CHƢƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.5: Kiểm định mơ hình và các giả thuyết
4.5.1: Phân tích tương quan:
Phân t ch tương quan được thực hiện giữa biến phụ thuộc là ý định hành vi (Y) và các biến độc lập như: Giá trị cảm nhận (GTCN), thái độ (TD), chuẩn chủ quan (CCQ), tính vị chủng (TVC), thói quen (TQ), kiểm soát hành vi cảm nhận (KSHV), niềm tin hàng nội (NTHN) và ấn tượng bao bì (BB). Hệ số tương quan (r) biến động trong phạm vi từ -1 đến 1: r càng gần -1 thì mối quan hệ nghịch biến càng cao; r càng gần +1 thì mối quan hệ đ ng biến càng cao; r càng gần 0 thì mối quan hệ tuyến tính càng yếu. Đ ng thời cũng phân t ch tương quan giữa các biến độc lập với nhau nhằm phát hiện những mối tương quan chặt chẽ giữa các biến độc lập. Vì những tương quan như vậy có thể ảnh hưởng lớn đến kết quả của phân tích h i quy như gây ra hiện tượng đa cộng tuyến (hệ số tương quan giữa các biến độc lập cao,
thường là > 0.8), hậu quả của hiện tượng đa cộng tuyến là dấu sẽ bị đảo chiều, gây tác động đến tính chất ước lượng của mơ hình làm cho việc ước lượng bị chệch và phương sai của các ước lượng sẽ tăng cao, điều này sẽ làm cho việc giải thích của các hệ số h i quy khơng cịn đáng tin cậy.
Kết quả phân t ch tương quan (xem phụ lục 12) cho thấy có mối quan hệ tương quan cao giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc cụ thể là: có mối quan hệ tương quan tuyến tính giữa các biến độc lập GTCN, CCQ, TVC, TD, TQ, BB, KSHV, NTHN với biến phụ thuộc Y, với hệ số tương quan r (giá trị Pearson Correlation trong bảng phân t ch tương quan) theo thứ tự từ cao đến thấp lần lượt là 0.592, 0.482, 0.463, 0.455, 0.432, 0.325, 0.311, 0.266. Tuy nhiên, trong thực tiễn nghiên cứu các biến độc lập thường có quan hệ với nhau nhưng chúng phải phân biệt nhau (đạt được giá trị phân biệt), cho nên cần phải chú ý tới mối quan hệ tương quan giữa các biến độc lập với nhau để không làm ảnh hưởng tới kết quả h i quy. Trong bảng phân tích này, thì hệ số tương quan giữa các biến độc lập không cao (đa số đều nhỏ hơn 0 8) nên khơng có dấu hiệu của hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra, vì vậy dữ liệu phù hợp để phân tích h i quy tuyến tính.
Kết luận: Có sự tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc, đ ng thời các biến độc lập khơng có sự tương quan cao với nhau, nên dữ liệu nghiên cứu phù hợp để phân tích h i quy tuyến tính.
4.5.2: Phân tích hồi quy tuyến tính:
Phân tích h i quy tuyến tính được tiến hành với 8 biến độc lập là TD (thái độ), GTCN (giá trị cảm nhận), KSHV (kiểm soát hành vi cảm nhận), CCQ (chuẩn chủ quan), TQ (thói quen trong quá khứ), TVC (tính vị chủng), BB (ấn tượng về bao bì), NTHN (niềm tin hàng nội) và 1 biến phụ thuộc là Y (ý định hành vi).
Kết quả phân tích h i quy tuyến tính được trình bày như sau: Bảng 4.3: Bảng đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình
Model Summaryb
Model R R2 R2 hiệu chỉnh Std. Error of the
Estimate
Nhận xét: Hệ số R2 hiệu chỉnh = 0.501 có nghĩa là các biến độc lập có thể giải th ch được khoảng 50.1% phương sai của biến phụ thuộc. Cụ thể là các yếu tố như thái độ của người tiêu dùng, giá trị cảm nhận của người tiêu dùng, kiểm soát hành vi cảm nhận của người tiêu dùng, chuẩn chủ quan của người tiêu dùng, thói quen của người tiêu dùng, tính vị chủng, ấn tượng về bao bì và niềm tin hàng nội của người tiêu dùng có thể giải th ch được khoảng 50.1% sự biến thiên của ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em hàng nội. R2 hiệu chỉnh được sử dụng để phản ánh sát hơn mức độ phù hợp của mơ hình h i quy tuyến t nh đa biến. R2 hiệu chỉnh không nhất thiết tăng lên khi nhiều biến được thêm vào phương trình, nó là thước đo sự phù hợp được sử dụng cho tình huống h i quy tuyến t nh đa biến vì nó khơng phụ thuộc vào độ lệch phóng đại của R2
, dùng R2 hiệu chỉnh để đánh giá độ phù hợp của mơ hình sẽ an tồn hơn vì nó khơng thổi ph ng mức độ phù hợp của mơ hình.
Kết luận: Các yếu tố như thái độ, giá trị cảm nhận, kiểm soát hành vi cảm nhận, chuẩn chủ quan, thói quen trong q khứ, tính vị chủng, ấn tượng bao bì, niềm tin hàng nội có thể giải th ch được 50.1% sự biến thiên của ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước. Tuy nhiên, bên cạnh các yếu tố trên thì ý định hành vi tiêu dùng của người tiêu dùng rất phức tạp bao g m nhiều khía cạnh và nhiều yếu tố khác tác động vào, vì thế rất khó xác định đầy đủ các yếu tố tác động đến ý định hành vi tiêu dùng, cụ thể là theo tác giả H Huy Tựu (2007), đối với lĩnh vực thực phẩm, ý định sử dụng còn bị tác động bởi nhân tố “kiến thức” và “cảm xúc lẫn lộn”. Từ đó cho thấy, mơ hình có hệ số xác định R2 hiệu chỉnh là 50.1% là phù hợp với đề tài nghiên cứu.
Dựa vào bảng kiểm định phương sai ANOVA (phụ lục 13) ta thấy: Trị thống kê F được tính từ giá trị R2 của mơ hình đầy đủ, giá trị Sig = 0.000 < 0.05 cho thấy sẽ an toàn hơn khi bác bỏ giả thuyết Ho cho rằng tất cả các hệ số h i quy bằng 0 (ngoại trừ hằng số), mơ hình h i quy tuyến tính bội của ta phù hợp với dữ liệu thị trường và có thể sử dụng được.
Bảng 4.4: Bảng hệ số h i quy
Bảng hệ số hồi quy
Mơ hình Hệ số hồi quy chưa
chuẩn hóa
Hệ số hồi quy chuẩn
hóa
t Sig. Thống kê đa cộng tuyến
B Std.
Error
Beta Dung sai VIF
1 (Constant) -.079 .260 -.304 .761 TD Thái độ .111 .050 .119 2.211 .028 .674 1.483 GTCN Giá trị cảm nhận .222 .061 .233 3.613 .000 .465 2.152 KSHV Kiểm soát hành vi .036 .047 .038 .767 .444 .810 1.234 CCQ Chuẩn chủ quan .168 .049 .187 3.401 .001 .645 1.551 TQ Thói quen .173 .045 .193 3.818 .000 .757 1.321 TVC Tính vị chủng .199 .049 .216 4.110 .000 .704 1.420 BB Ấn tượng bao bì .006 .051 .006 .125 .901 .722 1.385 NTHN Niềm tin hàng nội .128 .043 .141 2.964 .003 .863 1.159 Nhận xét:
- Tất cả các hệ số phóng đại phương sai VIF của các nhân tố đều nhỏ hơn 5 cho thấy không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến và không làm ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mơ hình. Khơng có tiêu chuẩn ch nh xác nào nói lên độ lớn của VIF là bao nhiêu thì xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến, tuy nhiên theo kinh nghiệm của các nhà nghiên cứu cho rằng VIF > 5 thì hiện tượng đa cộng tuyến xuất hiện và hiện tượng đa cộng tuyến sẽ trầm trọng hơn nếu VIF > 10, khi đó biến độc lập này hầu như khơng có giá trị giải thích biến thiên của Y trong mơ hình h i quy tuyến t nh đa biến (Hair và cộng sự, 2006).
- Để xác định nhân tố nào có tác động đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước ta xem xét giá trị Sig trong bảng kết quả h i quy. Kết
quả h i quy cho thấy giá trị Sig của các nhân tố thái độ – TD (0.028), giá trị cảm nhận – GTCN (0.000), chuẩn chủ quan – CCQ (0.001), thói quen trong quá khứ – TQ (0.000), tính vị chủng – TVC (0.000), niềm tin hàng nội – NTHN (0.003) đều nhỏ hơn 0 05 cho thấy các nhân tố này có ý nghĩa về mặt thống kê trong mơ hình, nghĩa là sự biến thiên tăng hay giảm của từng nhân tố này đều có ảnh hưởng đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước. Còn các nhân tố kiểm soát hành vi cảm nhận – KSHV (0.444) và ấn tượng bao bì – BB (0.901) có giá trị Sig lớn hơn 0 05 nên hai nhân tố này khơng có tác động đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước. Như vậy, kết quả cho thấy trong 8 nhân tố ban đầu thì chỉ có 6 nhân tố có tác động tới ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước là TD, GTCN, CCQ, TQ, TVC, NTHN, cịn 2 nhân tố khơng tác động tới ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước là KSHV và BB.
- Để so sánh mức độ tác động mạnh hay yếu của các nhân tố đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước ta dùng hệ số h i quy chuẩn hóa (Beta). Nhân tố nào có hệ số Beta càng cao càng thể hiện tính quan trọng của nhân tố đó đến ý định hành vi tiêu dùng, hay nói cách khác hệ số Beta thể hiện mức độ tác động của từng nhân tố đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước. Kết quả h i quy cho thấy hệ số Beta của nhân tố giá trị cảm nhận là lớn nhất (Beta = 0.233) có nghĩa là nhân tố giá trị cảm nhận tác động mạnh nhất đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước và hệ số Beta của nhân tố thái độ là nhỏ nhất (Beta = 0.119) có nghĩa là nhân tố thái độ ít tác động nhất đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước. Từ đó ta có kết luận là các nhân tố tác động tới ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước được sắp theo mức độ quan trọng từ cao đến thấp lần lượt là: Giá trị cảm nhận (Beta = 0.233), tính vị chủng (Beta = 0.216), thói quen trong quá khứ (Beta = 0.193), chuẩn chủ quan (Beta = 0.187), niềm tin hàng nội (Beta = 0.141) và thái độ của người tiêu dùng (Beta = 0.119).
- Mơ hình được biểu diễn lại dưới dạng phương trình h i quy tuyến tính có dạng như sau: Y = - 0.079 + 0.119 TD + 0.233 GTCN + 0.187 CCQ + 0.193 TQ +
0.216 TVC + 0.141 NTHN. Với:
Y: Ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước TD: Thái độ của người tiêu dùng.
GTCN: Giá trị cảm nhận của người tiêu dùng.
KSHV: Kiểm soát hành vi cảm nhận của người tiêu dùng. CCQ: Chuẩn chủ quan của người tiêu dùng.
TQ: Thói quen trong quá khứ của người tiêu dùng. TVC: Tính vị chủng của người tiêu dùng.
BB: Ấn tượng về bao bì của người tiêu dùng. NTHN: Niềm tin hàng nội của người tiêu dùng. - Diễn giải kết quả của phương trình h i quy đa biến:
Dựa vào giá trị Sig, ta thấy rằng có 6 nhân tố tác động đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước là thái độ, giá trị cảm nhận, chuẩn chủ quan, thói quen, tính vị chủng và niềm tin hàng nội (do có giá trị Sig < 0.05). Cịn 2 yếu tố khơng tác động tới ý định hành vi là kiểm soát hành vi cảm nhận và ấn tượng bao bì (do có giá trị Sig > 0.05).
Kết quả h i quy cho thấy các hệ số h i quy của 6 nhân tố (thái độ, giá trị cảm nhận, chuẩn chủ quan, thói quen, tính vị chủng, niềm tin hàng nội) đều mang dấu dương (+) và có ý nghĩa thống kê (Sig < 0.05) chứng tỏ các nhân tố trên tác động cùng chiều đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước Điều này chứng minh mỗi một nhân tố đo lường có mối liên hệ với các thang đo như đã kỳ vọng về mặt lý thuyết Nghĩa là, các thang đo của các nhân tố trong mơ hình đạt được tiêu chuẩn về giá trị liên hệ lý thuyết.
Thái độ của người tiêu dùng góp phần hình thành nên ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước. Cụ thể là, khi các yếu tố khác không đổi, thái độ của người tiêu dùng tăng hoặc giảm 1 đơn vị thì giá trị trung bình của ý
định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước sẽ theo chiều hướng tăng hoặc giảm 0.111 đơn vị.
Giá trị cảm nhận của người tiêu dùng góp phần hình thành nên ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước. Cụ thể là, khi các yếu tố khác không đổi, giá trị cảm nhận của người tiêu dùng tăng hoặc giảm 1 đơn vị thì giá trị trung bình của ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước sẽ theo chiều hướng tăng hoặc giảm 0.222 đơn vị.
Chuẩn chủ quan của người tiêu dùng góp phần hình thành nên ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước. Cụ thể là, khi các yếu tố khác không đổi, chuẩn chủ quan của người tiêu dùng tăng hoặc giảm 1 đơn vị thì giá trị trung bình của ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước sẽ theo chiều hướng tăng hoặc giảm 0 168 đơn vị.
Thói quen trong quá khứ của người tiêu dùng góp phần hình thành nên ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước. Cụ thể là, khi các yếu tố khác khơng đổi, thói quen trong quá khứ của người tiêu dùng tăng hoặc giảm 1 đơn vị thì giá trị trung bình của ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước sẽ theo chiều hướng tăng hoặc giảm 0.173 đơn vị.
Tính vị chủng của người tiêu dùng góp phần hình thành nên ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước. Cụ thể là, khi các yếu tố khác khơng đổi, tính vị chủng của người tiêu dùng tăng hoặc giảm 1 đơn vị thì giá trị trung bình của ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước sẽ theo chiều hướng tăng hoặc giảm 0.199 đơn vị.
Niềm tin hàng nội của người tiêu dùng góp phần hình thành nên ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước. Cụ thể là, khi các yếu tố khác không đổi, niềm tin hàng nội của người tiêu dùng tăng hoặc giảm 1 đơn vị thì giá trị trung bình của ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước sẽ theo chiều hướng tăng hoặc giảm 0.128 đơn vị.
Kết luận: Từ 8 nhân tố theo mơ hình nghiên cứu điều chỉnh sau khi phân tích EFA, thì chỉ có 6 nhân tố tác động tới ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất
trong nước là thái độ, giá trị cảm nhận, chuẩn chủ quan, thói quen trong quá khứ, tính vị chủng, niềm tin hàng nội. Cịn 2 nhân tố khơng tác động tới ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước là kiểm soát hành vi cảm nhận và ấn tượng bao bì. Trong 6 nhân tố tác động đến ý định hành vi tiêu dùng nêu trên thì nhân tố giá trị cảm nhận tác động mạnh nhất đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước, kế đến là các nhân tố tính vị chủng, thói quen trong q khứ, quy chuẩn chủ quan, niềm tin hàng nội, và nhân tố t tác động đến ý định hành vi tiêu dùng nhất là nhân tố thái độ của người tiêu dùng. Đối với tình huống của đề tài này, những nhân tố có hệ số Beta lớn cho thấy rằng người tiêu dùng quan tâm nhiều nhất đến nhân tố đó, đây ch nh là một trong những căn cứ để xây dựng một số giải pháp nhằm góp phần hình thành nên ý định hành vi tiêu dùng đối với mặt hàng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước, mức độ ưu tiên của các giải pháp cũng sẽ dựa vào thứ tự quan tâm từ cao đến thấp của người tiêu dùng đối với từng nhân tố.
4.5.3: Kiểm định các giả thuyết của mơ hình nghiên cứu:
Kiểm định các giả thuyết của mơ hình nghiên cứu điều chỉnh sau khi phân tích EFA như sau:
- Giả thuyết H1: Thái độ của người tiêu dùng có khả năng ảnh hưởng cùng chiều đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước.
Dựa vào kết quả của phân tích h i quy, ta thấy hệ số h i quy B của nhân tố thái độ = 0.111 > 0 và giá trị Sig = 0.028 < 0.05 nên giả thuyết H1 được chấp nhận. Nghĩa là khi các yếu tố khác không đổi, thái độ của người tiêu dùng tăng hoặc giảm 1 đơn vị thì giá trị trung bình của ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất