Các thông số EFA lần 1 EFA lần 2
KMO 0,822 0,818
Giá trị Sig – Bartlett’s Test 0,000 0,000
Số lượng nhân tố rút trích 5 5
Tổng phương sai trích 65,349% 69,068%
Eigeinvalue 1,845 1,830
Số biến bị loại 2 0
(Nguồn: Tác giả tự tổng hợp, 2018)
Kết quả phân tích EFA lần 1:
Trong bước phân tích nhân tố EFA cho các biến độc lập lần 1 ta thấy hệ số KMO có giá trị bằng 0,822 là khá tốt (>0,5 so với yêu cầu), đồng thời giá trị kiểm định Sig – Bartlett’s Test bằng 0,000 (<0,05) nên ở độ tin cậy 95% ta có thể kết luận rằng
Bartlett với giả thuyết H0 là: ma trận hệ số tương quan giữa các biến quan sát là ma trận đơn vị, nghĩa là khơng có tương quan, với giá trị sig 0.00 < 0.05 nên ta có thể bác bỏ giả thuyết này và kết luận rằng các biến quan sát có tương quan thích hợp để phân tích nhân tố khám phá).
Ở bước phân tích EFA lần 1 này có 5 nhân tố được rút trích tại điểm có hệ số Eigeinvalue là 1,845 (>1), và tổng phương sai trích là 65,349% (>50%) đạt yêu cầu. Như vậy, ở lần phân tích EFA này có 5 nhân tố được rút trích tương ứng với các khái niệm:
Nhân tố 1 gồm các biến: Q01, Q02, Q03, Q04, Q05, Q06, Q07, Q08 (biến Q05 vi phạm hệ số tải nhân tố vì có hệ số tải nhân tố là 0,484).
Nhân tố 2 gồm các biến: E01, E02, E03, E04, E05, E06 (E01 vi phạm hệ số tải nhân tố vì có hệ số tải nhân tố là 0,457).
Nhân tố 3 gồm các biến: S01, S02, S03, S04 Nhân tố 4 gồm các biến: P01, P02, P03, P04
Nhân tố 5 gồm các biến: BP01, BP02, BP03, BP04
Nhìn nào bảng ma trận xoay nhân tố ta thấy có biến Q05 và E01 vi phạm về hệ số tải nhân tố (<0,5) do đó hai biến này sẽ bị loại trước khi phân tích nhân tố EFA lần 2.
Bảng 4.3: Bảng ma trận xoay nhân tố lần 1
Biến quan sát
Hệ số tải nhân tố của các thành phần
1 2 3 4 5 Q03 .703 Q01 .930 Q05 .484 Q04 .873 Q02 .802 Q08 .855 Q07 .647 Q06 .746 E01 .457 E02 .882 E04 .862 E06 .758 E05 .781 E03 .761 S01 .799 S02 .920 S04 .827 S03 .848 P01 .760 P02 .678 P03 .846 P04 .812 BP01 .841 BP02 .869 BP04 .618 BP03 .776
Kết quả phân tích EFA lần 2:
Kết quả phân tích EFA cho các biến độc lập ở lần 2 cũng là lần phân tích cuối cùng, ở lần phân tích EFA này giá trị hệ số KMO là 0.818 (>0,5 so với yêu cầu), giá trị của kiểm định Bartlett có sig là 0,000 (<0,05) như vậy ở mức ý nghĩa 5% ta có thể nói rằng dữ liệu này thích hợp để phân tích EFA. Bên cạnh đó, tại điểm dừng có hệ số Eigeinvalue là 1,830 (>1) ta rút trích được 5 nhân tố tương tự với lần phân tích EFA lần 1 với tổng phương sai trích là 69,068% và 5 nhân tố rút trích này cũng tương ứng với 5 khái niệm của 5 biến độc lập trong bài nghiên cứu.
Nhân tố 1 gồm các biến: Q01, Q02, Q03, Q04, Q06, Q07, Q08 (tương thích khái niệm giá trị chất lượng)
Nhân tố 2 gồm các biến: E02, E03, E04, E05, E06 (tương thích khái niệm giá trị cảm xúc)
Nhân tố 3 gồm các biến: S01, S02, S03, S04 (tương thích khái niệm giá trị xã hội) Nhân tố 4 gồm các biến: P01, P02, P03, P04 (tương thích khái niệm giá trị tiền tệ) Nhân tố 5 gồm các biến: BP01, BP02, BP03, BP04 (tương thích khái niệm giá cả hành vi)
Bảng 4.4: Bảng ma trận xoay nhân tố cho phân tích EFA lần 2
Biến quan sát
Hệ số tải nhân tố của các thành phần
1 2 3 4 5 Q03 .710 Q01 .935 Q04 .875 Q02 .812 Q08 .850 Q07 .660 Q06 .752 E02 .903 E04 .865
E05 .778 E03 .751 S01 .806 S02 .922 S04 .827 S03 .846 P01 .761 P02 .684 P03 .848 P04 .812 BP01 .842 BP02 .872 BP04 .622 BP03 .773
(Nguồn: Trích kết quả phân tích SPSS của tác giả, 2018)
4.2.2.2. Kết quả phân tích EFA cho biến phụ thuộc giá trị cảm nhận tổng thể đối với sản phẩm nước mắm truyền thống đối với sản phẩm nước mắm truyền thống
Từ kết quả phân tích EFA cho biến phụ thuộc ta thấy hệ số KMO có giá trị là 0,732 (>0,5), giá trị sig của kiểm định Bartlett’s Test là 0,000 < 0,05 nên dữ liệu đạt yêu cầu để phân tích nhân tố khám phá EFA. Đồng thời, tại điểm dừng có hệ số Eigeinvalue là 2,509 (>1) do đó có 1 nhân tố được rút trích tương ứng với 1 khái niệm giá trị cảm nhận tổng thể với tổng phương sai trích là 50,178% (>50%) và các hệ số tải nhân tố của các biến quan sát lên nhân tố mà nó hội tụ đều lớn hơn 0.5
Bảng 4.5: Hệ số KMO và kiểm định bartlett’s Test
KMO and Bartlett's Test
Giá trị KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) .732
Kiểm định Bartlett
Giá trị Chi bình phương xấp xỉ 265.665
df 10
Sig. .000
Bảng 4.6: Phân tích nhân tố khám phá của biến phụ thuộc
Tổng phương sai trích
Nhân tố Eigenvalues khởi tạo Extraction Sums of Squared
Loadings Tổng Phần trăm phương sai Phần trăm tích lũy Tổng Phần trăm phương sai Phần trăm tích lũy 1 2.509 50.178 50.178 2.509 50.178 50.178 2 .867 17.332 67.510 3 .703 14.051 81.560 4 .636 12.715 94.276 5 .286 5.724 100.000
(Nguồn: Trích kết quả phân tích SPSS của tác giả, 2018) Bảng 4.7: Kết quả EFA của biến phụ thuộc
Nhân tố 1 PV01 .642 PV02 .683 PV03 .845 PV04 .531 PV05 .797
(Nguồn: Trích kết quả phân tích SPSS của tác giả, 2018)
Như vậy, thơng qua phân tích EFA cho biến phụ thuộc ta thấy có 1 nhân tố được rút trích tương ứng với biến phụ thuộc trong mơ hình nghiên cứu, khơng có biến quan sát nào trong thang đo bị loại khỏi trong q trình phân tích EFA.
Kết quả phân tích EFA cho biến độc lập và biến phụ thuộc có tổng cộng 31 biến quan sát được đưa vào phân tích và có hai biến quan sát bị loại khỏi thang đo còn lại 29 biến quan sát tương ứng với 6 khái niệm trong mơ hình nghiên cứu được đưa vào phân tích EFA.
4.3 Phân tích hồi quy
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