Đặc điểm mẫu
Khách hàng được phỏng vấn
Số lượng Tỷ trọng
Trình độ của chủ hộ
Dưới Đại học 290 85,8%
Đại học trở lên 70 14,2%
Tổng 360 100%
Kinh nghiệm nông nghiệp Từ 1 đến dưới 5 năm 21 5% Từ 5 đến dưới 10 năm 337 78% Từ 10 đến dưới 15 năm 45 10% Từ 15 năm trở lên 27 6% Tổng 360 100%
Số lượng lao động
Dưới 3 lao động 140 36% Từ 3 – 5 lao động 158 45% Trên 5 lao động 62 19% Tổng 360 100% Thu nhập/tháng Dưới 20 triệu đồng 57 13% Từ 20 đến dưới 50 triệu đồng 120 28% Trên 50 triệu đồng 253 59% Tổng 360 100%
Quá trình khảo sát khách hàng được thực hiện trong hai tháng từ tháng 11 năm 2020 đến tháng 12 năm 2020. Với 375 bảng câu hỏi được phát ra, kết quả thu về được 372 bảng. Sau khi đã loại bỏ những phiếu trả lời không đạt yêu cầu (phiếu
trả lời thiếu một số thông tin hay có trên một trả lời cho một câu hỏi, hoặc có cơ sở để xác định không đáng tin cậy), do đó mà số bảng hỏi còn lại là 360 bảng.
Thông tin mẫu nghiên cứu trên thể hiện được sự đa dạng của các đối tượng khảo sát, từ đó sẽ góp phần giúp cho nghiên cứu có góc nhìn toàn diện hơn khi xem xét các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định mua phân bón hữu cơ vi sinh của khách hàng tiềm năng tại công ty cổ phần Thành Giao.
2.4. Kiểm định thang đo
2.4.1 Đánh giá độ tin cậy của thang đo bằng Cronbach’s Alpha
Kết quả kiểm định độ tin cậy (bảng 3.2) của tất cả các thang đo cho thấy các thang đo đều đạt được độ tin cậy cho phép: Hệ số Cronbach’s Alpha của các thang đo đều lớn hơn 0,6 và hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0,3.
Bảng 2.2. Kết quả kiểm định Cronbach’s Alpha của các thang đo
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu loại biến
Hệ số tương quan giữa biến và tổng
Cronbach’s Alpha nếu loại biến này Thang đo yếu tố Giá trị cảm nhận (giatri): Cronbach's Alpha = 0,884
giatri1 5,836 4,076 0,792 0,820
giatri2 5,556 4,337 0,789 0,822
giatri3 6,008 4,554 0,744 0,861
Thang đo yếu tố Ảnh hưởng xã hội (anhhuong): Cronbach's Alpha = 0,924
anhhuong1 8,539 9,319 0,817 0,903
anhhuong2 8,847 9,350 0,810 0,906
anhhuong3 8,433 8,943 0,825 0,901
anhhuong4 8,831 9,205 0,844 0,894
Thang đo yếu tố Đánh giá về chất lượng (chatluong): Cronbach's Alpha = 0,909
chatluong1 9,592 9,295 0,808 0,878
chatluong2 9,492 9,398 0,787 0,885
chatluong3 9,300 9,497 0,783 0,887
chatluong4 9,258 9,239 0,800 0,881
Thang đo yếu tố Sự quan tâm về môi trượng (moitruong): Cronbach's Alpha = 0,881
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu loại biến
Hệ số tương quan giữa biến và tổng
Cronbach’s Alpha nếu loại biến này
moitruong1 5,311 3,959 0,770 0,831
moitruong2 5,500 4,128 0,753 0,846
moitruong3 5,489 4,017 0,785 0,818
Thang đo yếu tố Sự hợp lý của mức giá (mucgia): Cronbach's Alpha = 0,723
mucgia1 8,606 5,838 0,697 0,550
mucgia2 8,175 8,702 0,089 0,881
mucgia3 8,219 5,436 0,706 0,533
mucgia4 8,633 5,848 0,667 0,566
Thang đo yếu tố Điều kiện thuận lợi (dieukien): Cronbach's Alpha = 0,897
dieukien1 8,567 8,152 0,787 0,862
dieukien2 8,133 7,837 0,775 0,867
dieukien3 8,514 8,278 0,752 0,875
dieukien4 8,578 8,206 0,776 0,866
Thang đo yếu tố Quyết định mua phân bón hữu cơ vi sinh (quyetdinh): Cronbach's Alpha = 0,891
quyetdinh1 5,542 4,617 0,780 0,851
quyetdinh2 5,294 4,414 0,770 0,862
quyetdinh3 5,381 4,638 0,814 0,824
Các biến quan sát: mucgia2 khi loại sẽ làm cho hệ số Cronbach’s Alpha tăng lên là 0,881, nên tác giả quyết định loại biến này. Biến mucgia2 thể hiện sự so sánh giữa mức giá sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh của công ty cổ phần Thành Giao với các sản phẩm tương tự trên thị trường, tuy nhiên có thể thấy rằng với đối tượng nghiên cứu là sản phẩm phân bón hữu cơ vi sinh là một sản phẩm tương đối mới nên khách hàng tiềm năng cũng chưa có nhiều thông tin so sánh.
Tiến hành kiểm tra lại thang đo của biến Sự hợp lý của mức giá.
Hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha của thang đo yếu tố Sự hợp lý của mức giá được kiểm định lại và cho giá trị Cronbach’s Alpha = 0,881 > 0,6 và hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát trong thang đo đều lớn hơn 0,3 (bảng 4.4).
Bảng 2.3. Kết quả phân tích Cronbach’s Alpha lần 2 của biến Sự kiểm soát của mức giá
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu loại biến
Hệ số tương quan giữa biến và tổng
Cronbach’s Alpha nếu loại biến này
Thang đo yếu tố Mức độ kiểm soát hành vi: Cronbach's Alpha = 0,881
mucgia1 5,569 4,201 0,783 0,821
mucgia3 5,183 3,938 0,762 0,840
mucgia4 5,597 4,152 0,767 0,834
Do đó, tất cả các biến quan sát còn lại đều thỏa mãn điều kiện để phân tích EFA trong bước tiếp theo.
2.4.2 Phân tích nhân tố khám phá EFA các biến trong mô hình
Bảng 2.4. Kết quả phân tích EFA của các biến độc lập
STT
KMO 0,804
Mức ý nghĩa của kiểm định Bartlett 0,000 Biến quan sát Nhân Tố
1 2 3 4 5 6 1 anhhuong4 0,913 2 anhhuong3 0,904 3 anhhuong1 0,898 4 anhhuong2 0,893 5 chatluong1 0,892 6 chatluong4 0,890 7 chatluong3 0,880 8 chatluong2 0,878 9 dieukien1 0,875 10 dieukien4 0,871 11 dieukien2 0,862 12 dieukien3 0,859 13 mucgia1 0,903
STT
KMO 0,804
Mức ý nghĩa của kiểm định Bartlett 0,000 Biến quan sát Nhân Tố
1 2 3 4 5 6 14 mucgia4 0,898 15 mucgia3 0,893 16 giatri1 0,908 17 giatri2 0,901 18 giatri3 0,864 19 moitruong3 0,896 20 moitruong1 0,885 21 moitruong2 0,879 Eigenvalue 3,998 3,307 2,987 2,408 2,229 1,878 Phương sai trích (%) 19,040 15,747 14,224 11,465 10,613 8,942 Các biến quan sát có độ tin cậy được đưa vào phân tích nhân tố khám phá. Kết quả phân tích EFA cho thấy 21 biến quan sát trong 06 yếu tố của thang đo đo lường quyết định mua phân bón hữu cơ vi sinh được rút trích vào 6 yếu tố với hệ số Eigenvalue bằng 1,878 > 1 và phương sai trích được là 80,302%. Hệ số KMO = 0,804 > 0,5 nên EFA phù hợp với dữ liệu và mức ý nghĩa của kiểm định Bartlett có Sig = 0,000 (phụ lục 3).
2.4.3. Phân tích nhân tố khám phá EFA biến phụ thuộc
Kết quả phân tích EFA cho thấy 3 biến quan sát đo lường biến quyết định mua phân bón hữu cơ vi sinh không bị EFA phân tích ra thành nhân tố mới, nghĩa là đảm bảo tính đơn hướng. Hệ số KMO = 0,745 > 0,5 với mức ý nghĩa Sig. = 0,000. Phương sai trích được là 82,3%, hệ số Eigenvalue = 2,469. Do đó, kết quả EFA được chấp nhận và có thể sử dụng cho bước phân tích hồi quy tiếp theo.
Bảng 2.5. Kết quả phân tích EFA quyết định mua phân bón hữu cơ vi sinh
STT Biến quan sát Nhân tố
1 Quyetdinh3 0,920
2 Quyetdinh2 0,904
3 Quyetdinh1 0,897
Phương sai trích (%) 82,3%
Cronbach’s Alpha 0,891
Như vậy, với kết quả đánh giá sơ bộ các thang đo bằng Cronbach’s Alpha và EFA, ngoài biến mucgia2 bị loại thì các yếu tố còn lại và thang đo quyết định mua phân bón hữu cơ vi sinh được giữ nguyên. Vì thế, mô hình lý thuyết và các giả thuyết nghiên cứu được giữ nguyên.
2.5. Phân tích hồi qui tuyến tính bội
2.5.1. Kiểm tra ma trận hệ số tương quan
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