CHƯƠNG 2 : CƠ SỞ LÝ THUYẾT
4.2 Kiểm định độ tin cậy thang đo thông qua hệ số Cronbach alpha 42
4.2.1 Kiểm định thang đo cảm nhận về trách nhiệm xã hội của ngành tiêu dùng dùng
Kết quả Cronbach alpha của các thang đo bốn thành phần riêng biệt cảm nhận về trách nhiệm xã hội doanh nghiệp ngành tiêu dùng (xem Phụ lục 11) được thể hiện trong Bảng 4.3.
Các thang đo thể hiện bằng 16 biến quan sát. Các thang đo này đều có hệ số tin cậy Cronbach alpha đạt yêu cầu ( > 0.7 ). Cụ thể, Cronbach alpha của cảm nhận về trách nhiệm kinh tế là 0,852; của cảm nhận về trách nhiệm đạo đức – pháp luật là 0,735; của cảm nhận về trách nhiệm từ thiện là 0,804; và của cảm nhận về trách nhiệm môi trường là 0,804.
Hơn nữa các hệ số tương quan biến tổng (hiệu chỉnh) đều cao - đều lớn hơn
0,30 - cho thấy các thang đo này có tương quan chặc chẽ với nhau trong từng nhóm
biến. Và hầu hết các hệ số alpha nếu loại biến đều nhỏ hơn hệ số alpha của các
thang đo tương ứng, trừ biến KT04, DD03 và TT01. Nếu loại các biến này thì hệ số Cronbach alpha sẽ tăng lên, tuy nhiên vì tương quan biến tổng đều đạt yêu cầu lớn
hơn 0,30, cho nên các biến đo lường các khái niệm nghiên cứu đều được sử dụng
Bảng 4.3: Cronbach alpha các thành phần thang đo cảm nhận về trách nhiệm xã hội doanh nghiệp
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến
Tương quan biến – tổng
Cronbach alpha nếu loại
biến Cảm nhận về trách nhiệm kinh tế: alpha = 0.852
KT01 18.73 8.167 .752 .801 KT02 18.84 8.692 .653 .826 KT03 18.54 8.280 .678 .818
KT04 19.12 8.096 .564 .854
KT05 18.87 7.767 .706 .810
Cảm nhận về trách nhiệm đạo đức – pháp luật: alpha = 0.735
DD01 8.77 4.623 0.644 0.561 DD02 9.03 4.031 0.573 .636
DD03 9.18 4.933 0.476 0.741
Cảm nhận về trách nhiệm từ thiện: alpha = 0.804
TT01 8.75 3.359 .578 .810
TT02 8.82 3.330 .688 .697 TT03 8.89 3.101 .693 .687
Cảm nhận về trách nhiệm môi trường: alpha = 0.804
MT01 15.78 11.005 .576 .770 MT02 15.52 11.561 .519 .787 MT03 15.82 10.839 .599 .763 MT05 15.41 11.353 .563 .774 MT06 15.44 11.143 .697 .736
Nguồn: Số liệu điều tra 2014, chiết suất từ SPSS
4.2.2 Kiểm định thang đo về dự định mua lại của người tiêu dùng
Thang đo này đều có hệ số tin cậy Cronbach alpha đạt yêu cầu. Cụ thể,
cronbach alpha của hành vi dự định mua lại là 0,846.
Hơn nữa các hệ số tương quan biến tổng đều cao - đều lớn hơn 0,60 – cho thấy các thang đo này có tương quan chặc chẽ với nhau trong từng nhóm biến. Và các hệ số alpha nếu loại biến đều nhỏ hơn hệ số alpha của các thang đo, cho nên thang đo
được giữ lại để tiếp tục sử dụng trong phân tích EFA kế tiếp.
Bảng 4.4: Cronbach alpha các thành phần thang đo hành vi dự định mua lại của người tiêu dùng
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến
Tương quan biến – tổng
Cronbach alpha nếu loại
biến Dự định mua lại: alpha = 0.846
RPI01 9.13 3.249 .659 .839 RPI02 9.34 2.732 .799 .705 RPI03 9.69 2.441 .711 .804
Nguồn: Số liệu điều tra 2014, chiết suất từ SPSS
4.3 Kiểm định giá trị thang đo thông qua phân tích nhân tố khám phá EFA
4.3.1 Kiểm định giá trị thang đo cảm nhận về trách nhiệm xã hội doanh nghiệp ngành tiêu dùng (xem Phụ lục 13) nghiệp ngành tiêu dùng (xem Phụ lục 13)
Giả thuyết Ho được đặt ra là ma trận tương quan giữa 16 biến quan sát trong tổng thể là ma trận đơn vị, có nghĩa là giữa các biến khơng có mối tương quan với nhau. Kiểm định KMO và Barlett ta có kết quả sig = 0.000 và hệ số KMO = 0.862 > 0.5, do đó, từ chối giả thuyết Ho, đồng thời khẳng định các biến có mối tương quan với nhau và việc phân tích nhân tố khám phá (EFA) là phù hợp trong nghiên cứu này.
Bảng 4.5. Kiểm định KMO và Barlett thang đo cảm nhận về trách nhiệm xã hội doanh nghiệp ngành tiêu dùng
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy 0.862
Bartlett’s Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 2501.997
df 136 Sig. .000
Nguồn: Số liệu điều tra 2014, chiết suất từ SPSS
Kết quả phân tích nhân tố EFA cho thang đo các thành phần của cảm nhận về trách nhiệm xã hội doanh nghiệp ngành tiêu dùng có 4 yếu tố được trích tại giá trị Eigen là 1,058 và tổng phương sai trích được là 64.668% - đạt yêu cầu. Tất cả các biến quan sát đều đo lường nhân tố đã được thiết lập ban đầu với mức trọng số tải nhân tố > 0.5, do đó giá trị thang đo là phù hợp với mơ hình nghiên cứu.
Bảng 4.6: Kết quả phân tích nhân tố khám phá của thang đo cảm nhận trách nhiệm xã hội doanh nghiệp ngành tiêu dùng
Biến quan sát Hệ số tải nhân tố của các thành phần
1 2 3 4 KT01 .839 KT02 .746 KT03 .815 KT04 .592 KT05 .765 DD01 .818 DD02 .830 DD03 .664 TT01 .659 TT02 .793 TT03 .796 MT01 .639 MT02 .548 MT03 .859 MT05 .647 MT06 .720 Giá trị Eigen 5.935 2.049 1.620 1.058 Phương sai trích % 37.094 12.804 10.126 6.613
Nguồn: Số liệu điều tra 2014, chiết suất từ SPSS
4.3.2 Kiểm định giá trị thang đo về dự định mua lại của người tiêu dùng
Kết quả kiểm định KMO và Barlett (xem Phụ lục 14) cho thấy tất cả các chỉ số
đều đạt yêu cầu, cụ thể: kiểm định KMO và Barlett có kết quả sig = 0.000 và hệ số
Kết quả phân tích EFA cho thấy, có 1 yếu tố được trích tại mức giá trị Eigen = 2.315, và phương sai trích được là 77.165 %, như vậy phương sai trích đạt yêu cầu. Thêm vào đó, các biến quan sát đều đo lường nhân tố đã được thiết lập ban đầu với mức trọng số tải nhân tố > 0.7, do đó ta có thể kết luận các thang đo biểu thị hành vi
dự định mua lại của người tiêu dùng đã đạt giá trị hội tụ. Hay nói cách khác, các
biến quan sát đã đại diện được cho các khái niệm nghiên cứu cần phải đo.
Bảng 4.7: Kiểm định KMO và Barlett thang đo hành vi dự định mua lại của người tiêu dùng
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy 0.695
Bartlett’s Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 442.515
df 3 Sig. .000
Nguồn: Số liệu điều tra 2014, chiết suất từ SPSS
Bảng 4.8: Kết quả phân tích nhân tố khám phá của thang đo hành vi dự định mua lại của người tiêu dùng
Biến quan sát Hệ số tải nhân tố của các thành phần
1 RPI01 .919 RPI02 .872 RPI03 .843 Giá trị Eigen 2.315 Phương sai trích 77.165
Nguồn: Số liệu điều tra 2014, chiết suất từ SPSS
4.4. Kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Hồi quy tuyến tính bội thường được dùng để kiểm định và giải thích lý thuyết nhân quả (Cooper & Schindler, 2003). Ngoài chức năng là một cơng cụ mơ tả, hồi quy tuyến tính bội cũng được sử dụng như một công cụ kết luận để kiểm định các giả thuyết và dự báo các giá trị của tổng thể nghiên cứu (Duncan, 1996). Như vậy,
đối với nghiên cứu này hồi quy tuyến tính bội là phương pháp thích hợp để kiểm định các giả thuyết nghiên cứu.
4.4.1 Nguyên tắc kiểm định
Dựa trên mơ hình nghiên cứu, mơ hình hồi quy tuyến tính bội sẽ được thành lập dựa trên mối quan hệ giữa mỗi một thành phần của hành vi mua với 4 thành phần của cảm nhận trách nhiệm xã hội doanh nghiệp ngành tiêu dùng. Mơ hình hồi quy tuyến tính đa biến tổng quát là:
Hành vi dự định mua lại = β0 + β1 KT + β2 DD + β3 TT + β4 MT +ei
Trong đó, βk (k = {1,4}) là các hệ số của phương trình hồi quy và ei là phần dư. Dựa trên kết quả phân tích nhân tố, cảm nhận về trách nhiệm xã hội doanh nghiệp ngành tiêu dùng bao gồm cảm nhận về trách nhiệm kinh tế (KT), cảm nhận về trách nhiệm đạo đức – pháp luật (DD), cảm nhận về trách nhiệm từ thiện (TT) và cảm nhận về trách nhiệm môi trường (MT), bốn yếu tố này là các biến độc lập. Và biến về hành vi dự định mua lại của người tiêu dùng là các biến phụ thuộc trong mơ hình hồi quy đã nêu trên.
Vì bản chất của nghiên cứu này là kiểm định các lý thuyết, cũng như kiểm
định kết quả các nghiên cứu trước đây khi thực hiện tại thị trường Tp.HCM, do đó
phương pháp đồng thời (ENTER) được sử dụng thông qua phần mềm xử lý thống kê SPSS, 18.0 để chạy phân tích hồi quy bội. Giá trị bội R chỉ rõ độ lớn của mối
quan hệ giữa các biến độc lập và phụ thuộc. Hệ số xác định (R2) đo lường tỉ lệ
tương quan của phương sai biến phụ thuộc mà trị trung bình của nó được giải thích
bằng các biến độc lập. Giá trị của R2 càng cao thì khả năng giải thích của mơ hình
hồi quy càng lớn và việc dự đoán biến phụ thuộc càng chính xác. Phép kiểm định
phân tích phương sai (ANOVA) được tiến hành. Nếu giá trị F có ý nghĩa đáng kể về mặt thống kê (p < 0,001), giả thuyết thuần của mối quan hệ khơng tuyến tính bị bác bỏ. Và đây là mơ hình đánh giá mức độ tác động, do đó tác giả sử dụng hệ số beta (β) là hệ số hồi quy chuẩn hóa cho phép so sánh trực tiếp giữa các hệ số, được xem như là khả năng giải thích biến phụ thuộc. Trị tuyệt đối của một hệ số beta chuẩn hóa càng lớn thì tầm quan trọng tương đối của nó trong dự báo biến phụ thuộc càng
cao. Hệ số tương quan từng phần (partial R) đo lường sức mạnh của mối quan hệ
giữa một biến phụ thuộc và một biến đơn độc lập khi ảnh hưởng dự báo của các
biến độc lập khác trong mơ hình hồi quy được giữ nguyên (Hair & ctg, 2006). Tóm lại, hệ số xác định, giá trị F, hệ số beta và hệ số tương quan từng phần được dùng để
đánh giá độ phù hợp của mơ hình và kiểm định các giả thuyết nghiên cứu (Hoàng
Trọng & Hoàng Thị Phương Thảo, 2007).
4.4.2 Kết quả kiểm định
Để tiến hành kiểm định 4 giả thuyết từ H1 đến H4, phương pháp phân tích hồi
quy (regression) với bốn biến độc lập là cảm nhận về trách nhiệm kinh tế (Kinh tế), cảm nhận về trách nhiệm đạo đức – pháp luật (Đạo đức), cảm nhận về trách nhiệm từ thiện (Từ thiện) và cảm nhận về trách nhiệm môi trường (Môi trường) với một biến phụ thuộc là dự định mua lại được thực hiện, kết quả cho thấy:
Bảng 4.9: Tóm tắt kết quả hồi quy (xem Phụ lục 15).
Các biến Hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta Sig. Hệ số tương quan từng phần (Pcor) Hệ số phóng đại phương sai VIF Phụ thuộc Độc lập Dự định mua lại Kinh tế .369 .000 .355 1.456 Đạo đức .065 .202 .072 1.261 Từ thiện .243 .000 .222 1.747 Môi trường .049 .382 .049 1.530
R2 =0.351; R2 hiệu chỉnh = 0.343; Mức ý nghĩa của F, sig = 0.000
Nguồn: Số liệu điều tra 2014, chiết suất từ SPSS
Hệ số xác định R2 = 0.351 (≠ 0), và R2 hiệu chỉnh = 0.343, với mức ý nghĩa sig. =
0.000. Kết quả kiểm định trị thống kê F và mức ý nghĩa thống kê của nó (sig. =
0.000) cho thấy mơ hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu, sử dụng
phụ thuộc. Kết quả giá trị VIF = 1.530 (< 2), cho thấy sự đa cộng tuyến rất thấp.
Cho nên mơ hình đạt yêu cầu.
4.4.2.1. Kiểm định giả thuyết 1: Cảm nhận về trách nhiệm kinh tế doanh nghiệp và dự định mua lại
Giả thuyết thứ nhất phát biểu rằng “Cảm nhận tốt của người tiêu dùng về hoạt động trách nhiệm kinh tế của doanh nghiệp có tác động tích cực đến dự định mua lại các sản phẩm từ doanh nghiệp của họ”. Kết quả hồi quy cảm nhận về trách nhiệm kinh tế là chỉ số dự báo có ý nghĩa của dự định mua lại (β = 0,369; partial R = 0,355; p = 0.000). Nói cách khác, cảm nhận về trách nhiệm kinh tế là một yếu tố quan trọng
ảnh hưởng có ý nghĩa (p < 0,01) lên dự định mua lại của người tiêu dùng. Giả
thuyết H1 được chấp nhận.
4.4.2.2 Kiểm định giả thuyết 2: Cảm nhận về trách nhiệm đạo đức – pháp luật doanh nghiệp và dự định mua lại doanh nghiệp và dự định mua lại
Giả thuyết thứ hai phát biểu rằng “Cảm nhận tốt của người tiêu dùng về hoạt
động trách nhiệm đạo đức – pháp luật của doanh nghiệp có tác động tích cực đến dự
định mua lại các sản phẩm từ doanh nghiệp của họ”. Với kết quả kiểm định: β =
0,065; partial R = 0,072; p = 0,355 đã chỉ ra rằng cảm nhận về trách nhiệm đạo đức – pháp luật doanh nghiệp tác động khơng có ý nghĩa (p > 0,01) đối với dự định mua lại. Do đó giả thuyết H2 bị bác bỏ.
4.4.2.3 Kiểm định giả thuyết 3: Cảm nhận về trách nhiệm từ thiện doanh nghiệp và dự định mua lại nghiệp và dự định mua lại
Giả thuyết thứ ba phát biểu rằng “Cảm nhận tốt của người tiêu dùng về hoạt
động trách nhiệm từ thiện của doanh nghiệp có tác động tích cực đến dự định mua
lại các sản phẩm từ doanh nghiệp của họ”. Theo kết quả hồi quy: β = 0,243; partial R = 0,222; p = 0,000, đã cho thấy cảm nhận về trách nhiệm từ thiện là một yếu tố quan trọng tác động có ý nghĩa (p <0,01) đến dự định mua lại của người tiêu dùng. Giả thuyết H3 được chấp nhận.
4.4.2.4 Kiểm định giả thuyết 4: Cảm nhận về trách nhiệm môi trường và dự định mua định mua
Giả thuyết thứ tư phát biểu rằng “Cảm nhận tốt của người tiêu dùng về hoạt
động trách nhiệm mơi trường của doanh nghiệp có ảnh hưởng tích cực đến dự định
mua lại các sản phẩm từ doanh nghiệp của họ”. Theo kết quả hồi quy, cảm nhận về
trách nhiệm môi trường là chỉ số dự báo tác động khơng có có ý nghĩa đối với dự
định mua lại β = 0,049; partial R = 0,049; p = 0.382 > 0,01. Do đó, giả thuyết H4 bị
bác bỏ.
Bảng 4.10: Tóm tắt kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu Giả
thuyết Phát biểu Kết quả
H1
Cảm nhận tốt của người tiêu dùng về hoạt động trách
nhiệm kinh tế của doanh nghiệp có tác động tích cực đến dự định mua lại các sản phẩm từ doanh nghiệp của họ.
Chấp nhận
H2
Cảm nhận tốt của người tiêu dùng về hoạt động trách
nhiệm đạo đức – pháp luật của doanh nghiệp có tác động
tích cực đến dự định mua lại các sản phẩm từ doanh
nghiệp của họ.
Bác bỏ
H3
Cảm nhận tốt của người tiêu dùng về hoạt động trách
nhiệm từ thiện của doanh nghiệp có tác động tích cực đến dự định mua lại các sản phẩm từ doanh nghiệp của họ.
Chấp nhận
H4
Cảm nhận tốt của người tiêu dùng về hoạt động trách
nhiệm môi trường của doanh nghiệp có ảnh hưởng tích
cực đến dự định mua lại các sản phẩm từ doanh nghiệp
của họ.
Bác bỏ
Như vậy, kết quả phân tích hồi quy đã chỉ ra rằng biến kinh tế và từ thiện có tác
động cùng chiều vào dự định mua của người tiêu dùng với trọng số hồi qui beta của
0.202 và 0.382), nhưng xét về mặt tương quan thì có tồn tại sự tương quan giữa hai yếu tố này với dự định mua, cụ thể biến cả hai biến này đều có tương quan thuận. Có nghĩa là mức độ giải thích của hai biến đạo đức và mơi trường đã bị che khuất bởi hai biến kinh tế và từ thiện.
Phương trình hồi quy dạng chuẩn hóa theo phương pháp Enter về dự định mua lại của người tiêu dùng:
Dự định mua lại = 0.369 x Cảm nhận về trách nhiệm kinh tế(*) + 0.065 x Cảm nhận về trách nhiệm đạo đức + 0.243 x Cảm nhận về trách nhiệm từ thiện(*) + 0.049 x Cảm nhận về trách nhiệm môi trường + ei
(*): Sig < 0.01 (tác động có ý nghĩa)
4.5. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Tương tự như kết quả nghiên cứu của Bùi Thị Lan Hương (2010) tại thị trường Việt Nam và của Ramasamy & Yeung (2008) tại thị trường Trung Quốc, nghiên cứu này cũng cho thấy người tiêu dùng có thể cảm nhận và phân biệt được 4
thành phần của hoạt động trách nhiệm xã hội doanh nghiệp được đề xướng bởi