Chương 3 Kết Quả Nghiên Cứu
3.2.9. Thang đo ý định mua thực phẩm hữu cơ
Kết quả đánh giá độ tin cậy của thang đo“Ý định mua thực phẩm hữu cơ” thông qua hệ số Cronbach’s Alpha được thể hiện ở bảng 3.1 dưới đây:3
Reliability Statistics Cronbach's Alpha N of Items .917 6 Item-Total Statistics Scale Mean if Item Deleted Scale Variance if Item Deleted Corrected Item-Total Correlation Cronbach's Alpha if Item Deleted YD1 18.133 13.613 .713 .909 YD2 18.071 13.626 .733 .906 YD3 17.949 13.197 .822 .894 YD4 17.888 13.516 .747 .904 YD5 17.918 13.101 .803 .896 YD6 17.847 13.587 .772 .901
Bảng 13. K t qu 3. ế ả đánh giá độ tin c y ậ thang đo ý định mua th c ph m hự ẩ ữu cơ
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ SPSS Từ bảng số liệu trên cho thấy:
Không phải loại biến nào do đều có hệ số tương quan của biến quan sát so với tương quan tổng (Corrected Item-Total Correlation) lớn hơn 0,3.
Hệ số Cronbach’s Alpha bảng Realiability Statistics cao, đạt 0,917 (> 0,6) và không có hệ số nào cột Cronbach’s Alpha if Item Deleted cao hơn 0,917 nên thang đo nên kết luận thang đo “Ý định mua thực phẩm hữu cơ” có chất lượng tốt và tất cả 6 biến quan sát đều được chấp nhận để tiếp tục đưa vào phân tích những bước kế tiếp.
3.3. Phân tích nhân tố khám phá
3.3.1. Phân tích nhân tố cho biến độc lập
Sau khi thực hiện kỹ thuật phân tích nhân tố EFA, từ bảng ma trận xoay
(Rotated Component Matrix), tác giả loại các biến có hệ số tải nhỏ hơn 0,55 và có đồng thời hai hệ số tải trong cùng biến là:
- Kết quả các biến loại lần 1: TD6, GC2, SSC2, SSC4, TTDC5.
Rotated Component Matrixa
Component 1 2 3 4 5 6 7 8 SK5 .800 SK3 .768 MT3 .710 SK2 .665 MT1 .663 TD6 .599 .577 SK4 .582 SK1 .564 NT2 .802 NT4 .799 NT3 .737 NT1 .616 TD2 .749 TD1 .737 TD4 .723 TTDC3 .840 TTDC2 .768 TTDC1 .764 TTDC4 .644 GC4 .690 GC3 .690 TD5 .667 TD3 .652 GC2 CCQ1 .805 CCQ2 .739 CCQ4 .691 SSC3 .632 SSC1 .602 SSC2 SSC4 CCQ3 .639 TTDC5 Bảng 14. B3. ảng ma tr n nhân t xoay l n 1 ậ ố ầ
- Kết quả các biến loại lần 2: CCQ3
Rotated Component Matrixa
Component 1 2 3 4 5 6 SK5 .790 MT3 .760 MT1 .715 SK2 .711 SK3 .706 SK4 .635 SK1 .565 NT3 .855 NT2 .841 NT4 .709 SSC1 .626 NT1 .619 TD1 .743 TD4 .737 TD2 .724 TD3 .662 TD5 .594 TTDC3 .844 TTDC1 .742 TTDC4 .719 TTDC2 .702 CCQ1 .793 CCQ4 .769 CCQ2 .710 CCQ3 GC3 .712 GC4 .658 SSC3 .558 Bảng 3. . B15 ảng ma tr n nhân t xoay l n 2 ậ ố ầ
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ SPSS
Rotated Component Matrixa Component 1 2 3 4 5 6 SK5 .797 MT3 .764 SK3 .747 MT1 .719 SK2 .706 SK4 .610 SK1 .578 NT3 .851 NT2 .835 NT4 .713 SSC1 .638 NT1 .616 TD1 .747 TD2 .722 TD4 .722 TD3 .653 TD5 .583 TTDC3 .837 TTDC1 .758 TTDC2 .741 TTDC4 .703 CCQ1 .809 CCQ4 .752 CCQ2 .732 GC3 .764 GC4 .706 SSC3 Bảng 16. B3. ảng ma tr n nhân t xoay l n 3 ậ ố ầ
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ SPSS Như vậy, tổng số biến quan sát thỏa mãn hình thành sau kỹ thuật EFA là 26
Rotated Component Matrixa Component 1 2 3 4 5 6 SK5 .830 SK3 .773 MT3 .721 SK2 .703 MT1 .681 SK4 .644 SK1 .627 NT2 .836 NT3 .829 NT4 .767 NT1 .638 SSC1 .600 TD1 .733 TD2 .710 TD4 .700 TD3 .640 TD5 .571 TTDC3 .844 TTDC1 .799 TTDC2 .762 TTDC4 .669 CCQ1 .815 CCQ4 .744 CCQ2 .737 GC4 .773 GC3 .771 Bảng 17. B3. ảng ma tr n nhân t xoay l n 4 ậ ố ầ
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ SPSS Kết quả tổng phương sai giải thích (Rotation Sums of Squared Loadings) được khi 6 nhóm nhân tố được rút ra là 70,968% (Xem phụ lục).
Kết quả kiểm định KMO và Bartlett’s Test cho thấy: Hệ số Kaiser-Meyer-
Olkin Measure of Sampling Adequacy bằng 0,844 và giá trị Sig = 0,000 < α=0,05 chứng tỏ rằng phân tích nhân tố khám phá EFA là phù hợp.
Dựa vào nội dung các biến quan sát trong mỗi nhân tố được hình thành, nhóm
nghiên cứu đặt tên cho các nhân tốmớiđược thể hiện ở bảng 3.18 dưới đây:
STT Kí hiệu
nhân tố Các biến quan sát Tên nhân tố
1 SKMT
Gồm 7 nhân tố từ 2 nhóm nhân tố gốc được hội tụ vào 1 nhóm là:
SK1: Mua TPHC vì sức khỏe gia đình và cá
nhân
SK2: Sức khỏe là yếu tố được quan tâm khi lựa chọn thực phẩm
SK3: TPHC tốt cho sức khỏe hơn thực phẩm thông thường
SK4: Sự quan tâm đến những ảnh hưởng lâu dài từ việc ăn uống
SK5: Tiêu thụ TPHC giúp giảm rủi ro về bệnh tật
MT1: Mua TPHC góp phần bảo vệ môi trường
MT3: TPHC thân thiện với môi trường Kết quả kiểm định lại nhóm nhân tố mới này cho hệ số Cronbach’s Alpha đều đạt
Sự quan tâm đến sức khỏe và môi
tiêu chuẩn và có ý nghĩa thống kê (Xem phụ lục)
2 NTSC
Gồm 5 nhân tố từ 2 nhóm nhân tố gốc được hội tụ vào 1 nhóm là:
NT1: Các doanh nghiệp lĩnh vực thực phẩm hữu cơ nhận thức được trách nhiệm của họ
NT2: Sự tin tưởng những cơ sở/người bán thực phẩm hữu cơ có chứng nhận chất lượng
NT3: Sự tin tưởng chất lượng thực phẩm hữu cơ có bao bì, logo, thông tin minh bạch
NT4: Sự tin tưởng các tổ chức cấp chứng nhận thực phẩm hữu cơ
SSC1: TPHC bán nhiều tại các cửa hàng thực phẩm sạch, an toàn
Kết quả kiểm định lại nhóm nhân tố mới này cho hệ số Cronbach’s Alpha đều đạt tiêu chuẩn và có ý nghĩa thống kê (Xem
phụ lục)
Niềm tin và sự sẵn có
3 TD
Gồm 5 nhân tố được tải vào 1 nhóm:
TD1: Thích ý tưởng mua thực phẩm hữu cơ
TD2: Ủng hộ việc mua thực phẩm hữu cơ
Thái độ đối với thực phẩm hữu
TD3: Thực phẩm hữu cơ có vị ngon hơn thực phẩm thông thường
TD4: Thực phẩm hữu cơ có chất lượng cao hơn thực phẩm thông thường
TD5: Thực phẩm hữu cơ nhìn hấp dẫn hơn thực phẩm thông thường
4 TTDC
Gồm 4 nhân tố được tải vào 1 nhóm:
TTDC1: Quảng cáo TPHC trên các trang mạng xã hội ảnh hướng tới ý định mua TPHC của tôi
TTDC2: Quảng cáo TPHC thông qua những người nổi tiếng ảnh hưởng tới ý định mua của tôi
TTDC3: Quảng cáo qua các trang thương mại điện tử ảnh hướng tới ý định mua của
tôi
TTDC4: Các bình luận, đánh giá TPHC ảnh hưởng tới quyết định của tôi
Truyền thông đại chúng
5 CCQ
Gồm 3 nhân tố được tải vào 1 nhóm:
CCQ1: Bạn bè, đồng nghiệp khuyên mua thực phẩm hữu cơ
CCQ2: Gia đình khuyên mua thực phẩm hữu cơ
CCQ4: Hỗ trợ của chính phủ cho thực phẩm hữu cơ tác động đến ý định mua thực phẩm hữu cơ
6 GC
Gồm 2 nhân tố được tải vào 1 nhóm:
GC3: Giá TPHC hiện nay chấp nhận được
GC4: Giá TPHC cao nhưng vẫn sẽ mua
Giá cả
Bảng 18. B ng ký hi u, thành ph3. ả ệ ần và đặt tên nhân t ố
3.3.2. Phân tích nhân tố cho biến phụ thuộc
Kết quả chỉ cho một nhân tố được trích đảm bảo thang đo ý định mua thực phẩm hữu cơ có tính đơn hướng, các biến quan sát của biến phụ thuộc được hội tụ tốt.
Kết quả phương sai giải thích bảng Total Variance Explained là 70,787% nghĩa là thang đo giải thích được 70,787% sự biến thiên của 6 biến quan sát được đưa vào phân tích EFA.
Kết quả kiểm định KMO và Bartlett’s Test cho thấy rằng hệ số KMO bằng 0,889 và giá trị Sig. = 0,000 < α=0,05. Từ đó kết luận được rằng phân tích nhân tố EFA cho biến phụ thuộc ý định mua thực phẩm hữu cơ là phù hợp.
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .889 Bartlett's Test of
Sphericity
Approx. Chi-Square 787.909
df 15
Total Variance Explained
Component
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative %
1 4.247 70.787 70.787 4.247 70.787 70.787 2 .554 9.228 80.015 3 .440 7.338 87.353 4 .282 4.704 92.057 5 .247 4.114 96.171 6 .230 3.829 100.000
Bảng 19. B ng t3. ả ổng phương sai giải thích và kiểm định KMO
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệ ừu t SPSS
3.4. Hiệu chỉnh mô hình nghiên cứu và xây dựng các giả thuyết
3.4.1. Hiệu chỉnh mô hình nghiên cứu
Kết quả đánh giá giá trị thang đo thông qua phân tích nhân tố khám phá EFA cho thấy từ 8 nhóm nhân tố gốc được hội tụ 6 nhóm nhân tố mới trong đó có: 4 nhóm nhân tố Thái độ, Truyền thông đại chúng, Chuẩn chủ quan, Giá cả trong mô hình cũ được giữ lại; 2 nhóm nhân tố Sự quan tâm về sức khỏe và Sự quan tâm về môi trường được gộp với nhau thành nhân tố mới là Sự quan tâm về sức khỏe và môi trường; 2 nhóm nhân tố Niềm tin và Sự sẵn có được gộp lại với nhau thành nhân tố mới là “Niềm tin & Sự sẵn có”.
3.4.2. Mô hình điều chỉnh
Hình 3.1. Mô hình nghiên cứu điều chỉnh
3.4.3. Giả thuyết điều chỉnh
Giả thuyết Nội dung
H1 Nhân tố thái độ tác động (+) đến ý định mua thực phẩm hữu cơ của người trẻ tuổi tại thành phố Hà Nội.
H2 Nhân tố chuẩn chủ quan tác động (+) đến ý định mua thực phẩm hữu cơ của người trẻ tuổi tại thành phố Hà Nội.
H3 Nhân tố sự quan tâmvềsức khỏe và môi trường tác động (+) đến ý định mua thực phẩm hữu cơ của người trẻ tuổi tại thành phố Hà Nội.
H4 Nhân tố niềm tin và sự sẵn có tác động (+) đến ý định mua thực phẩm hữu cơ của người trẻ tuổi tại thành phố Hà Nội.
Thái độ Chuẩn ch quan ủ Giá cả Truyền thông đại chúng Sự quan tâm v sề ức khỏe và môi trường Niềm tin & S s n có ự ẵ Ý định mua thực phẩm hữu cơ của người trẻ tuổi
tại thành phốHà Nội
Biến kiểm soát:
H5 Nhân tố giá cả tác động (+) đến ý định mua thực phẩm hữu cơ của người trẻ tuổi tại thành phố Hà Nội.
H6 Nhân tố truyền thông đại chúng tác động (+) đến ý định mua thực phẩm hữu cơ của người trẻ tuổi tại thành phố Hà Nội.
Bảng 3.20. Giả thuy t nghiên cế ứu điều chỉnh
3.4.4. Phân tích hồi quy tuyến tính đa biến
Kết quả kiểm định các giả định cần thiết của hồi quy tuyến tính
Nhằm đảm bảo độ tin cậy của phương trình hồi quy được xây dựng cuối cùng là phù hợp, tác giả thực hiện kiểm tra các giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tính của các hàm số hồi quy tuyến tính đã chạy.
Thứ nhất, giả định liên hệ tuyến tính. Phương pháp được sử dụng là biểu đồ
phân tán Scatterplot hình 3.2 với giá trị phần dư chuẩn hóa trên trục hoành và giá trị dự đoán chuẩn hóa trên trục tung. Nhìn vào biểu đồ ta thấy phần dư không thay đổi theo một trật tự nào đối với giá trị dự đoán, chúng phân tán ngẫu nhiên. Vậy giả thuyết về liên hệ tuyến tính không bị vi phạm.
Hình 3.2. Biểu đồ Scatterplot
Thứ hai, xem xét hiện tượng đa cộng tuyến của mô hình, ở bảng 3.21, hệ số phóng đại phương sai (Variance Inflation Factor –VIF) của tất cả các biến đều nhỏ hơn 10. Vì vậy tác giảcó thể bác bỏ giả thuyết mô hình bị đa cộng tuyến.
Coefficientsa
Model
Unstandardized Coefficients
Standardized
Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) 1.040E-16 .042 .000 1.000 SKMT .341 .043 .341 7.996 .000 1.000 1.000 NTSC .204 .043 .204 4.799 .000 1.000 1.000 TD .400 .043 .400 9.395 .000 1.000 1.000 TTDC .332 .043 .332 7.792 .000 1.000 1.000 CCQ .272 .043 .272 6.395 .000 1.000 1.000 GC .393 .043 .393 9.232 .000 1.000 1.000 a. Dependent Variable: YD Bảng 3.21. Bảng Coefficients Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệ ừu t SPSS
Thứ , tính độc lập của sai số tức không có hiện tượng tự tương quan giữa ba
phần dư: sử dụng đại lượng thống kê Durbin –Watson để kiểm định. Đại lượng
Durbin –Watson của mô hình hồi quy là 2,070 lớn hơn 1 và nhỏ hơn 3, như vậy các phần dư là độc lập với nhau, tính độc lập của phần dư đã được bảo đảm (bảng 3.22).
Model Summaryb Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 .811a .657 .646 .59485012 2.070 a. Predictors: (Constant), GC, CCQ, TTDC, TD, NTSC, SKMT b. Dependent Variable: YD Bảng 3.22. B ng t ng quan mô hình ả ổ Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệ ừu t SPSS
Thứ ba, giả định phân phối chuẩn của phần dư, sử dụng hai công cụ vẽ của phần mềm SPSS là biểu đồ Histogram và đồ thị P P plot. Nhìn vào biểu đồ -
Histogram hình 3.3 thấy phần dư có phân phối chuẩn với giá trị trung bình gần 0 và độ lệch chuẩn của nó gần bằng 1 (=0.9 ). Nhìn vào đồ thị P84 -P plot hình 3.4 biểu diễn các điểm quan sát thực tế tập trung khá sát đường chép những giá trị kỳ vọng, có nghĩa là dữ liệu phần dư có phân phối chuẩn.
Hình 3.4. Biểu đồ P-P Plot
Như vậy mô hình hồi quy tuyến tính được xây dựng theo phương trình không vi phạm các giả định cần thiết trong hồi quy tính.
Kết quả kiểm định sự tồn tại của mô hình
Giá trị Sig trong bảng 3.23 bằng 0,000 < α=0,05 cho kết luận rằng mô hình hồi quy tồn tại.
ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 128.123 6 21.354 60.348 .000b Residual 66.877 189 .354 Total 195.000 195 a. Dependent Variable: YD b. Predictors: (Constant), GC, CCQ, TTDC, TD, NTSC, SKMT Bảng 3.23. Bảng ANOVA
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệ ừu t SPSS
Kết quả kiểm định sự phù hợp của mô hình
Bảng 3.22 cho thấy giá trị hệ số tương quan bình phương hiệu chỉnh (Adjusted
R square) là 0,646 có nghĩa là các biến độc lập giải thích được 64,6% sự thay đổi của Ý định mua thực phẩm hữu cơ. Từ đó kết luận được rằng mô hình tương đối phù hợp đáng tin cậy.
Kết quả kiểm tra sự ảnh hưởng của các nhân tố
Kết quả phân tích hồi quy cho thấytrong bảng 3.21 giá trị Sig của 6 nhân tố đều nhỏ hơn 0,05 và có hệ số B dương. Do đó có thể kết luận rằng:
-Người tiêu dùng trẻ tuổi tại thành phố Hà Nội càng có thái độ tích cực đối với thực phẩm hữu cơ thì càng có ý định mua thực phẩm hữu cơ.
-Chuẩn mực chủ quan của người tiêu dùng trẻ tuổi tại thành phố Hà Nội có ảnh hưởng thuận chiều đến ý định mua thực phẩm hữu cơ.
-Người tiêu dùng trẻ tuổi tại thành phố Hà Nội càng quan tâm đến sức khỏe và môi trường thì càng có ý định mua thực phẩm hữu cơ.
-Niềm tin vào thực phẩm hữu cơ và sự sẵn có của nó ảnh hưởng thuận chiều đến ý định mua thực phẩm hữu cơ của người tiêu dùng trẻ tuổi tại thành phố Hà Nội.
-Giá cả của thực phẩm hữu cơ có ảnh hưởng thuận chiều đến ý định mua thực phẩm hữu cơ của người tiêu dùng trẻ tuổi tại thành phố Hà Nội.
-Truyền thông đại chúng có ảnh hưởng thuận chiều đến ý định mua thực phẩm hữu cơ của người tiêu dùng trẻ tuổi tại thành phố Hà Nội.
Mối quanhệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập được thể hiện qua phương trình hồi quy tuyến tính sau đây:
YD= βo + 0.4TD + 0.272CCQ + 0.341SKMT + 0.204NTSC + 0.393GC + 0.332TTDC
Trong đó:
YD: Biến phụ thuộc (ý định mua thực phẩm hữu cơ của người trẻ tuổi tại thành phố Hà Nội)
TD, CCQ, SKMT, NTSC, GC, TTDC: Biến độc lập (Các nhân tố trong mô
hình đã điều chỉnh)
βo: Hằng số
Từ hệ số Beta chuẩn hóa của bảng 3.21, ta có thể xác định tầm quan trọng của các nhân tố theo thứ tự như sau:
1) Thái độ - 0,4 2) Giá cả - 0,393
3) Sự quan tâm về sức khỏe và môi trường – 0,41