Từ hình 4.7 cho thấy mơ hình nghiên cứu có giá trị thống kê Chi – Bình phương đạt 301,924, Chi – Bình phương/ df = 1,274 < 2. Chỉ tiêu khác như GFI = 0,938 > 0,9; CFI = 0,987 > 0,9; TLI = 0,985 > 0,9; RMSEA = 0,027 < 0,08. Vì vậy, mơ hình đo lường tới hạn đã đạt được sự phù hợp với dữ liệu thị trường và khơng có tương quan giữa các sai số đo lường. Đây được xem là điều kiện cần và đủ để tập biến quan sát đạt được tính đơn hướng (Steenkamp & Van Trijp, 1991).
Độ tin cậy tổng hợp (CR) và tổng phương sai trích (AVE)
Độ tin cậy tổng hợp và phương sai trích AVE được tính từ bảng excel căn cứ vào hệ số Lamda được lấy từ kết quả trên phần mềm AMOS.
Bảng 4.4: Kết quả độ tin cậy tổng hợp và tổng phương sai trích của các nhân tố Nhân tố Độ tin cậy tổng hợp (CR) Tổng phương sai trích Nhân tố Độ tin cậy tổng hợp (CR) Tổng phương sai trích
(EVA) Ý định mua hàng 0,844 0,576 Sự hợp lý hóa đạo đức 0,923 0,668 Sự phán xét đạo đức 0,916 0,685 Sự nhận thức đạo đức 0,850 0,655 Nhận thức lợi ích 0,847 0,650 Sự tách rời đạo đức 0,753 0,505
Nguồn: Kết quả tính tốn trên excel và phần mềm AMOS Từ bảng 4.4, có thể đưa ra nhận định rằng CR của các nhân tố đều có ý nghĩa vì lớn hơn 0,7 và EVA lớn hơn 0,5 (Fornell & Larcker, 1981). Trên lý thuyết, thang đo được đánh giá là đáng tin cậy khi độ tin cậy tổng hợp > 0,6 và phương sai trích > 0,5 (Hair & cộng sự, 1998). Từ kết quả của bảng 4.8, tác giả thấy rằng CR và chỉ số Cronbach‘s Alpha nằm trong khoảng 0,752 đến 0,923. Vì vậy có thể đưa ra kết luận rằng mỗi thang đo của từng khái niệm trong mơ hình được đánh giá là đáng tin cậy.
Giá trị hội tụ
Hệ số tải nhân tố đã được chuẩn hóa của các biến quan sát trong mơ hình có giá trị thấp nhất là 0,654 (giá trị được thể hiện tại Phụ lục số 05). Như vậy cho thấy tất cả các tải trọng đều có ý nghĩa thống kê (Gefen & cộng sự, 2000; Feng & cộng sự, 2014). Bên cạnh đó, hệ số Cronbach’s Alpha của các nhân tố đều đạt yêu cầu và giá trị AVE của các nhân tố đều lớn hơn 0,5 (Fornell & Larcker, 1981). Vì thế có thể khẳng định rằng những thang đo của các khái niệm trong mơ hình nghiên cứu này đều đạt đến giá trị hội tụ.
Giá trị phân biệt
Từ kết quả của bảng 4.5 cho thấy giá trị AVE của các nhân tố đều lớn hơn giá trị MSV. Đồng thời căn bậc hai của AVE đều lớn hơn tương quan giữa hai khái niệm (Hair & cộng sự, 2010). Do đó có thể đưa ra nhận định rằng thang đo đã đạt giá trị phân biệt.
Bảng 4.5:Kết quả MSV, ASV và các hệ số tương quan giữa hai khái niệm AVE MSV ASV ydinh hoplyhoa phanxet nhanthuc Loiich tachroi AVE MSV ASV ydinh hoplyhoa phanxet nhanthuc Loiich tachroi
ydinh 0,576 0,274 0,194 0,759 hoplyhoa 0,668 0,274 0,153 0,523 0,818 phanxet 0,685 0,173 0,107 0,388 0,241 0,828 nhanthuc 0,655 0,248 0,127 -0,397 -0,343 -0,254 0,809 loiich 0,650 0,248 0,177 0,471 0,461 0,301 -0,498 0,806 tachroi 0,505 0,173 0,120 0,408 0,318 0,416 -0,215 0,334 0,711 Ghi chú: Căn bậc hai của AVE được thể hiện trên đường chéo chính
Tổng hợp từ các phân tích nêu trên được thể hiện chi tiết tạo bảng 4.6 như sau: Bảng 4.6: Tổng hợp các kết quả từ quá trình kiểm định thang đo
Khái niệm Số biến quan sát Cronbach ‘s Alpha Độ tin cậy tổng hợp CR Phương sai trích AVE Giá trị hội tụ và giá trị phân biệt
Loiich 03 0.845 0,847 0,650 Đạt yêu cầu
Hoplyhoa 06 0.921 0,923 0,668 Đạt yêu cầu
Phanxet 05 0.914 0,916 0,685 Đạt yêu cầu
Ydinh 04 0.840 0,844 0,576 Đạt yêu cầu
Nhanthuc 03 0.847 0,850 0,655 Đạt yêu cầu
Tachroi 03 0.752 0,753 0,505 Đạt yêu cầu
Nguồn: Theo kết quả xử lý số liệu của tác giả Theo đó, mơ hình CFA tới hạn mà tác giả đã đưa ra là phù hợp với dữ liệu thu thập được cũng như mang ý nghĩa thống kê. Đây là cơ sở quan trọng để tiến hành phân tích SEM nhằm chứng mình những giả thuyết trong mơ hình này.
4.4. Kiểm định mơ hình nghiên cứu và giả thuyết
4.4.1. Kiểm định và phân tích độ phù hợp của mơ hình với dữ liệu
Dựa vào kết quả phân tích cấu trúc tuyến tính tại hình 4.8 cho thấy mơ hình SEM có 243 bậc tự do và giá trị thống kê Chi – Bình phương đạt 459,812; Chi – Bình phương / df = 1,892 < 3. Sau đó, tiếp tục kiểm tra đến những giá trị khác như GFI = 0,912 > 0,9; CFI = 0,957 > 0,9; TLI = 0,951 > 0,9 và RMSEA = 0,049 < 0,08. Các chỉ số này đều đạt điều kiện phù hợp. Vì vậy có thể kết luận mơ hình đo lường phù hợp với dữ liệu thị trường.
Nguồn: Kết quả phân tích trên phần mềm AMOS Hình 4.8 : Kết quả phân tích mơ hình SEM
4.4.2. Phân tích Bootstrap
Tác giả kiểm tra lại kết quả với một mẫu lớn hơn, ở đây là 500 mẫu. Việc này nhằm để xem xét mơ hình cịn chính xác và cịn đảm bảo có ý nghĩa hay khơng. Tác giả sử dụng công cụ ước lượng Bootstrap phục vụ cho mục tiêu nêu trên. Kết quả được thể hiện tại bảng 4.7.
Với 500 mẫu ước lượng thông qua phương pháp Bootstrap, giá trị Mean là giá trị hệ số hồi quy trong ước lượng Bootstrap và giá trị Bias là hiệu số giữa Mean và giá trị hệ số hồi quy Estimate khi chạy mà khơng có Bootstrap. Giá trị tới hạn C.R là thương số của giá trị Bias và SE-Bias.
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định Bootstrap
SE SE-SE Mean Bias SE-Bias C.R hoplyhoa <--- nhanthuc ,063 ,002 -,357 ,000 ,003 0 tachroi <--- nhanthuc ,072 ,002 -,290 -,006 ,003 3,333333 loiich <--- tachroi ,061 ,002 ,374 ,001 ,003 -2,66667 phanxet <--- hoplyhoa ,058 ,002 ,246 ,001 ,003 -0,33333 ydinh <--- phanxet ,061 ,002 ,189 -,002 ,003 0,666667 ydinh <--- loiich ,079 ,003 ,166 -,003 ,004 -0,33333 ydinh <--- hoplyhoa ,061 ,002 ,348 ,008 ,003 2,333333 ydinh <--- nhanthuc ,075 ,002 -,130 ,008 ,003 2,333333 ydinh <--- tachroi ,073 ,002 ,162 -,003 ,003 -0,33333
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả Tác giả tiến hành so sánh giá trị C.R với 1,96. Ta thấy độ chênh lệch giữa mẫu n = 370 và tổng thể N = 500 rất nhỏ. Như vậy, kết quả phân tích từ mẫu ban đầu đã được tính ra giá trị trung bình và giá trị này rất gần với ước lượng của mẫu mới với số lượng lớn hơn. Điều này cho thấy những ước lượng trong mô hình đảm bảo độ tin cậy và mẫu có thể đại diện cho một tổng thể lớn.
4.4.3. Kiểm định và phân tích các giả thuyết trong mơ hình nghiên cứu
Bảng 4.8: Kết quả kiểm định mối quan hệ của các khái niệm trong mơ hình nghiên cứu
Estimate S.E. C.R. P Kết luận hoplyhoa <--- nhanthuc -,352 ,057 -6,229 *** Chấp nhận H2 tachroi <--- nhanthuc -,272 ,063 -4,341 *** Chấp nhận H6 loiich <--- tachroi ,320 ,057 5,626 *** Chấp nhận H8 phanxet <--- hoplyhoa ,252 ,057 4,397 *** Chấp nhận H4
Estimate S.E. C.R. P Kết luận ydinh <--- phanxet ,186 ,052 3,601 *** Chấp nhận H5 ydinh <--- loiich ,205 ,071 2,896 ,004 Chấp nhận H9 ydinh <--- hoplyhoa ,341 ,058 5,859 *** Chấp nhận H3 ydinh <--- nhanthuc -,137 ,060 -2,302 ,021 Chấp nhận H1 ydinh <--- tachroi ,170 ,068 2,491 ,013 Chấp nhận H7
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả Dựa vào bảng 4.8 ta thấy:
Giả thuyết H1, H2 và H6 được chấp nhận. Sự nhận thức đạo đức (nhanthuc) tác động trực tiếp ngược chiều với sự hợp lý hóa đạo đức với hệ số beta = -0,352; p < 0,05 và Sự nhận thức đạo đức (nhanthuc) cũng tác động trực tiếp ngược chiều đến sự tách rời đạo đức (tachroi) với hệ số beta = -0,272; p < 0,05. Đồng thời, sự nhận thức đạo đức (nhanthuc) tác động trực tiếp nghịch biến đến ý định mua hàng (ydinh) với hệ số beta đạt -0,137; p < 0,05. Như vậy, khi nhận thức đạo đức càng cao thì khả năng người tiêu dùng sử dụng chiến lược hợp lý hóa đạo đức hoặc tách rời đạo đức càng giảm, đồng thời cũng trực tiếp ngăn cản ý định mua hàng.
Giả thuyết H7 và H8 được chấp nhận. Sự tách rời đạo đức (tachroi) tác động trực tiếp đồng biến đến nhận thức lợi ích với hệ số beta = 0,320; p <0,05. Song song đó, sự tách rời đạo đức (tachroi) cũng tác động trực tiếp đồng biến đến ý định mua hàng (ydinh) với hệ số beta là 0,170; p <0,05. Điều này có nghĩa khi cơ chế tách rời đạo đức càng mạnh mẽ sẽ khiến họ nhận ra nhiều lợi ích hơn từ việc mua hàng vi phạm bản quyền, đồng thời thúc đẩy tích cực ý định mua hàng của họ. Có thể thấy, ý định mua hàng chịu tác động trực tiếp lẫn gián tiếp từ nhân tố tách rời đạo đức, với giá trị của tổng tác động trên là 0,236 (Tham khảo phụ lục số 06).
Giả thuyết H3 và H4 được chấp nhận. Sự hợp lý hóa đạo đức (hoplyhoa) tác động trực tiếp cùng chiều đến sự phán xét đạo đức (phanxet) với hệ số beta = 0,252; p <0,05. sự hợp lý hóa đạo đức (hoplyhoa) cũng tác động trực tiếp đồng biến đến ý định
mua hàng (ydinh) với hệ số beta = 0,341; p <0,05. Điều này có nghĩa khi cá nhân sử dụng cơ chế này càng mạnh mẽ sẽ khiến họ dễ dàng đưa ra những phát xét tích cực cho việc mua hàng vi phạm bản quyền đồng thời thúc đẩy ý định mua hàng của họ. Như vậy, ý định mua hàng chịu tác động đồng thời theo cách trực tiếp lẫn gián tiếp từ nhân tố tách rời đạo đức với giá trị của tổng tác động là 0,388 (Tham khảo phụ lục số 06).
Giả thuyết H5 được chấp nhận. Sự phán xét đạo đức (phanxet) tác động trực tiếp đồng biến đến ý định mua hàng (ydinh) với hệ số beta = 0,186; p <0,05. Đây được xem như cơ chế hoạt động của hợp lý hóa đạo đức. Khi càng nhiều phán xét có lợi cho việc mua hàng vi phạm bản quyền sẽ thúc đẩy ý định mua hàng vi phạm bản quyền.
Giả thuyết H9 được chấp nhận. Nhận thức lợi ích (nhanthuc) tác động trực tiếp đồng biến đến ý định mua hàng (ydinh) với hệ số beta = 0,205; p <0,05. Điều này có nghĩa khi người tiêu dùng nhận ra được nhiều lợi ích từ việc mua hàng vi phạm bản quyền sẽ cổ vũ cho ý định của họ.
4.4.4. Thảo luận kết quả nghiên cứu:
Tác giả tiến hành kiểm tra các giả thuyết nghiên cứu. Trong bài nghiên cứu này có 09 giả thuyết được đưa ra và thực hiện kiểm định.
(1) Mối quan hệ giữa nhận thức đạo đức và ý định mua hàng
Kết quả kiểm định từ bảng 4.8 cho thấy hệ số hồi quy chuẩn hóa thể hiện cho mối quan hệ giữa nhận thức đạo đức và ý định mua hàng là -0,137 với mức ý nghĩa P = 0,021 < 0,05. Từ đó cho thấy nhận thức đạo đức tác động âm đến ý định mua hàng theo kết quar thực tế tại Việt Nam. Sự tác động này có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 5%. Kết quả này không tương đồng với kết quả trong bài nghiên cứu của Chen & cộng sự (2016) nhưng hoàn toàn phù hợp với két quả của những nghiên cứu trước đó (Michaelidou & Christodoulides 2011; Wilcox & cộng sự, 2009). Theo tác giả, sự không tương đồng này bắt nguồn bởi việc chênh lệch về bối cảnh văn hóa, xã hội đồng
thời kèm theo sự thay đổi trong nhận thức của cá nhân người dùng Việt Nam trước những ảnh hưởng tiêu cực của việc mua sắm hàng hóa vi phạm bản quyền.
(2) Mối quan hệ giữa nhận thức đạo đức và sự hợp lý hóa đạo đức
Từ bảng 4.8 cho thấy rằng hệ số hồi quy chuẩn hóa thể hiện cho mối quan hệ giữa nhận thức đạo đức và sự hợp lý hóa đạo đức là -0,352 với mức ý nghĩa P = 0,000 <0,05. Dựa vào các chỉ tiêu này ta thấy nhận thức đạo đức tác động âm đến cơ chế lý luận này và mối quan hệ này có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 5%. Kết quả thu được giống với kết quả trong bài nghiên cứu của Chen & cộng sự (2016). Điều này một lần nữa khẳng định về việc khi người tiêu dùng Việt Nam nhận ra được những vấn đề đạo đức đối với hành vi mua hàng hóa vi phạm bản quyền sẽ ngăn họ sử dụng cơ chế lý luận đạo đức, nhằm để tự bào chữa cho hành vi vi phạm đó của mình.
(3) Mối quan hệ giữa nhận thức đạo đức và sự tách rời đạo đức
Từ bảng 4.8, hệ số hồi quy chuẩn hóa thể hiện cho mối quan hệ giữa nhận thức đạo đức và sự tách rời đạo đức là -0,272 với mức ý nghĩa P = 0,000 <0,05. Dựa vào các chỉ tiêu này ta thấy nhận thức đạo đức tác động âm đến sự tách rời đạo đức, có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 5%. Điều đó tương đồng với kết quả trong cơng trình của Chen & cộng sự (2016). Như vậy, thực tiễn cho thấy việc nhận thức được những vấn đề đạo đức đã giúp người tiêu dùng Việt Nam giảm thiểu việc sử dụng cơ chế này. Cụ thể là việc nhìn nhận này giúp họ khó có thể dễ dàng tách biệt mối quan hệ giữa hành vi mua sắm hàng hóa vi phạm bản quyền của mình với những tác hại xuất phát bởi hành vi đó.
(4) Mối quan hệ giữa sự tách rời đạo đức và nhận thức lợi ích
Từ bảng 4.8, hệ số hồi quy chuẩn hóa thể hiện cho mối quan hệ giữa sự tách rời đạo đức và nhận thức lợi ích là 0,320 với mức ý nghĩa P = 0,000 <0,05. Dựa vào các chỉ tiêu này ta thấy sự tách rời đạo đức tác động dương đến nhận thức lợi ích và mối
quan hệ này có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 5%. Nhận xét này tương đồng với kết quả trong cơng trình của Chen & cộng sự (2016). Việc chối bỏ những tác hại của việc mua sắm hàng hóa vi phạm bản quyền của người tiêu dùng Việt Nam đã thúc đẩy những nhận định về lợi ích có được từ hành vi đó tăng lên, khi đó, cá nhân sẽ thiên về mặt lợi mà họ nhận được và không quan tâm đến những tác hại của nó.
(5) Mối quan hệ giữa sự hợp lý hóa đạo đức đến sự phán xét về mặt đạo đức
Kết quả kiểm định từ Bảng bảng 4.8 cho thấy hệ số hồi quy chuẩn hóa thể hiện cho mối quan hệ giữa sự hợp lý hóa đạo đức và sự phán xét về mặt đạo đức là 0,252 với mức ý nghĩa P = 0,000 <0,05. Dựa vào các chỉ tiêu này ta thấy sự hợp lý hóa đạo đức tác động dương đến sự phán xét về mặt đạo đức và mối quan hệ này có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 5%. Kết quả này tương đồng với kết quả trong bài nghiên cứu của Chen & cộng sự (2016). Như vậy, người tiêu dùng Việt Nam đã sử dụng cách khỏa lấp việc cảm thấy có lỗi đối với sản phẩm vi phạm bản quyền và đưa ra những nhận xét ủng hộ cho ý định mua hàng vi phạm bản quyền. Theo đó, ảnh hưởng tiêu cực của việc mua hàng vi phạm bản quyền có thể bị thay thế bằng những nhận định tích cực khi mua chúng (Fernandes 2013).
(6) Mối quan hệ giữa sự phán xét về mặt đạo đức và ý định mua hàng
Từ bảng 4.8, hệ số hồi quy chuẩn hóa thể hiện cho mối quan hệ giữa sự phán xét về mặt đạo đức và ý định mua hàng là 0,186 với mức ý nghĩa P = 0,000 <0,05. Dựa vào các chỉ tiêu này ta thấy sự phán xét về mặt đạo đức tác động dương đến ý định mua hàng và mối quan hệ này có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 5%. Nhận định trên