4.3.1 Xem xét ma trân tương quan giữa các biến trong mơ hình
Bảng 4.8: Ma trận hệ số tương quan
QT ET ST PT BPT PVT
QT
Tương quang Pearson 1 .215** .070 .350** -.001 .257**
Sig. .002 .310 .000 .987 .000
N 211 211 211 211 211 211
ET
Tương quang Pearson .215** 1 .188** .171* .027 .265**
Sig. .002 .006 .013 .693 .000
N 211 211 211 211 211 211
ST
Tương quang Pearson .070 .188** 1 -.077 -.003 .238**
Sig. .310 .006 .267 .962 .000
N 211 211 211 211 211 211
PT
Tương quang Pearson .350** .171* -.077 1 .187** .248**
Sig. .000 .013 .267 .006 .000
N 211 211 211 211 211 211
BPT
Tương quang Pearson -.001 .027 -.003 .187** 1 .233**
Sig. .987 .693 .962 .006 .001
N 211 211 211 211 211 211
PVT
Tương quang Pearson .257** .265** .238** .248** .233** 1
Sig. .000 .000 .000 .000 .001
N 211 211 211 211 211 211
(Nguồn: Trích kết quả phân tích SPSS của tác giả, 2018)
Nhìn vào bảng ma trận hệ số tương quan ta thấy ma trận này không phải là ma trận đơn vị, các hệ số tương quan giữa các biến đều tồn tại và giá trị sig về mối quan hệ giữa các biến có ý nghĩa thống kê để kết luận các biến này có mối tương quan với nhau từ đây ta sẽ mơ hình hóa mối quan hệ này thơng qua phân tích hồi quy.
4.3.2 Kết quả phân tích hồi quy
Dựa vào bảng Model Summary bên dưới ta thấy R2 hiệu chỉnh là 0,453 điều này cho thấy 45,3% (đạt yêu cầu) biến thiên của giá trị cảm nhận của khách hàng đối với
sản phẩm nước mắm truyền thống (biến phụ thuộc) được giải thích tốt bởi các biến độc lập có trong mơ hình nghiên cứu, phần cịn lại là các biến ngồi mơ hình nghiên cứu. Bảng 4.9: Mơ hình tổng kết Model Summaryb Mơ hình Hệ số R Hệ số R2 Hệ số R2 hiệu chỉnh Độ lệch chuẩn ước lượng Durbin-Watson 1 .683a .466 .453 .42478 1.921
(Nguồn: Trích kết quả phân tích SPSS của tác giả, 2018)
Bảng ANOVA có giá trị sig = 0,000 (<0,05) như vậy giả thuyết H0 : β0 = β 1 = β 2 ….. = β K = 0 bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 5%, và ta có thể kết luận rằng mơ hình này có ý nghĩa thống kê (có ít nhất 1 hệ số Beta khác không).
Bảng 4.10: Bảng chạy trọng số hồi quy
Hệ số hồi quy
Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn
hóa
t Sig. Đại lượng thống kê
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) .870 .280 3.105 .002 QT .215 .046 .259 4.654 .000 .843 1.186 ET .234 .043 .293 5.469 .000 .909 1.100 ST .074 .032 .122 2.322 .021 .947 1.056 PT .331 .048 .390 6.915 .000 .819 1.221 BPT -.078 .042 -.096 -1.833 .068 .960 1.042
(Nguồn: Trích kết quả phân tích SPSS của tác giả, 2018)
Như vậy, mơ hình hồi quy tuyến tính đưa ra là phù hợp với mơ hình và dữ liệu nghiên cứu. Kết quả phân tích hồi quy phương trình được trình bày trong phụ lục 5. Hệ số phóng đại phương sai VIF < 2 (dao động từ 1,042 đến 1,221) nên kết luận khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các nhân tố.
Từ bảng 4.10 cho thấy có 4 nhân tố tác động đến giá trị cảm nhận của khách hàng đối với sản phẩm nước mắm truyền thống tại thành phố Hồ Chí Minh có tác động thuận chiều (hệ số β dương) đến giá trị cảm nhận khách hàng của nước mắm truyền thống với mức ý nghĩa sig < 0,05 gồm các nhân tố QT, ET, ST, PT. Từ đó có phương trình thể hiện mối quan hệ dựa vào kết quả hồi quy:
PVT = 0,87 + 0,215*QT + 0,234*ET + 0,074*ST + 0,331*PT
Mơ hình 5 biến tác động đến giá trị cảm nhận của khách hàng đối với nước mắm truyền thống tại thành phố Hồ Chí Minh nhưng thông qua kết quả hồi quy thì yếu tố giá trị hành vi (phi tiền tệ) có giá trị sig của kiểm định là 0,068 (> 0,05) nên tác giả kết luận khơng có sự tác động của biến giá trị hành vi lên giá trị cảm nhận của khách hàng đối với nước mắm truyền thống tại thành phố Hồ Chí Minh.
4.3.3 Kiểm định độ phù hợp của mơ hình
Để suy diễn mơ hình này thành mơ hình tổng thể, cần phải xem xét kiểm định F thông qua phân tích phương sai (ANOVA) như bảng 4.11. Ta thấy, vì giá trị sig = 0,000 nên ta bác bỏ giả thuyết hệ số xác định tổng thể R2 = 0, có nghĩa là ít nhất một nhân tố độc lập nào đó có ảnh hưởng đến nhân tố phụ thuộc. Mơ hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu và có thể chấp nhận được.
Bảng 4.11: Kiểm định về sự phù hợp của mơ hình hồi quy ANOVA
ANOVAa Mơ hình Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. 1 Hồi quy 32.297 5 6.459 35.798 .000b Phần dư 36.990 205 .180 Tổng 69.288 210 a. Biến phụ thuộc : PVT b. Biến độc lập: (hằng số), BPT, QT, ST, ET, PT
Dựa vào bảng kết quả hồi quy ta thấy các giả thuyết nghiên cứu sẽ được kiểm định và các mức độ tác động của các yếu tố lên biến phụ thuộc được đo lường cụ thể như sau:
Giả thuyết H1: Giá trị chất lượng tác động cùng chiều lên giá trị cảm nhận của
khách hàng. Giả thuyết này được chấp nhận, hệ số β chuẩn hóa của yếu tố này là 0,259 với giá trị sig = 0,00 (< 0,05) nên ở mức ý nghĩa 5% ta có thể kết luận giá trị chất lượng tác động cùng chiều lên giá trị cảm nhận của khách hàng đối với nước mắm truyền thống tại thị trường thành phố Hồ Chí Minh. Kết luận này cũng tương tự với nghiên cứu của các tác giả khác như Ali và cộng sự (2010); Sanlier và Karakus (2010); Darian và Tucci (2011); Nguyen et al (2015) khi nhấn mạnh yếu tố chất lượng, an toàn sức khỏe khi tiêu dùng sản phẩm thực phẩm. Vì vậy, ở độ tin cậy 95% ta có thể nói rằng khi giá trị chất lượng của nước mắm truyền thống tăng lên 1 đơn vị thì với điều kiện các yếu tố khác khơng đổi thì giá trị cảm nhận của khách hàng sẽ tăng lên 0,259 đơn vị, do đó, để giúp gia tăng giá trị cảm nhận của nước mắm truyền thống từ phía khách hàng thì ta nên đẩy mạnh nâng cao giá trị chất lượng sản phẩm bằng việc cải tiến công nghệ, quy trình, mẫu mã, kiểu dáng bao bì … đáp ứng thị hiếu và nhu cầu của khách hàng.
Giả thuyết H2: Giá trị cảm xúc tác động cùng chiều lên giá trị cảm nhận của
khách hàng. Giả thuyết này được chấp nhận với hệ số β chuẩn hóa là 0,293 và giá trị sig = 0,00 (< 0,05), như vậy với độ tin cậy 95% ta có thể kết luận giá trị cảm xúc tác động cùng chiều lên giá trị cảm nhận của khách hàng đối với nước mắm truyền thống tại thị trường thành phố Hồ Chí Minh. Ngồi ra đây là yếu tố có mức độ tác động rất mạnh lên giá trị cảm nhận của khách hàng (hệ số Beta có độ lớn thứ 2 trong các yếu tố). Từ đây có thể hàm ý rằng nếu ta tập trung vào yếu tố này nhiều hơn thì có thể nâng cao giá trị cảm nhận của khách hàng đối với nước mắm truyền thống. Các nghiên cứu về thực phẩm hữu đặc biệt tập trung vào các trạng thái cảm xúc như mãn nguyện, hạnh phúc, niềm vui cũng đã thu được kết quả tương tự (Aertsens, Verbeke, Mondelaers &
Van Huylenbroeck, 2009; Von Essen & Englander, 2013).Vì vậy, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi khi ta tăng giá trị cảm xúc lên 1 đơn vị thì giá trị cảm nhận của khách hàng sẽ tăng lên 0,293 đơn vị.
Giả thuyết H3: Giá trị xã hội tác động cùng chiều lên giá trị cảm nhận của
khách hàng. Giả thuyết này được chấp nhận với hệ số β chuẩn hóa là 0,122 và giá trị sig = 0,021 (< 0,05) nên ở mức ý nghĩa 5% ta có thể kết luận giá trị xã hội tác động cùng chiều lên giá trị cảm nhận của khách hàng đối với nước mắm truyền thống tại thị trường thành phố Hồ Chí Minh. Khi đó, nếu giá trị xã hội tăng 1 đơn vị với điều kiện các yếu tố khác khơng đổi thì giá trị cảm nhận của khách hàng sẽ tăng lên 0,122 đơn vị. Yếu tố giá trị xã hội tuy có tác động thấp nhất lên giá trị cảm nhận của khách hàng đối với nước mắm truyền thống nhưng vẫn được khách hàng quan tâm. Điều này có thể là nền tảng trong văn hóa tập thể, nhấn mạnh sự hài hịa và mối quan hệ trong nhóm được giải thích bởi niềm tin rằng khách hàng có xu hướng tập trung vào sự tương tác của văn hóa gia đình và giá trị truyền thống khi mua các sản phẩm thực phẩm (Hofstede, 2010).
Giả thuyết H4: Giá trị tiền tệ tác động cùng chiều lên giá trị cảm nhận của
khách hàng đối với sản phẩm nước mắm truyền thống tại thị trường thành phố Hồ Chí Minh. Giả thuyết này được chấp nhận, hệ số β chuẩn hóa là 0,39 và giá trị sig = 0,000 (< 0,05) nên ở mức ý nghĩa 5% ta có thể kết luận giá trị tiền tệ tác động cùng chiều lên giá trị cảm nhận của khách hàng đối với nước mắm truyền thống tại thị trường thành phố Hồ Chí Minh, ngồi ra đây là yếu tố có mức độ tác động mạnh nhất lên giá trị cảm nhận của khách hàng (hệ số Beta có độ lớn cao nhất trong các yếu tố). Từ đây ta có thể hàm ý rằng để có thể nâng cao giá trị cảm nhận khách hàng thì ta nên tập trung vào việc xây dựng chính sách giá cả hợp lý, đa dạng chủng loại sản phẩm với nhiều mức giá khác nhau phù hợp cho nhiều đối tượng khách hàng…vv. Như vậy, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu giá trị tiền tệ tăng 1 đơn vị thì giá trị cảm nhận của khách hàng sẽ tăng lên 0,39 đơn vị.
Giả thuyết H5: Giả thuyết này không được chấp nhận vì giá trị sig của Beta là
0,068 (>0,05). Như vậy, với độ tin cậy 95% ta có thể kết luận rằng giá cả hành vi không tác động đến giá trị cảm nhận của khách hàng đối với nước mắm truyền thống tại thị trường thành phố Hồ Chí Minh. Thực tế cũng cho thấy người tiêu dùng nước mắm truyền thống ít quan tâm đến giá cả hành vi, họ chủ yếu quan tâm đến những yếu tố trên và những nghiên cứu giá trị cảm nhận trước đây trong lĩnh vực thực phẩm cũng ít đề cập đến yếu tố này. Do đó, ta khơng cần q tập trung vào yếu tố này để nâng cao giá trị cảm nhận khách hàng đối với nước mắm truyền thống.
Nhận xét: Thơng qua phân tích hồi quy ta thấy được có 4 yếu tố thành phần tác
động đến giá trị cảm nhận của khách hàng đối với sản phẩm nước mắm truyền thống tại thị trường thành phố Hồ Chí Minh đó là giá trị chất lượng, giá trị cảm xúc, giá trị xã hội và giá trị tiền tệ và trong đó yếu giá trị tiền tệ, giá trị cảm xúc là 2 yếu tố có tác động mạnh nhất đến giá trị cảm nhận của khách hàng đối với sản phẩm nước mắm truyền thống tại thị trường thành phố Hồ Chí Minh (hệ số β chuẩn hóa lần lượt là 0,39 và 0,293 ), như vậy thơng qua kiểm định mơ hình hồi quy ta có thể xác định được các yếu tố thành phần tác động động đến giá trị cảm nhận của khách hàng đối với sản phẩm nước mắm truyền thống tại thị trường thành phố Hồ Chí Minh, từ đó tập trung vào phân tích thực trạng các yếu tố này nhằm tìm ra những điểm mạnh và hạn chế để có những giải pháp thích hợp.