3.1. Kiểm định hiện tượng tự tương quan
Dùng đại lượng thống kê Durbin-Watson (d) để kiểm định. Theo nguyên tắc kinh nghiệm thì chỉ số Durbin-Watson có giá trị trong khoảng từ 1 đến 3 là không có hiện tượng tự tương quan.
Nhìn vào bảng 4.8 cho thấy chỉ số Durbin-Watson = 1,953 do đó có thể kết luận không có hiện tượng tự tương quan.
2.5.3.2. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Hệ số VIF (Variance Inflation Factor) được sử dụng để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến. Thông thường thì chỉ số này vượt quá giá trị 2 biểu thị cho vấn đề tiềm ẩn mối quan hệ tương quan giữa các biến độc lập do đa cộng tuyến gây ra và trên 5 là có đa cộng tuyến.
Hệ số phóng đại phương sai VIF trong khoảng từ 1 đến 2 nên do đó có thể kết luận các biến độc lập không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
2.6. Kiểm định sự khác biệt về ý định mua phân bón hữu cơ vi sinh của khách hàng công ty cổ phần thành giao theo các biến đặc tính khách hàng
2.6.1. Kiểm định khác biệt trong ý định mua phân bón hữu cơ vi sinh của khách hàng Công ty cổ phần Thành Giao theo trình độ học vấn của khách hàng tiềm năng
Kết quả kiểm định Independent – Samples T-test cho thấy có sự khác biệt trong đánh giá quyết định mua sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh của khách hàng tiềm năng công ty cổ phần Thành Giao giữa nam và nữ. Giả thuyết H0 được đặt ra: “Phương sai giữa quyết định mua của khách hàng tiềm năng có trình độ học vấn khác nhau là như nhau”.
Bảng 2.11. Thống kê mô tả theo biến trình độ học vấn
Ý định mua
Giới tính N Trung bình Độ lệch chuẩn
TB sai số chuẩn
Dưới Đại học 290 2,972 0,524 0,031
Đại học trở lên 70 2,891 0.548 0,065
Bảng 2.12. Kết quả kiểm định sự khác biệt theo trình độ học vấn Kiểm định
Levene Kiểm định T-test
Thống kê F Mức ý nghĩa Sig. T Bậc tự do df Sig. (2- tailed) Trung bình khác nhau Sai số chuẩn khác nhau Phương sai bằng nhau 0,196 0,658 1,153 358 0,250 0,0812 0,070 Phương sai khác nhau 1,122 101,630 0,264 0,081 0,072 -0,062 0,225
Theo kết quả từ bảng 2.12, giá trị Sig. trong kiểm định Levene = 0,658 > 0,05 với độ tin cậy 95% nên chấp thuận giả thuyết H0. Do đó, sử dụng kết quả kiểm định t ở hàng thứ 1 (phương sai giống nhau) của bảng kiểm định Independent – Samples T-test.
Trong kết quả kiểm định T-test, giá trị Sig. (2-tailed) > 0,05 với độ tin cậy 95% nên ta kết luận rằng không có sự khác biệt trung bình có ý nghĩa giữa khách hàng có trình độ học vấn dưới Đại học và từ Đại học trở lên về ý định mua phân bón hữu cơ vi sinh của khách hàng tiềm năng công ty cổ phần Thành Giao. Cụ thể, dựa vào bảng 2.12 thấy được giá trị trung bình của nhóm khách hàng có trình độ học vấn từ Đại học trở lên là 2,891 và nhóm có trình độ dưới đại học là 2,972. Hay nói một cách khác thì ý định mua phân bón hữu cơ vi sinh của khách hàng tiềm năng công ty cổ phần Thành Giao có trình độ học vấn khác nhau là như nhau.
2.6.2. Kiểm định khác biệt trong ý định mua phân bón hữu cơ vi sinh của khách hàng tiềm năng Công ty cổ phần Thành Giao theo kinh nghiệm nông nghiệp
Việc kiểm định sự khác biệt về kinh nghiệm nông nghiệp, giả thuyết đặt ra H0: “Phương sai của quyết định mua sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh của các khách hàng tiềm năng có kinh nghiệm nông nghiệp khác nhau là như nhau”.
Bảng 2.13. Kiểm định Levene theo mức kinh nghiệm nông nghiệp Kiểm định Levene Bậc tự do (df1) Bậc tự do (df2) Mức ý nghĩa (Sig.)
0,186 3 356 0,906
Bảng 2.13 cho kết quả kiểm định sự bằng nhau về phương sai theo kinh nghiệm nông nghiệp với mức ý nghĩa Sig.= 0,906 > 0,05 nên chấp nhận giả thuyết H0, nghĩa là không có sự khác biệt về phương sai theo kinh nghiệm nông nghiệp. Tiếp tục xem xét kết quả phân tích One Way ANOVA.
Bảng 2.14. Kiểm định Levene theo kinh nghiệm nông nghiệp Tổng các bình phương Bậc tự do (df) Trung bình bình phương Thống kê F Mức ý nghĩa Sig. Giữa các nhóm 0,557 3 0,186 0,662 0,576 Trong các nhóm 99,791 356 0,280 Tổng cộng 100,348 359
Kết quả bảng 4.14 cho thấy Sig.= 0,576 > 0,05 nên không có sự khác biệt giữa các nhóm kinh nghiệm nông nghiệp của khách hàng tiềm năng của công ty cổ phần Thành Giao trong quyết định mua sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh.
2.6.3 Kiểm định khác biệt trong ý định mua phân bón hữu cơ vi sinh của khách hàng Công ty cổ phần Thành Giao theo số lượng lao động trong nông hộ
Kiểm định sự khác biệt về nghề nghiệp, giả thuyết đặt ra H0: “Phương sai giữa quyết định mua sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh của các khách hàng tiềm năng có số lượng lao động trong nông hộ khác nhau là như nhau”.
Bảng 2.15. Kiểm định Levene theo số lượng lao động trong nông hộ Kiểm định Levene Bậc tự do (df1) Bậc tự do (df2) Mức ý nghĩa (Sig.)
0,288 2 357 0,750
Bảng 2.15 cho kết quả kiểm định sự bằng nhau về phương sai theo số lượng lao động trong nông hộ với mức ý nghĩa Sig.= 0,750 > 0,05 nên chấp nhận giả thuyết H0, nghĩa là không có sự khác biệt về phương sai theo số lượng lao động trong nông hộ. Tiếp tục xem xét kết quả phân tích One Way ANOVA.
Bảng 2.16. Kết quả One-way ANOVA theo số lượng lao động trong nông hộ
Tổng các bình phương Bậc tự do (df) Trung bình bình phương Thống kê F Mức ý nghĩa Sig. Giữa các nhóm 0,794 2 0,397 10,423 0,242 Trong các nhóm 99,554 357 0,279 Tổng cộng 100,348 359
Kết quả bảng 2.16 cho thấy Sig. = 0,242 > 0,05 nên không có sự khác biệt trong quyết định mua sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh giữa các nhóm khách hàng tiềm năng có số lượng lao động khác nhau.
2.6.4 Kiểm định khác biệt trong ý định mua phân bón hữu cơ vi sinh của khách hàng Công ty cổ phần Thành Giao theo thu nhập
Kiểm định sự khác biệt về thu nhập, giả thuyết đặt ra H0: “Phương sai giữa quyết định mua sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh của khách hàng có các mức thu nhập khác nhau là như nhau”.
Bảng 2.17. Kiểm định Levene theo thu nhập
Kiểm định Levene Bậc tự do (df1) Bậc tự do (df2) Mức ý nghĩa (Sig.)
0,227 2 357 0,797
Bảng 2.17 cho kết quả kiểm định sự bằng nhau về phương sai theo mức thu nhập với mức ý nghĩa Sig.= 0,0848 > 0,05 nên chấp nhận giả thuyết H0, nghĩa là không có sự khác biệt về phương sai theo các mức thu nhập. Tiếp tục xem xét kết quả phân tích One Way ANOVA.
Bảng 2.18. Kết quả One-way ANOVA theo thu nhập
Tổng các bình phương Bậc tự do (df) Trung bình bình phương Thống kê F Mức ý nghĩa Sig. Giữa các nhóm 0,401 2 0,201 0,716 0,489 Trong các nhóm 99,947 357 0,280 Tổng cộng 100,348 359
Kết quả phân tích ANOVA của bảng 2.18, với mức ý nghĩa Sig.= 0,489 > 0,05 nên có thể kết luận không có sự khác biệt giữa quyết định mua sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh của khách hàng tiềm năng của công ty cổ phần Thành Giao có mức thu nhập khác nhau.
2.7. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Dựa vào kết quả hồi quy tuyến tính bội, cho thấy có 6 yếu tố tác động quyết định mua sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh của khách hàng tiềm năng công ty cổ phần Thành Giao và mức độ tác động cụ thể là:
Chất lượng sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh là yếu tố có ảnh hưởng mạnh nhất đến quyết định mua sản phẩm khách hàng tiềm năng của công ty cổ phần Thành Giao với hệ số β=0,627. Chất lượng sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh của công ty cổ phần Thành Giao trong những năm vừa qua luôn được ban lãnh đạo chú trọng cải thiện thông qua các khâu nâng cao chất lượng nguyên vật liệu đầu vào,