Biến quan sát Nhân tố 1 2 3 4 ESE5 0,811 ESE1 0,796 ESE4 0,785 ESE2 0,774 ESE3 0,767 ESE6 0,764 ESE7 0,748 ESE9 0,717 ESE8 0,701 ESE10 0,640 AE1 0,828 AE2 0,816 AE4 0,794 AE6 0,771 AE7 0,757 AE3 0,756 AE5 0,686 PBC2 0,824 PBC3 0,801 PBC1 0,609 SN2 0,872 SN3 0,815 SN1 0,669
4.3.2 Kết quả phân tích EFA biến phụ thuộc ý định tập thể dục thường xuyên trong thời kỳ mang thai trong thời kỳ mang thai
Thang đo ý định tập thể dục thường xuyên trong thời kỳ mang thai có 03 biến quan sát. Sau khi phân tích Cronbach’s alpha, các biến đều đảm bảo độ tin cậy, không biến nào bị loại nên tiếp tục tiến hành phân tích nhân tố khám phá để kiểm định giá trị hội tụ của thang đo này. Phân tích EFA được sử dụng với một mẫu gờm 227 bà mẹ đang mang thai ở TP HCM với kết quả được trình bày trong bảng 4.6, bảng 4.7 và bảng 4.8.
Kết quả này dựa vào phép trích nhân tố là Principal Component với phép quay vng góc Varimax và điểm dừng khi trích các yếu tố có Eiganvalues ≥ 1 đối với 03 biến quan sát của nhân tố phụ thuộc.
Chỉ số KMO là 0,686 (Bảng 4.6) > 0,5: đạt yêu cầu
Kiểm định Bartlett: Sig. = 0,000 (Bảng 4.6) < 0,05: đạt yêu cầu
Bảng 4.6: Chỉ số KMO và kiểm định Bartlett
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. 0,686
Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 147,630
df 3
Sig. 0,000
Kết quả phân tích (Bảng 4.7) cho thấy có một nhân tố trích được tại Eiganvalues 1,974 > 1 với tổng phương sai trích (Total Variance Explained) là 65,799% > 50%. Điều này có nghĩa là nhân tố này lấy được 65,799% phương sai của 03 biến quan sát đo lượng khái niệm ý định tập thể dục thường xuyên của phụ nữ mang thai tại TP. HCM. Các trọng số của thang đo ý định tập thể dục thường xuyên trong thời kỳ mang thai (EI) đều đạt yêu cầu (>50%). Trọng số nhỏ nhất 0,797 là của biến EI3 và trọng số lớn nhất là 0,826 của biến EI2.
Như vậy thang đo ý định tập thể dục thường xuyên của phụ nữ mang thai tại TP. HCM đạt giá trị hội tụ. Vì chỉ có một nhân tố nên tác giả khơng xem xét giá trị phân biệt.
Bảng 4.7: Tổng phương sai trích
Component
Initial Eigenvalues
Extraction Sums of Squared Loadings Tổng cộng % Phương sai % Tích lũy Tổng cộng % Phương sai % Tích lũy 1 1,974 65,799 65,799 1,974 65,799 65,799 2 0,544 18,143 83,942 3 0,482 16,058 100,000
Bảng 4.8: Ma trận nhân tố Tên Tên biến Nhân tố 1 EI1 0,810 EI2 0,826 EI3 0,797
4.4 Phân tích hồi quy đa biến
4.4.1 Ma trận tương quan giữa các biến
Bước đầu tiên khi tiến hành phân tích hời quy đa biến là xem xét các mối tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc và từng biến độc lập cũng như giữa các biến độc lập với nhau. Nếu hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập lớn chứng tỏ giữa chúng có mối quan hệ với nhau và phân tích hời quy có thể phù hợp. Vì thế, ta xem xét bảng ma trận hệ số tương quan giữa các biến (Bảng 4.9) được trình bày dưới đây:
Bảng 4.9: Ma trận hệ số tương quan giữa các biến
AE SN PBC ESE EI AE Pearson Correlation 1 Sig. (2-tailed) N 227 SN Pearson Correlation 0,439** 1 Sig. (2-tailed) 0,000 N 227 227 PBC Pearson Correlation 0,402** 0,514** 1 Sig. (2-tailed) 0,000 0,000 N 227 227 227
ESE Pearson Correlation 0,433** 0,330** 0,456** 1
Sig. (2-tailed) 0,000 0,000 0,000
N 227 227 227 227
EI Pearson Correlation 0,397** 0,493** 0,673** 0,518** 1
Sig. (2-tailed) 0,000 0,000 0,000 0,000
N 227 227 227 227 227
Kết quả từ Bảng 4.9 cho thấy, các biến độc lập có tương quan với biến phụ thuộc, đồng thời các biến độc lập đạt giá trị phân biệt. Vì thế, tác giả tiếp tục đưa tất cả các biến vào phân tích hời quy đa biến để phân tích sự tác động của các biến độc lập đến biến phụ thuộc.
4.4.2 Xây dựng mơ hình hồi quy
Phương pháp được dùng để kiểm định mơ hình nghiên cứu và các giả thuyết nghiên cứu là phương pháp phân tích hời quy đa biến. Phân tích hời quy đa biến sẽ giúp chúng ta biết được cường độ tác động của các biến độc lập lên biến phụ thuộc.
Kết quả phân tích hời quy đa biến bằng phần mềm SPSS 20.0 với phương pháp Enter (đồng thời) được thể hiện trên Bảng 4.10, bảng 4.11 và Bảng 4.12 cụ thể như sau:
Bảng 4.10: Tóm tắt mơ hình hồi quy
Mơ hình R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn ước lượng Thay đổi Durbin- Watson R2 thay đổi F thay đổi df1 df2 Sig. F thay đổi 1 0,728a 0,530 0,522 0,52538 0,530 62,627 4 222 0,000 1,753
a. Biến độc lập: (hằng số), ESE, SN, AE, PBC b. Biến phụ thuộc: EI
Bảng 4.11: Kết quả phân tích ANOVAa
Mơ hình Tổng độ lệch bình phương Bậc tự do Bình phương trung bình F Sig. 1 Hồi quy 69,146 4 17,286 62,627 0,000b Phần dư 61,277 222 0,276 Tổng cộng 130,423 226 a. Biến phụ thuộc: EI
Bảng 4.12: Kết quả mơ hình hồi quyaMơ hình Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận của biến Hệ số phóng đại phương sai VIF 1 Hằng số 0,704 0,228 3,086 0,002 AE 0,040 0,060 0,037 0,674 0,501 0,703 1,422 SN 0,164 0,059 0,157 2,798 0,006 0,670 1,492 PBC 0,410 0,050 0,469 8,115 0,000 0,633 1,579 ESE 0,222 0,051 0,236 4,349 0,000 0,717 1,395 a. Biến phụ thuộc: EI
4.4.2.1 Kiểm định mức độ phù hợp của mơ hình
Trong mơ hình hời quy đa biến, vì có nhiều biến độc lập nên chúng ta phải dùng hệ số xác định điều chỉnh R2 (Adjusted R Squared) để đánh giá độ phù hợp của mơ hình. Kết quả tóm tắt mơ hình hờ quy đa biến được thể hiện trên Bảng 4.10
cho thấy, hệ số xác định R2 = 0,530 (≠ 0) và R2 hiệu chỉnh = 0,522. Kiểm định F
(Bảng 4.11 Kết quả phân tích ANOVAa) cho thấy mức ý nghĩa Sig. = 0,000. Kiểm
định đa cộng tuyến (Bảng 4.12), chúng ta thấy rằng VIF (Variance Infltion Factor) của các biến độc lập đều nhỏ hơn 2.
Như vậy, mơ hình hời quy phù hợp, hay nói cách khác các biến độc lập giải thích được 52,2% phương sai của biến phụ thuộc ý định tập thể dục thường xuyên ở phụ nữ mang thai tại TP. HCM (EI).
4.4.2.2 Xác định tầm quan trọng của các biến trong mơ hình
Bảng Kết quả mơ hình hời quy (Bảng 4.12) cho thấy, trong bốn biến được đưa vào mô hình hồi quy đa biến thì có ba biến có tác động có ý nghĩa đến ý định tập thể dục thường xuyên ở phụ nữ mang thai tại TP. HCM đó là chuẩn chủ quan (SN), kiểm soát hành vi cảm nhận (PBC), tập thể dục tự hiệu quả (ESE) vì cả ba biến đều có Sig. < 0,05. Cịn yếu tố thái độ (AE) tác động khơng có ý nghĩa đến ý
định tập thể dục thường xuyên ở phụ nữ mang thai tại TP. HCM (Sig. = 0,501 > 0,05).
Về mức độ ảnh hưởng (tầm quan trọng) của các biến độc lập lên biến phụ thuộc được so sánh thông qua hệ số Beta (β) chuẩn hóa. Căn cứ vào kết quả trên Bảng 4.12 cho chúng ta thấy có ba yếu tố tác động đến ý định tập thể dục thường xuyên ở phụ nữ mang thai tại TP. HCM được sắp xếp theo thứ tự quan trọng giảm dần như sau: kiểm soát hành vi cảm nhận (β = 0,469, p<0,01), tập thể dục tự hiệu quả (β = 0,236, p<0,01), chuẩn chủ quan (β = 0,157, p<0,01).
Như vậy, từ việc phân tích kết quả kiểm định, các giả thuyết H2, H3, H4 đã hỗ trợ nghiên cứu và H1 bị bác bỏ.
Giả thuyết H2: Chuẩn chủ quan có tác động tích cực (+) đến ý định tập thể dục thường xuyên ở phụ nữ mang thai.
Giá trị Sig. = 0,000 < 0,01, β = 0,157; giả thuyết H2 hỗ trợ nghiên cứu với mức ý nghĩa 1%
Giả thuyết H3: Kiểm sốt hành vi cảm nhận có tác động tích cực (+) đến ý định tập thể dục thường xuyên ở phụ nữ mang thai.
Giá trị Sig. = 0,000 < 0,01, β = 0,469; giả thuyết H3 hỗ trợ nghiên cứu với mức ý nghĩa 1%
Giả thuyết H4: Tập thể dục tự hiệu quả có tác động tích cực (+) đến ý định tập thể dục thường xuyên ở phụ nữ mang thai.
Giá trị Sig. = 0,000 < 0,01, β = 0,236; giả thuyết H4 hỗ trợ nghiên cứu với mức ý nghĩa 1%
4.4.2.3 Dị tìm sự vi phạm các giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tính
Kiểm tra giả định liên hệ tuyến tính: phương pháp được sử dụng là đồ thị Scatterplot với giá trị phần dư chuẩn hóa (Standardized Residual) trên trục tung và giá trị dự đốn chuẩn hóa (Standardized Predicted Value) trên trục hồnh. Nếu giả định liên hệ tuyến tính và phương sai bằng nhau được thỏa mãn, thì ta sẽ khơng nhận thấy có liên hệ gì giữa các giá trị dự đốn và phần dư, chúng sẽ phân tán rất ngẫu nhiên (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Quan sát hình 4.1 ta thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên chứ không tạo thành một hình dạng nào. Điều này có nghĩa là giả định liên hệ tuyến tính khơng bị vi phạm.
Hình 4.1: Đồ thị phân tán Scatterplot
Kiểm tra giả định về phân phối chuẩn của phần dư: phần dư có thể khơng tn theo phân phối chuẩn vì những lý do như: sử dụng sai mô hình, phương sai không phải là hằng số, số lượng các phần dư không đủ nhiều đề phân tích,... Chúng ta sẽ sử dụng các biểu đồ tần số (Histogram, P-P plot) của các phần dư (đã được chuẩn hóa) để kiểm tra giả định này.
Kết quả biểu đồ tần số Histogram của phần dư được thể hiện trong hình 4.2
cho thấy phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn (trung bình Mean = 7,70*-16 gần bằng 0 và
độ lệch chuẩn Std Dev. = 0,991 tức là gần bằng 1). Điều này có nghĩa là giả định về phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Hình 4.2: Đồ thị tần số Histogram
Kết quả biểu đồ tần số P-P plot được thể hiện trong Hình 4.3 cho thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng, nên ta có thể kết luận là giả định về phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Kiểm tra giả định về tính độc lập của sai số (khơng có tương quan giữa các phần dư): ta dùng đại lượng thống kê Durbin-Waston (d) để kiểm định tương quan của các sai số kề nhau (tương quan chuỗi bậc nhất). Giả thuyết khi tiến hành kiểm định này là:
Ho: 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 (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Theo kết quả từ Bảng 4.10, cho kết quả giá trị d = 1,753 < 2 có nghĩa là giá trị d tính được rơi vào miền chấp nhận giả thuyết khơng có tương quan chuỗi bậc nhất. Như vậy, ta có thể kết luận là khơng có tương quan giữa các phần dư.
Kiểm tra giả định khơng có mối tương quan giữa các biến độc lập (đo lường đa cộng tuyến). Cộng tuyến là trạng thái trong đó các biến độc lập có tương quan chặt chẽ với nhau (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Các cơng cụ chẩn đốn giúp ta phát hiện sự tồn tại của cộng tuyến trong dữ liệu và đánh giá mức độ cộng tuyến làm thối hóa các tham số được ước lượng là: độ chấp nhận của biến (Tolerance), hệ số phóng đại phương sai (Variance Inflation Factor – VIF). Nếu độ chấp nhận của một biến nhỏ, thì nó gần như là một kết hợp tuyến tính của các biến độc lập khá, và quy tắc là khi VIF vượt quá 10 đó là dấu hiệu của đa cộng tuyến.
Nhìn kết quả từ Bảng 4.12 cho thấy, các hệ số phóng đại phương sai VIF của các biến độc lập khá nhỏ, cao nhất là 1,579 < 2 (trong khi hệ số VIF của một biến độc lập > 10 mới được xem là có hiện tượng đa cộng tuyến). Điều này có nghĩa là khơng có mối tương quan giữa các biến độc lập trong mơ hình.
Như vậy, mơ hình hời quy đa biến được xây dựng không vi phạm các giả định cần thiết trong hời quy tuyến tính.
4.5 Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu liên quan yếu tố nhân khẩu học về ý định tập thể dục thường xuyên ở phụ nữ mang thai tại TP. HCM định tập thể dục thường xuyên ở phụ nữ mang thai tại TP. HCM
Phân tích ANOVA một chiều được sử dụng để xác định mối liên hệ của các yếu tố nhân khẩu học ảnh hưởng khác nhau vào ý định tập thể dục thường xuyên ở phụ nữ mang thai tại TP. HCM. (xem phụ lục 7: Kết quả kiểm định ANOVA)
4.5.1 Kiểm định sự khác biệt theo độ tuổi
Để đánh giá khác biệt giữa các nhóm phụ nữ mang thai phân theo độ tuổi, tác giả tiến hành phân tích phương sai ANOVA mức ý nghĩa α = 5% (tức là độ tin cậy 95%), tác giả thu được kết quả như sau:
Kết quả kiểm định ANOVA cho thấy: kiểm định Levene về phương sai đồng nhất khơng có ý nghĩa (Sig. = 0,123 > 0,05), nghĩa là khơng có sự khác biệt về phương sai của các nhóm. Tiếp theo, kết quả kiểm định sự khác biệt giữa các nhóm cũng cho thấy khơng có sự khác biệt giữa các nhóm (Sig. = 0,972 > 0,05).
Vậy ta có thể kết luận: ở độ tin cậy 95% khơng có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về ý định tập thể dục thường xuyên trong thai kỳ giữa bốn nhóm phụ nữ mang thai có độ tuổi khác nhau.
4.5.2 Kiểm định sự khác biệt về trình độ học vấn
Để đánh giá khác biệt giữa các nhóm phụ nữ mang thai phân theo trình độ, tác giả tiến hành phân tích phương sai ANOVA mức ý nghĩa α = 5% (tức là độ tin cậy 95%), tác giả thu được kết quả như sau:
Kết quả kiểm định ANOVA cho thấy: kiểm định Levene về phương sai đờng nhất khơng có ý nghĩa (Sig. = 0,251 > 0,05), nghĩa là khơng có sự khác biệt về phương sai của các nhóm. Tiếp theo, kết quả kiểm định sự khác biệt giữa các nhóm cũng cho thấy khơng có sự khác biệt giữa các nhóm (Sig. = 0,211 > 0,05).
Vậy ta có thể kết luận: ở độ tin cậy 95% khơng có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về ý định tập thể dục thường xuyên trong thai kỳ giữa bốn nhóm phụ nữ mang thai có trình độ học vấn khác nhau.
4.5.3 Kiểm định sự khác biệt về nghề nghiệp
Để đánh giá khác biệt giữa các nhóm phụ nữ mang thai phân theo nghề nghiệp, tác giả tiến hành phân tích phương sai ANOVA mức ý nghĩa α = 5% (tức là độ tin cậy 95%), tác giả thu được kết quả như sau:
Kết quả kiểm định ANOVA cho thấy: kiểm định Levene về phương sai đồng nhất khơng có ý nghĩa (Sig. = 0,613 > 0,05), nghĩa là khơng có sự khác biệt về phương sai của các nhóm. Tiếp theo, kết quả kiểm định sự khác biệt giữa các nhóm cũng cho thấy khơng có sự khác biệt giữa các nhóm (Sig. = 0,393 > 0,05).
Vậy ta có thể kết luận: ở độ tin cậy 95% khơng có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về ý định tập thể dục thường xuyên trong thai kỳ giữa sáu nhóm phụ nữ mang thai có nghề nghiệp khác nhau.
4.5.4 Kiểm định sự khác biệt về thu nhập hàng tháng của hộ gia đình
Để đánh giá khác biệt giữa các nhóm phụ nữ mang thai phân theo thu nhập hàng tháng của hộ gia đình, tác giả tiến hành phân tích phương sai ANOVA mức ý nghĩa α = 5% (tức là độ tin cậy 95%), tác giả thu được kết quả như sau:
Kết quả kiểm định ANOVA cho thấy: kiểm định Levene về phương sai đờng nhất khơng có ý nghĩa (Sig. = 0,025 < 0,05), nghĩa là có sự khác biệt về phương sai của các nhóm. Tiếp theo, kết quả kiểm định sự khác biệt giữa các nhóm cũng cho thấy khơng có sự khác biệt giữa các nhóm (Sig. = 0,737 > 0,05). Để kiểm chứng kết quả trên, tác giả dùng phép kiểm định hậu ANOVA (ANOVA Post Hoc tests) đối với yếu tố ý định tập thể dục thường xuyên trong thai kỳ vì do phương sai khác nhau (Sig. = 0,025 < 0,05). Phương pháp kiểm định được sử dụng trong trường hợp này là Tamhane’s T2 (kiểm định t từng cặp với phương sai khác nhau) theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008 và kết quả kiểm định Post Hoc tests cũng cho thấy khơng có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về ý định tập thể dục thường xuyên trong thai kỳ giữa bốn nhóm phụ nữ mang thai có thu nhập hàng tháng của hộ gia đình khác nhau vì mức ý nghĩa Sig. giữa các nhóm đều lớn hơn 0,05.