Mơ hình
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy
chuẩn hóa Giá trị kiểm định t Mức ý nghĩa Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Chấp nhận VIF Hằng số .478 .313 1.527 .128 ATT .304 .063 .267 4.851 .000 .590 1.696 PBC .438 .058 .423 7.622 .000 .581 1.722 MN .186 .046 .211 4.051 .000 .658 1.520
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu từ SPSS.
Kết quả cho thấy, cả ba biến Thái độ (ATT), Nhận thức kiểm soát hành vi (PBC) và Chuẩn mực đạo đức (MN) đều có mức ý nghĩa sig. = 0.000 nhỏ hơn 0.05 nên ba biến độc lập này đều mang ý nghĩa giải thích cho biến phụ thuộc (ý định mua thiết bị tiết kiệm năng lượng).
4.5.2. Dị tìm vi phạm trong các giả định của hồi quy tuyến tính. Giả định phần dư có phân phối chuẩn. Giả định phần dư có phân phối chuẩn.
Biểu đồ phân tán của phần dư cho thấy phân phối của phần dư xấp xỉ chuẩn với trung bình gần bằng 0. Độ lệch chuẩn Std.Dev. = 0.994 gần bằng 1. Như vậy, giả định phần dư có phân phối chuẩn khơng bị vi phạm.
Hình 4.1. Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa.
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu từ SPSS.
Dựa vào biểu đồ tần số Q-Q Plot, ta thấy các điểm thể hiện phần dư đều phân tán xung quanh đường thẳng kỳ vọng. Vì vậy, giả thuyết về phân phối chuẩn phần dư khơng bị vi phạm, mơ hình hồi quy được sử dụng là phù hợp về mặt ý nghĩa thống kê. Ta có thể kết luận rằng phần dư của mơ hình hồi quy có phân phối chuẩn.
Hình 4.2. Biểu đồ tần số Q-Q Plot.
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu từ SPSS.
Hiện tượng đa cộng tuyến.
Đa cộng tuyến xảy ra khi các biến độc lập có quan hệ với nhau và được kiểm tra bằng hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation Factor). Hệ số VIF của các biến độc lập dao động từ 1.520 đến 1.722 đều nhỏ hơn 10 nên khơng có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra.
Giả định tương quan giữa các phần dư.
Hệ số Durbin-Watson dùng để kiểm định tương quan của các sai số kề nhau (tương quan chuỗi bậc nhất). Nếu các phần dư khơng có tương quan chuỗi bậc nhất
thỏa điều kiện. Như vậy ta kết luận khơng có hiện tượng tự tương quan xảy ra trong mơ hình.
Giả định liên hệ tuyến tính.
Từ biểu đồ phân tán của phần dư cho thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên qua đường thẳng qua điểm 0, khơng tạo hình dạng nào cụ thể. Vì vậy, ta kết luận giả định liên hệ tuyến tính khơng bị vi phạm.
Hình 4.3. Biểu đồ phân tán của phần dư.
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu từ SPSS.
Từ kết quả phân tích hồi quy, ta có phương trình hồi quy bội như sau:
YD = 0.267*ATT + 0.423*PBC + 0.211*MN
Biến độc lập gồm: Thái độ (ATT), Nhận thức kiểm soát hành vi (PBC), Chuẩn mực đạo đức (MN).
Biến phụ thuộc: Ý định mua thiết bị gia dụng tiết kiệm năng lượng (YD).
4.5.3. Kiểm định các giả thuyết.
H1: Tiêu chuẩn chủ quan có mối quan hệ tích cực đến ý định mua TBGDTKNL của người tiêu dùng.
Theo kết quả phân tích hồi quy lần 1, biến SN có mức ý nghĩa sig. = 0.163 > 0.05 nên giả thuyết này bị bác bỏ. Như vậy, ngược lại với nhiều nghiên cứu trước đây như nghiên cứu của Zhao và cộng sự (2019), tiêu chuẩn chủ quan khơng có mối quan hệ với ý định mua thiết bị gia dụng tiết kiệm của người tiêu dùng. Với sự phát triển rộng khắp của các phương tiện truyền thông, NTD ngày nay có thể dễ dàng tiếp cận các thơng tin một cách chủ động và sáng suốt. Hơn nữa, đa số người tham gia khảo sát là những người trẻ, họ năng động và thích thể hiện bản thân bằng sự khác biệt. Chính vì vậy mà trong nghiên cứu này, các mối quan hệ xã hội chưa thể hiện được mối quan hệ với ý định mua TBGDTKNL. Kết quả này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Tan và cộng sự (2017).
H2: Thái độ đối với TBGDTKNL có mối quan hệ tích cực đến ý định mua thiết bị gia dụng tiết kiệm năng lượng của người tiêu dùng.
Từ kết quả phân tích hồi quy lần 2 cho thấy, biến ATT có hệ số β = 0.267 > 0 với mức ý nghĩa sig. = 0.000 < 0.05 nên giả thuyết này được chấp nhận. Điều này có nghĩa là người tiêu dùng càng có thái độ tích cực đối với tiêu dùng các TBGDTKNL thì ý định mua các sản phẩm này càng cao. Các thiết bị tiết kiệm năng lượng hiện nay được biết đến với những lợi ích mà chúng mang lại như giảm chi phí sinh hoạt, bảo vệ sức khỏe, công nghệ hiện đại, thân thiện với mơi trường… Vì vậy, NTD tin tưởng các sản phẩm này sẽ là lựa chọn tốt hơn so với các sản phẩm thơng thường. Khi niềm tin càng lớn thì họ càng có thái độ tích cực với việc mua các thiết bị tiết kiệm năng
lượng. Kết quả này cũng giống như kết quả của nhiều nghiên cứu trước đây như nghiên cứu của Zhao và cộng sự (2019), Tan và cộng sự (2017).
H3: Nhận thức kiểm sốt hành vi có mối quan hệ tích cực đến ý định mua TBGDTKNL của người tiêu dùng.
Kết quả cho thấy, biến PBC có hệ số β = 0.423 > 0 với mức ý nghĩa sig. = 0.000 nhỏ hơn 0.05 nên giả thuyết này được chấp nhận. Như vậy, nhận thức kiểm sốt hành vi có tác động cùng chiều với ý định mua TBGDTKNL của người tiêu dùng. Tiết kiệm năng lượng là một trong những vấn đề được ưu tiên trong chính sách phát triển của nước ta và thu hút được sự quan tâm của toàn xã hội vào những năm gần đây. Nhờ vậy, NTD đã nhận ra vai trò quan trọng của việc mua và sử dụng các thiết bị tiết kiệm năng lượng. Kết quả này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Zhao và cộng sự (2019), Tan và cộng sự (2017).
H4: Mối quan tâm về mơi trường có mối quan hệ tích cực đến ý định mua TBGDTKNL của người tiêu dùng.
Theo kết quả phân tích hồi quy, biến EC có mức ý nghĩa sig. = 0.83 > 0.05 nên giả thuyết này bị bác bỏ. Như vậy, mối quan tâm về mơi trường khơng có ảnh hưởng đến ý định mua TBGDTKNL của người tiêu dùng. Đa số người tham gia khảo sát cho thấy họ đều quan tâm đến môi trường thông qua việc lo ngại về tác động xấu của các vấn đề môi trường gây ra nhưng điều này không ảnh hưởng đến ý định mua TBGDTKNL của họ. Theo giải thích của Ramayah và cộng sự (2010), mặc dù NTD có thể nhận thức về đạo đức và quan tâm đến hậu quả mơi trường, họ có thể khơng có ý thức về nghĩa vụ thể hiện ý định mua hàng xanh. Ngoài ra, TBGDTKNL thường được áp dụng các công nghệ hiện đại nên giá cả thường cao hơn các sản phẩm không tiết kiệm năng lượng. Yếu tố giá cả ln đóng vai trị quan trọng trong ý định mua và hành vi mua của người tiêu dùng. Phần lớn người tham gia khảo sát đều là người trẻ, có thu nhập chưa cao nên giá cả cũng là một yếu tố tác động đến ý định mua
TBGDTKNL của họ mà chưa được đề cập trong mơ hình. Kết quả này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Tan và cộng sự (2017).
H5: Kiến thức mơi trường có mối quan hệ tích cực đến ý định mua TBGDTKNL của người tiêu dùng.
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy, biến EK có mức ý nghĩa sig. = 0.869 > 0.05 nên giả thuyết này bị bác bỏ. Điều này cho thấy, ngược lại với kết quả nghiên cứu của Chan và cộng sự (2014), kiến thức môi trường không ảnh hưởng đến ý định mua TBGDTKNL của người tiêu dùng. Theo dữ liệu khảo sát, hầu hết người tham gia khảo sát đều có kiến thức mơi trường đáng kể. Tuy nhiên, lập luận trong nghiên cứu của Tan và cộng sự (2017) cho rằng kiến thức môi trường không nhất thiết phải chuyển đổi sang ý định mua TBGDTKNL, mặc dù phần lớn NTD trong nghiên cứu này đã từng mua các sản phẩm đó. Điều này có thể vì ngồi các yếu tố được đề cập trong mơ hình nghiên cứu đề xuất thì ý định mua TBGDTKNL của người tiêu dùng còn chịu ảnh hưởng từ các yếu tố khác như giá cả, kinh nghiệm mua hàng trong quá khứ, sự tiện lợi,… Hơn nữa, vì nghiên cứu này chỉ sử dụng kiến thức hệ thống (ví dụ: khí thải CO2 gây ra hiệu ứng nhà kính) làm thước đo kiến thức môi trường tổng thể, phương pháp này có thể khơng đủ để liên quan đến ý định hành vi bảo tồn. Theo Chin và cộng sự (2017), trước khi một người thực hiện một hành động, người đó cần có kiến thức hệ thống, tức là, người ta phải có kiến thức về các trạng thái tự nhiên và các quá trình trong hệ sinh thái và hiểu cách khắc phục các vấn đề môi trường (kiến thức liên quan đến hành động). Người đó cũng phải có kiến thức về lợi ích (kiến thức hiệu quả) của hành vi hoặc hành động ủng hộ môi trường (Frick và cộng sự, 2004). Kết quả này tương tự với kết quả nghiên cứu của Chan và Lau (2000), Tan và cộng sự (2017).
H6: Chuẩn mực đạo đức có mối quan hệ tích cực đến ý định mua TBGDTKNL của người tiêu dùng.
Theo kết quả phân tích hồi quy, biến MN có hệ số β = 0.211 với mức ý nghĩa sig. là 0.000 < 0.05 nên giả thuyết này được chấp nhận, có nghĩa là chuẩn mực đạo đức có tác động cùng chiều với ý định mua TBGDTKNL của người tiêu dùng. Những tác hại của biến đổi khí hậu ngày càng nghiêm trọng và ảnh hưởng trực tiếp đến cuộc sống của người tiêu dùng đã giúp họ nhận thức rõ hơn về trách nhiệm bảo vệ mơi trường. Từ đó, họ sẽ nỗ lực tham gia các hoạt động nhằm bảo vệ mơi trường, trong đó có việc sử dụng các TBGDTKNL. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trước đây như Tan và cộng sự (2017), Petchnig và cộng sự (2014), Zhao và cộng sự (2019).