Kết quả kiểm định Bartlett trong bảng kiểm định KMO và Bartlett's (bảng số 11a, phụ lục 4) với sig = 0.000 và chỉ số KMO = 0.867> 0.5 đáp ứng được yêu cầu. Tại mức giá trị Eigenvalues = 1.183, phân tích nhân tố đã trích được 4 nhân tố và với tổng phương sai trích là 74.620% (lớn hơn 50%) đạt yêu cầu (bảng số 11b, phụ lục 4).
Kết quả tại bảng 4.5 (xem chi tiết bảng số 11c, phụ lục 4) cho thấy hệ số tải nhân tố của các biến này đều lớn hơn 0.5 đạt yêu cầu.Dựa trên phân tích của bảng ma trận xoay nhân tố (bảng 4.5), kết quả thang đo có tổng cộng 4 nhân tố được rút trích từ 16 biến quan sát được nhóm lại bằng lệnh trung bình (mean) như sau:
Nhân tố thứ nhất gồm 5 biến quan sát (CL1, CL2, CL4, CL5, CL6) được
nhóm lại bằng lệnh trung bình và được đặt tên là nhận thức về chất lượng sản phẩm ký hiệu CL.
Nhân tố thứ hai gồm 4 biến quan sát (HV1, HV2, HV3, HV4) được nhóm
lại bằng lệnh trung bình và được đặt tên là nhận thức kiểm soát hành vi ký hiệu HV.
Nhân tố thứ ba gồm 4 biến quan sát (GC1,GC2,GC3,GC4) được nhóm lại
bằng lệnh trung bình và được đặt tên là nhận thức về giá ký hiệu GC.
Nhân tố thứ tư gồm 3 biến quan sát (CQ1, CQ2, CQ3) được nhóm lại bằng
lệnh trung bình và được đặt tên là chuẩn chủ quan ký hiệu CQ.
Bảng 4.5: Ma trận xoay nhân tố lần 2 NHÂN TỐ NHÂN TỐ Đặt tên nhân tố 1 2 3 4 CL1 .736 .117 .250 .279 Nhận thức về chất lượng sản phẩm (CL) CL2 .675 .146 .332 .267 CL4 .802 .147 .216 .188 CL5 .858 .209 .038 .033 CL6 .837 .206 .026 -.084
GC1 .131 .223 .793 .091 Nhận thức về giá (GC) GC2 .189 .051 .781 .267 GC3 .114 .192 .809 .242 GC4 .186 .130 .807 .230 CQ1 .088 .166 .316 .789 Chuẩn chủ quan (CQ) CQ2 .214 .185 .187 .799 CQ3 .091 .124 .229 .857 HV1 .169 .880 .121 .107 Nhận thức kiểm soát hành vi (HV) HV2 .214 .772 .179 .187 HV3 .241 .781 .126 .069 HV4 .098 .867 .156 .165
4.3.2 Phân tích nhân tố khám phá thang đo nhân tố ý định mua
Kết quả kiểm định Bartlett (Bartlett’s test of sphericity) trong bảng kiểm định KMO và Bartlett's (bảng 12a, phụ lục 4) với sig = 0.000 và chỉ số KMO = 0.672 đều đáp ứng được yêu cầu.
Bảng 4.6: tổng hợp kết quả phân tích nhân tố ý định mua
STT Thông số Giá trị Thỏa mãn
điều kiện
1 KMO 0.672 ≥ 0.5
2 Sig. của Bartlett's Test 0.000 ≤ 0.05
3 Eigenvalues 1.994 > 1
4 Tổng phương sai trích 66.454% ≥50%
Tại các mức giá trị Eigenvalues = 1.994 (bảng 12b, phụ lục 4), phân tích nhân tố đã rút trích được 1 nhân tố từ 3 biến quan sát với phương sai trích là 66.454% (> 50%) đạt yêu cầu.
Dựa trên phân tích của bảng ma trận xoay nhân tố (bảng số 12c, phụ lục 4), lệnh trung bình được sử dụng để nhóm 3 biến đạt yêu cầu (YD1, YD2, YD3) với hệ
Bảng 4.7: Diễn giải các nhân tố sau khi xoay nhân tố.
STT Mã
hóa Diễn giải
Nhân tố nhận thức về chất lượng sản phẩm (CL)
Nhân tố
1
CL1 Sản phẩm đồ chơi Trung Quốc có mẫu mã đẹp
CL2 Sản phẩm đồ chơi Trung Quốc không đáng tin cậy về chất lượng CL4 Sản phẩm đồ chơi Trung Quốc có độ bền cao
CL5 Sản phẩm đồ chơi Trung Quốc giúp trẻ phát huy tính sáng tạo khi sử dụng
CL6 Sản phẩm đồ chơi Trung Quốc hấp dẫn người tiêu dùng.
Nhân tố nhận thức kiểm soát hành vi (HV)
Nhân tố
2
HV1 Sản phẩm đồ chơi Trung Quốc dễ dàng được tìm thấy ở các cửa hàng, siêu thị, chợ.
HV2 Việc sử dụng sản phẩm đồ chơi Trung Quốc phụ thuộc vào sở thích của con/ cháu tơi.
HV3 Việc sử dụng sản phẩm đồ chơi Trung Quốc hồn tồn do tơi quyết định.
HV4 Vì tơi khơng có lựa chọn khác nên tôi chọn sử dụng sản phẩm đồ chơi Trung Quốc
Nhân tố nhận thức về giá (GC)
Nhân tố
3
GC1 Sản phẩm đồ chơi Trung Quốc có giá rẻ
GC2 Với giá cả của sản phẩm đồ chơi Trung Quốc có thể chấp nhận được
GC3 Sản phẩm đồ chơi Trung Quốc có giá cả phù hợp với chất lượng.
GC4 Sản phẩm đồ chơi Trung Quốc có giá cả phù hợp với túi tiền của tôi.
Nhân tố
4
CQ1 Gia đình khun tơi khơng nên sử dụng sản phẩm đồ chơi xuất xứ Trung Quốc
CQ2 Bạn bè khuyên tôi không nên sử dụng sản phẩm đồ chơi xuất xứ Trung Quốc
CQ3 Những thông tin về đồ chơi xuất xứ Trung Quốc của các Cơ quan chức năng có ảnh hưởng đến ý định của tôi.
Nhân tố ý định mua (YD)
Ý định s
ử
dụng
YD1 Anh/Chị đã có ý định chọn mua sản phẩm sản phẩm đồ chơi Trung Quốc trước khi đến cửa hàng
YD2 Anh/Chị sẽ giới thiệu cho bạn bè, người thân sản phẩm đồ chơi Trung Quốc
YD3 Anh/Chị cho rằng những người khác cũng sử dụng sản phẩm đồ chơi Trung Quốc
4.4 Mơ hình hiệu chỉnh sau khi phân tích nhân tố khám phá
Sau khi phân tích và kiểm định bằng hệ tin cậy Cronbach’s alpha và nhân tố khám phá (EFA), 4nhân tố với 17 biến tác động đến ý định sử dụng ban đầu vẫn còn nguyên4nhân tố với 16 biến, chỉ loại 1 biến CL3 (bảng 4.5).Nhân tốý định sử dụnggồm 3 biến vẫn giữ ngun. Do đó, mơ hình nghiên cứu và các giả thuyết ban đầu (trình bày ở chương 2) vẫn giữ nguyên.
4.5 Phân tích tương quan hồi qui tuyến tính bội 4.5.1 Xác định biến độc lập và biến phụ thuộc. 4.5.1 Xác định biến độc lập và biến phụ thuộc.
Căn cứ vào mơ hình nghiên cứu, ta có phương trình hồi quy tuyến tính bội diễn tả các nhân tố ảnh hưởng đến ý định sử dụng là:
YD = β0 + β1*CL + β2*HV + β3*GC + β4*CQ
Các biến độc lập (Xi): nhân tốnhận thức về chất lượng sản phẩm(CL), nhân tốnhận thức kiểm soát hành vi(HV), nhân tốnhận thức về giá(GC), nhân tốchuẩn chủ quan(CQ)
βk là hệ số hồi quy riêng phần (k=0…4)
4.5.2 Phân tích tương quan
Trước khi tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính bội thì việc xem xét mối tương quan tuyến tính giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc và giữa các biến độc lập với nhau là công việc phải làm và hệ số tương quan Pearson trong ma trận hệ số tương quan là phù hợp để xem xét mối tương quan này. (Hoàng trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008)
Kết quả phân tích tương quan tại bảng 4.8 (chi tiết trong bảng số 12, phụ lục 4), ta thấy hệ số tương quan giữa nhân tốý định sử dụng với4 biến độc lập cao (thấp nhất là 0.503). Sơ bộ ta có thể kết luận 4 biến độc lập CL, HV, GC, CQ có thể đưa vào mơ hình để giải thích cho biến YD. Nhưng hệ số tương quan giữa các biến độc lập cũng hơi cao. Do đó, kiểm định đa cộng tuyến cần được tiến hành trong các bước tiếp theo để xác định xem các biến độc lập có ảnh hưởng lẫn nhau hay khơng.
Bảng 4.8: ma trận tương quan Pearson
YD CL HV GC CQ
YD
Tương quan Pearson 1 .583** .503** .594** .530**
Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000
CL
Tương quan Pearson 1 .445** .432** .375**
Sig. (2-tailed) .000 .000 .000
HV
Tương quan Pearson 1 .396** .382**
Sig. (2-tailed) .000 .000
GC
Tương quan Pearson 1 .545**
Sig. (2-tailed) .000
CQ
Tương quan Pearson 1
4.5.3 Hồi qui tuyến tính bội.
Để kiểm định sự phù hợp giữa bốn nhân tố ảnh hưởng đến ý định sử dụng, hàm hồi qui tuyến tính bội với phương pháp đưa vào một lượt (Enter) được sử dụng. Nghĩa là phần mềm SPSS xử lý tất cả các biến đưa vào một lần và đưa ra các thông số thống kê liên quan đến các biến. Hệ số hồi qui riêng phần đã chuẩn hóa của nhân tố nào càng lớn thì mức độ ảnh hưởng của nhân tố đó đến ý định sử dụng càng cao, nếu cùng dấu thì mức độ ảnh hưởng thuận chiều và ngược lại.
Kết quả phân tích hồi qui bội tại bảng 4.9, các giá trị Sig. với các nhân tốCL, HV, GC, CQ đều rất nhỏ (nhỏ hơn 0.05). Vì vậy, có thể khẳng định các nhân tố này có ý nghĩa trong mơ hình.
Bảng 4.9: Kết quả phân tích hồi qui bội
Mơ hình
Hệ số hồi qui chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi qui đã chuẩn hóa T Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Std.
Error Beta Tolerance VIF
1 Hằng số .600 .239 2.507 .013 CL .328 .064 .309 5.091 .000 .714 1.401 HV .181 .060 .180 3.000 .003 .730 1.370 GC .208 .047 .286 4.420 .000 .627 1.595 CQ .121 .040 .190 3.014 .003 .660 1.515 a. Dependent Variable: YD
4.5.4 Kiểm tra các giả định hồi qui
Phân tích hồi qui khơng chỉ là việc mơ tả các dữ liệu quan sát được mà còn phải suy rộng cho mối liên hệ giữa các biến trong tổng thể từ các kết quả quan sát được trong mẫu đó. Kết quả của mẫu suy rộng ra cho giá trị của tổng thể phải đáp ứng các giả định cần thiết dưới đây:
Giả định liên hệ tuyến tính: giả định này sẽ được kiểm tra bằng biểu đồ phân tán scatter cho phần dư chuẩn hóa (Standardized residual) và giá trị dự dốn
chuẩn hóa (Standardized predicted value). Kết quả tại hình 4.1cho thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên qua đường thẳng qua điểm 0, khơng tạo thành một hình dạng nào cụ thể nào. Như vậy, giả định liên hệ tuyến tính được đáp ứng.
Hình 4.1: đồ thị phân tán phần dư
Giả định phương sai của sai số không đổi: kiểm định tương quan hạng Spearman (bảng số 17, phụ lục 4) cho thấy giá trị sig của các biến CL, HV, GC, CQ với giá trị tuyệt đối của phần dư (ABS1) lần lượt là 0.297; 0.368; 0.165; 0.079 đều lớn hơn 0.05, nghĩa là phương sai của sai số không đổi. Như vậy, giả định phương sai của sai số không đổi không bị vi phạm.
Giả định khơng có tương quan giữa các phần dư: đại lượng thống kê Durbin-Watson (d) được dùng để kiểm định tương quan chuỗi bậc nhất. Kết quả nhận được từ bảng 4.10 cho thấy đại lượng thống kê Durbin-Watson có giá trị là 1.987, nằm trong khoảng từ 1 đến 3, nên chấp nhận giả thuyết khơng có sự tương quan chuỗi bậc nhất trong mơ hình.
Giả định phần dư có phân phối chuẩn: kiểm tra biểu đồ phân tán của phần
dư hình 4.2 cho thấy phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn (trung bình mean gần bằng 0 và độ lệch chuẩn Std. gần bằng 1). Như vậy, giả định phần dư có phân phối chuẩn khơng bị vi phạm.Như vậy, mơ hình hồi qui bội đáp ứng được tất cả các giả định.
Hình 4.2: biểu đồ tần số Histogram
4.5.5 Kiểm định độ phù hợp mơ hình và hiện tượng đa cộng tuyến. Kiểm định độ phù hợp của mơ hình Kiểm định độ phù hợp của mơ hình
Hệ số R² điều chỉnh là thước đo sự phù hợp được sử dụng cho tình huống hồi quy tuyến tính bội vì nó khơng phụ thuộc vào độ lệch phóng đại của hệ số R². Kết quả phân tích hồi qui bội (bảng 4.10) cho thấy R² điều chỉnh (Adjusted R Square) bằng 0.530, nghĩa là mức độ phù hợp của mơ hình là 53%.
Bảng 4.10: Model Summaryb Model R R Square Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin-Watson 1 .735a .541 .530 .40349 1.987 a. Predictors: (Constant), CQ, CL, HV, GC b. Dependent Variable: YD
Kết quả nhận được từ bảng ANOVAb (bảng 4.11) cho thấy trị thống kê Fvới giá trị Sig. rất nhỏ (= 0.000 < 0.05) cho thấy sẽ an toàn bác bỏ giả thiết Ho. Như vậy, có thể kết luận rằng mơ hình hồi qui bội thỏa mãn các điều kiện đánh giá và kiểm định độ phù hợp cho việc rút ra các kết quả nghiên cứu.
Bảng 4.11: ANOVAb Model Model Sum of Squares Df Mean Square F Sig. 1 Regression 33.574 4 8.393 51.556 .000a Residual 28.490 175 .163 Total 62.064 179 a. Predictors: (Constant), CQ, CL, HV, GC b. Dependent Variable: YD
Hiện tượng đa cộng tuyến
Đo lường đa cộng tuyến được thực hiện, kết quả cho thấy hệ số phóng đại phương sai (VIF) có giá trị từ 1.370 đến 1.595 (bảng 4.9) đạt yêu cầu (VIF<10). Vậy mơ hình hồi quy tuyến tính bội khơng có hiện tượng đa cộng tuyến, mối quan hệ giữa các biến độc lập khơng ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mơ hình.
4.5.6 Phương trình hồi qui tuyến tính bội
Với tập dữ liệu thu được trong phạm vi nghiên cứu của đề tài và dựa vào bảng kết quả hồi quy tuyến tính bội (bảng 4.9), phương trình hồi quy tuyến tính bội thể hiện các nhân tố ảnh hưởng đến ý định sử dụng như sau:
YD = 0.600 + 0.328*CL + 0.181*HV + 0.208*GC + 0.121*CQ
Các biến độc lập (Xi): nhân tố nhận thức về chất lượng sản phẩm(CL), nhân tốnhận thức kiểm soát hành vi(HV), nhân tố nhận thức về giá(GC), nhân tố chuẩn chủ quan(CQ)
Biến phụ thuộc (Y): ý định sử dụng(YD).
4.6 Tóm tắt kết quả kiểm định các giả thuyết
Kết quả hồi quy cho thấy 4 nhân tố: nhận thức về chất lượng sản phẩm, nhận thức kiểm soát hành vi, nhận thức về giá, chuẩn chủ quan ảnh hưởng thuận chiều đến ý định sử dụng. Do đó, các giả thuyết H1, H2, H3, H4 như trình bày được chấp nhận. Trong đó, nhân tố ảnh hưởng nhạnh nhất đến ý định sử dụng là nhân tố nhận
thức về chất lượng, thứ hai là nhân tố nhận thức về giá, nhận thức kiểm soát hành vi và chuẩn chủ quan lần lượt ảnh hưởng lên ý định sử dụng.
Bảng 4.12: Kết quả kiểm định các giả thuyết
Giả
Thuyết Tên giả thuyết Sig VIF Kết quả
H1
Khi người tiêu dùng cảm nhận chất lượng về sản phẩm giải trí của trẻ em có xuất Trung Quốc đảm bảo chất lượng sẽ tác động tích cực đến ý định mua của người tiêu dùng.
0.000 1.401 Chấp
nhận
H2
Khi người tiêu dùng cảm nhận giá cả của sản phẩm giải trí của trẻ có xuất xứ Trung Quốc có giá rẻ, phù hợp với thu nhập của người tiêu dùng sé tác động tích cực đến ý định mua của người tiêu dùng.
0.000 1.595 Chấp
nhận
H3
Chuẩn chủ quan gồm các yếu như ảnh hưởng của bạn bè, ảnh hưởng của người thân trong gia đình, hay các thông tin về sản phẩm trên các phương tiện thông tin đại chúng có tác động cùng chiều đến ý định mua sản phẩm giải trí trẻ em có xuất xứ Trung Quốc.
0.003 1.515 Chấp
nhận
H4
Nhận thức kiểm soát hành vi bao gồm các yếu tố như sự dễ tìm thấy, các sản phẩm giải trí trẻ em xuất xứ Trung Quốc tại các cửa hàng, hay sự thiết kế và màu sắc sinh động của các sản phẩm dễ dàng tác động đến ý định mua của người tiêu dùng.
0.003 1.370 Chấp
4.7 Phân tích ảnh hưởng của biến định tính trong đánh giá ý định mua. 4.7.1 Kiểm định sự khác biệt về giới tính trong đánh giá sự ý định mua
Kết quả kiểm định t - test (bảng 4.13) cho thấy khơng có sự khác biệt trong đánh giá ý định chọn mua giữa nam và nữ khác nhau do trị Sig = 0.589>0.05.
Bảng 4.13: Independent Samples Test Levene's Test Levene's Test
for Equality of
Variances t-test for Equality of Means
F Sig. t df Sig. (2- tailed) Mean Difference Std. Error Difference YD Equal variances assumed .638 .426 .542 178 .589 .04825 .08904
Equal variances not
assumed .545
165.
313 .586 .04825 .08848
4.7.2 Phân tích sự khác biệt về độ tuổi trong đánh giá ý định mua
Kết quả kiểm định Levene (bảng 4.14) cho thấy trị Sig = 0.990 > 0.05 nên phương sai các nhóm khơng khác nhau một cách có ý nghĩa. Do đó, có thể sử dụng kết quả phân tích ANOVA ở bảng tiếp theo.
Bảng 4.14: Test of Homogeneity of Variances YD YD
Levene Statistic df1 df2 Sig.
.038 3 176 .990
Kết quả kiểm định phương sai Oneway Anova (bảng 4.15) cho thấy khơng có sự khác biệt trong đánh giá ý định chọn mua giữa các đối tượng khảo sát có độ tuổi khác nhau do trị Sig = 0.673> 0.05.
Bảng 4.15: ANOVA ANOVA ANOVA YD Sum of Squares df Mean Square F Sig. Between Groups .540 3 .180 .515 .673 Within Groups 61.525 176 .350 Total 62.064 179
4.7.3 Phân tích sự khác biệt về nghề nghiệp trong đánh giá ý định mua
Kết quả kiểm định Levene (bảng 4.16) cho thấy trị Sig = 0.093> 0.05 nên phương sai các nhóm khơng khác nhau một cách có ý nghĩa. Do đó, có thể sử dụng kết quả phân tích ANOVA ở bảng tiếp theo.
Bảng 4.16: Test of Homogeneity of Variances
YD
Levene Statistic df1 df2 Sig.
1.919 5 174 .093
Kết quả kiểm định phương sai Oneway Anova (bảng 4.17) cho thấy có sự khác biệt trong đánh giá ý định chọn mua giữa các đối tượng khảo sát có nghề nghiệp khác nhau do trị Sig = 0.023< 0.05. Bảng 4.17: ANOVA YD Sum of Squares df Mean Square F Sig. Between Groups 4.434 5 .887 2.678 .023 Within Groups 57.630 174 .331