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 thơng 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 cơng 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 khơng 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 thông 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.
4.4 Kết quả kiểm định mơ hình lý thuyết
Từ những phân tích trên ta có thể kết luận rằng mơ hình lý thuyết thích hợp với dữ liệu nghiên cứu và 4 giả thuyết nghiên cứu được chấp nhận là H1, H2, H3, H4. Kết quả kiểm định mơ hình được minh họa qua hình 4.1.
H1
H2
H3
H4
Hình 4.1: Mơ hình nghiên cứu hồn chỉnh (Nguồn: Mơ hình nghiên cứu của tác giả, 2018) (Nguồn: Mơ hình nghiên cứu của tác giả, 2018) Giá trị chất lượng
Giá trị cảm xúc
Giá trị xã hội
Giá trị tiền tệ
Giá trị cảm nhận của khách hàng đối với nước mắm truyền thống tại thị trường TP.HCM
Bảng 4.12: Tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết
Ký
hiệu Giả thuyết
Kết quả kiểm định
H1
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 TP.HCM.
Chấp nhận
H2
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 TP.HCM.
Chấp nhận
H3
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 TP.HCM.
Chấp nhận
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 TP. Hồ Chí Minh.
Chấp nhận
H5
Giá cả hành vi (phi 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 TP. Hồ Chí Minh.
Khơng chấp nhận
(Nguồn: Tác giả tự tổng hợp, 2018)
4.5 Kiểm định các giả định của hồi quy
Kiểm định mơ hình nghiên cứu là một cơng việc cần thiết và quan trọng, bởi vì nếu mơ hình khơng phù hợp sẽ dẫn đến kết quả nghiên cứu khơng chính xác và dự báo sẽ khác biệt với thực tiễn.
Giả định 1: Giả định liên hệ tuyến tính
Biểu đồ phân tán giữa 2 biến (scatter) là một phương tiện tốt để đánh giá mức độ đường thẳng phù hợp với dữ liệu quan sát.
Đồ thị 4.5: Quan hệ giữa giá trị dự đoán và phần dư
Qua đồ thị 4.5, ta khơng nhận thấy có mối liên hệ gì giữa các giá trị dự đốn và phần dư, chúng phân tán ngẫu nhiên. Như vậy, mơ hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp.
Giả định 2: Giả định về phân phối chuẩn của phần dư
Nhìn vào biểu đồ 4.6 ta thấy đường cong thể hiện phân phối của phần dư có dạng đường cong phân phối chuẩn hình (chng), giả định về phân phối chuẩn của
phần dư được đảm bảo, từ đây cho thấy việc hồi quy không bị vi phạm về giả thuyết này.
Đồ thị 4.6: Tần số của phần dư chuẩn hóa
Giả định 3: Giả định về tính độc lập của sai số
Tính độc lập của sai số là khơng có tương quan giữa các phần dư với sai số thực ei cho là biến ngẫu nhiên, độc lập, có phân phối chuẩn với trung bình bằng 0 và phương sai không đổi σ2. Đại lượng thống kê Durbin-Watson (d) dùng để kiểm định tương quan của các sai số kề nhau (tương quan chuỗi bậc nhất). Giả thuyết kiểm định là: H0: hệ số tương quan tổng thể của các phần dư = 0.
Đại lượng d có giá trị biến thiên trong khoảng từ 0 đến 4. Nếu các phần dư khơng có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau, giá trị d sẽ gần bằng 2. Khi tiến hành kiểm định Durbin-Watson, nếu giá trị d là: 1 < D < 3 thì mơ hình khơng có tự tương quan (Hoàng Trọng , 2008).
Kết quả kiểm định của mơ hình bằng kiểm định Durbin-Watson có giá trị D = 1,921 giá trị này khá gần với 2 (xem phụ lục ) cho thấy chưa đủ cơ sở bác bỏ giả thuyết H0: hệ số tương quan tổng thể của các phần dư = 0. Do đó, khơng có hiện tượng tự tương quan xảy ra trong mô hình. Giả thuyết về tính độc lập của sai số được đảm bảo.
Giả định 4: Giả định khơng có mối tương quan chặt chẽ giữa các biến độc lập
Đa cộng tuyến là hiện tượng các biến độc lập có mối tương quan chặt chẽ với nhau, hiệu ứng này có thể làm tăng giá trị độ lệch chuẩn của các hệ số hồi quy nhưng giá trị t thì giảm đáng kể, hiện tượng đa cộng tuyến chỉ xảy ra với mơ hình hồi quy bội, khơng xảy ra ở mơ hình hồi quy đơn vì đo lường tương quan giữa các biến độc lập, trong các nghiên cứu nếu giá trị VIF thường < 3 được xem là các biến không vi phạm về hiện tượng đa cộng tuyến (Nguyễn Đình Thọ, 2011).
Như vậy dựa vào giá trị VIF tại bảng hồi quy ta thấy gái trị VIF của các biến độc lập dao động trong khoản 1.042 – 1.221 (< 3) nên ta có thể kết luận khơng có hiện tượng đa cộng tuyến và kết quả hồi quy được giải thích tốt bởi mơ hình.
4.6 Kiểm định sự khác biệt về các yếu tố nhân khẩu học lên giá trị cảm nhận của khách hàng đối với nước mắm truyền thống tại thị trường thành phố Hồ Chí