CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.4. Kiểm định mô hình nghiên cứu và giả thuyết
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.