Hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) 0.771 Kiểm định
Bartlett của thang đo
Giá trị Chi bình phương 1077.399
df 3
Sig - mức ý nghĩa quan sát 0 Bảng 4.9: Tổng phương sai trích của biến phụ thuộc Nhân
tố
Giá trị Eigenvalues ban đầu Tổng hệ số tải bình phươngrút trích nhân tố Tổng cộng Phần trăm của phương sai Phần trăm tích lũy Tổngcộng Phần trăm của phương sai Phần trăm tích lũy 1 2.746 91.519 91.519 2.746 91.519 91.519 2 0.151 5.027 96.546 3 0.104 3.454 100
Bảng 4.10: Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA của biến phụ thuộc
Nhân tố 1
HV1 0.965
HV2 0.952
HV3 0.952
4.3 Phân tích tương quan
Trước khi tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính đa biến, mối tương quan tuyến tính giữa các biến cần phải được xem xét. Điều kiện là kiểm tra các giá trị trên đường chéo xem giá trị có bằng 1 hay khơng, và phần tam giác phía dưới hay phía trên đường chéo này, các giá trị sẽ đối xứng qua đường chéo (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Qua kết quả phân tích cho thấy các giá trị đối xứng qua đường chéo, và các giá trị nằm trên đường chéo là số 1, hệ số tương quan giữa biến Hành vi mua (biến phụ thuộc) với các biến độc lập từ 0.27 trở lên (thỏa mãn điều kiện -1 ≤ r ≤ +1) (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Ma trận này cho thấy có mối tương quan giữa biến “hành vi mua” (biến phụ thuộc) với từng biến độc lập, cũng như tương quan giữa các biến độc lập với nhau. Do đó, có thể kết luận rằng các biến có thể đưa vào mơ hình để giải thích biến phụ thuộc (Hành vi mua). Bảng 4.11: Ma trận tương quan SK TD MT CL GC KT AT HV CQ SK Tương quan Pearson 1 .021 .609** .000 .334** .557** .429** .590** .060 TD Tương quan Pearson .021 1 .019 .520** .145** -.001 .123 .413** .561** MT Tương quan Pearson .609* * .019 1 -.025 .238** .595** .297** .542** -.035 CL Tương quan Pearson 0 .520** -.025 1 .085 -.018 .046 .324** .541**
GC Tương quan Pearson .334* * .145** .238** .085 1 .293** .404** .421** .122* KT Tương quan Pearson .557* * -.001 .595** -.018 .293** 1 .313** .466** -.026 AT Tương quan Pearson .429* * .123* .297** .046 .404** .313** 1 .429** .072 HV Tương quan Pearson .590* * .413** .542** .324** .421** .466** .429** 1 .314** CQ Tương quan Pearson .590* * .413** .542** .324** .421** .466** .429** 1 .314** **. tương quan có ý nghĩa ở mức 0.01 (2 đuôi).
4.4. Kiểm định các giả thuyết và mơ hình nghiên cứu
Mơ hình nghiên cứu sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA và mơ trận tương quan cho thấy các nhân tố đưa ra là phù hợp và qua phân tích ma trận tương quan cho thấy các biến độc lập có quan hệ với biến phụ thuộc (hành vi mua của khách hàng) và vì vậy tiếp theo tác giả sẽ tiến hành kiểm định các giả thuyết đặt ra bằng hồi quy. Sử dụng phương pháp đưa vào lần lượt (Enter) đây là phương pháp mặc định trong chương trình, và sử dụng nhân số của nhân tố (factor scores) để thực hiện hồi quy tuyến tính.
Để đánh giá độ phù hợp của mơ hình, các nhà nghiên cứu sử dụng hệ số xác định R2 (R- square) ( Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008) để đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình nghiên cứu, hệ số xác định R2 là hàm không giảm theo số biến độc lập được đưa vào mơ hình, nếu số biến độc lập được đưa thêm vào mơ hình thì R2 càng tăng. Tuy nhiên điều này cũng được chứng minh rằng khơng phải phương trình càng có nhiều biến sẽ càng phù hợp hơn với dữ liệu (tức là tốt hơn).
trong hồi quy tuyến tính bội thường dùng hệ số R-square điều chỉnh để đánh giá độ phù hợp của mơ hình vì nó khơng thổi phồng mức độ phù hợp của mơ hình.
Bên cạnh đó, cần kiểm tra hiện tượng tương quan bằng hệ số Durbin-Watson (d) đại lượng (d) có giá trị biến thiên trong khoảng 0 đến 4 (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Song song đó, kiểm tra có hiện tượng đa cộng tuyến bằng hệ số phóng đại phương sai VIF với điều kiện VIF < 10 (có nghĩa là nếu VIF > 10 thì có xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến) (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008)
Ngoài ra, kiểm định ANOVA được sử dụng để kiểm tra tính phù hợp của mơ hình với tập dữ liệu. Nếu mức ý nghĩa của kiểm định < 0.05 thì có thể kết luận mơ hình hồi quy phù hợp với tập dữ liệu. Mặt khác, hệ số Beta chuẩn hóa được dùng để đánh giá mức độ quan trọng của từng nhân tố (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008), hệ số Beta chuẩn hóa của biến nào càng cao thì mức độ tác động của biến đó và hành vi mua của khách hàng càng cao.
4.4.1 Phân tích hồi quy tuyến tính đa biến
Kết quả hồi quy tuyến tính bội ở bảng …… cho thấy mơ hình có R2 = 0.624 và R2 điều chỉnh là 0.615, nghĩa là mơ hình tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức 61,5% hay mơ hình đã giải thích được 61,5% sự biến thiên của biến phụ thuộc (Hành vi mua). Bên cạnh đó, kết quả phân tích hồi quy cho thấy hệ số Durbin-Watson = 1.652. Hệ số này nằm trong miền chấp nhận giả thuyết khơng có tự tương quan chuỗi bậc nhất (các phần dư khơng có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau). Do đó, Kết quả cho thấy các phần dư khơng có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau. Cũng theo kết quả phân tích hồi quy cho thấy mơ hình khơng bị vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến do hệ số phóng đại phương sai của các biến độc lập (VIF) đều nhỏ hơn 2. Mặt khác, phân tích ANOVA cho thấy thơng số F đạt giá trị 69.653 được tính từ R2 của mơ hình với mức ý nghĩa Sig = 0.000 cho thấy mơ hình hồi quy tuyến tính đa biến xây dựng là phù hợp với bộ dữ liệu thu thập được và các biến đưa vào đều có ý nghĩa về mặt thống kê với mức ý nghĩa 5%. Như vậy, các biến độc lập trong mơ hình có quan hệ với biến phụ thuộc (hành vi mua).
Bảng 4.12: Kết quả hồi qui của mơ hình
Hình trị R điều chỉnh lượng độ lệch chuẩn Durbin- Watson Mức độ thay đổi R2 Mức thay đổi F df1 df2 Mức thay đổi Sig. F 1 .790a 0.624 0.615 0.34685 0.624 69.653 8 336 0 1.652 a. Biến độc lập: CQ, KT, GC, AT, CL, MT, TD, SK b. Biến phụ thuộc: HV
Bảng 4.13: Bảng phân tích phương sai ANOVA
Mơ hình Tổngbình phương df Bình phương trung bình F Sig. 1 Hồi quy 67.038 8 8.380 69.653 .000b Phần dư 40.423 336 .120 Tổng cộng 107.461 344 a. biến phụ thuộc: HV b.biến độc lập: CQ, KT, GC, AT, CL, MT, TD, SK Bảng 4.14: Bảng tóm tắt hệ số hồi quy
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 .260 .159 1.637 .103 SK .176 .029 .289 6.144 .000 0.507 1.971 TD .162 .027 .259 6.035 .000 0.606 1.65 MT .185 .034 .250 5.443 .000 0.529 1.889 CL .115 .032 .150 3.578 .000 0.638 1.568 GC .107 .029 .140 3.709 .000 0.782 1.28 KT .061 .031 .087 1.979 .049 0.573 1.745 AT .083 .031 .104 2.655 .008 0.730 1.37 CQ .043 .033 .056 1.296 .196 0.589 1.698 a. biến phụ thuộc: HV
Qua kết quả trong bảng 4.14 cho thấy tất cả 8 nhân tố đều có tác động dương (hệ số Beta dương) đến hành vi mua của khách hàng với mức ý nghĩa Sig thấp nhất là = 0.196, ngoại trừ hằng số, loại biến CQ vì có Sig 0.196 > 0.05, do đó khơng có ý nghĩa trên mơ hình hồi quy. Các biến còn lại gồm SK, TD, MT, CL, GC, KT, AT đều có sig kiểm định t nhỏ hơn 0.05, do đó các biến này đều có ý nghĩa thống kê, đều tác động lên biến phụ thuộc HV.
Phương trình hồi quy tuyến tính được trích theo hệ số Beta chuẩn hóa có dạng như sau
HV = 0.289*SK+ 0.259*TD+ 0.250*MT+0.150*CL+0.140*GC + 0.087*KT+ 0.104*AT
Ghi chú:
HV: hành vi mua SK: ý thức về sức khỏe TD: thái độ MT: ý thức về môi trường
CL: chất lượng GC: giá cả
KT: kiến thức về TPHC AT: an toàn thực phẩm
Từ phương trình trên, có thể thấy thành phần ý thức về sức khỏe có hệ số hồi quy chuẩn hóa cao nhất (hệ số Beta = 0.289, Sig = 0.000), có nghĩa là thành phần này có mức độ tác động lớn nhất đến hành vi mua hàng. Điều này có nghĩa là khi thành phần ý thức về sức khỏe được cải thiện tăng lên 1 đơn vị và các nhân tố khác khơng thay đổi thì hành vi mua của khách hàng tăng lên tương ứng.
Nhân tố thái độ tác động mạnh thứ hai đến hành vi mua là sự đáp ứng với hệ số Beta chuẩn hóa= 0.259, Sig = 0.000. Điều đó có nghĩa khi thái độ tăng lên 1 đơn vị và các nhân tố khác khơng thay đổi thì hành vi mua của khách hàng tăng lên tương ứng.
Kế tiếp là nhân tố ý thức về mơi trường có tác động mạnh thứ ba đến hành vi mua của khách hàng với hệ số Beta chuẩn hóa = 0.250, Sig = 0.000. Điều này có nghĩa là khi nhân tố ý thức về môi trường tăng lên 1 đơn vị và các nhân tố khác khơng thay đổi thì hành vi mua của khách hàng tăng lên tương ứng.
Tiếp đến là nhân tố chất lượng có tác động mạnh thứ tư đến hành vi mua của khách hàng với hệ số Beta chuẩn hóa = 0.150, Sig = 0.000. Điều này có nghĩa là khi nhân tố chất lượng tăng lên 1 đơn vị và các nhân tố khác khơng thay đổi thì hành vi mua của khách hàng tăng lên tương ứng.
Kế đến là nhân tố giá cả có tác động mạnh thứ năm đến hành vi mua của khách hàng với hệ số Beta chuẩn hóa = 0.140, Sig = 0.000. Điều này có nghĩa là khi nhân tố giá cả tăng lên 1 đơn vị và các nhân tố khác không thay đổi thì hành vi mua của khách hàng tăng lên tương ứng
Kế đến nữa là nhân tố an tồn thực phẩm có tác động mạnh thứ sáu đến hành vi mua của khách hàng với hệ số Beta chuẩn hóa = 0.104, Sig = 0.008. Điều này có nghĩa là khi nhân tố an toàn thực phẩm tăng lên 1 đơn vị và các nhân tố khác khơng thay đổi thì hành vi mua của khách hàng tăng lên tương ứng.
Sau cùng là nhân tố kiến thức về TPHC có tác động mạnh thứ bảy và yếu nhất đến hành vi mua của khách hàng với hệ số Beta chuẩn hóa = 0.087, Sig = 0.049. Điều này có nghĩa là khi nhân tố kiến thức về TPHC tăng lên 1 đơn vị và các nhân tố khác khơng thay đổi thì hành vi mua của khách hàng tăng lên tương ứng.
Tóm lại tất cả các nhân tố đề xuất trong mơ hình nghiên cứu đều có tác động đến hành vi mua của khách hàng và qua đó những nhân tố nào tác động mạnh nhất đến hành vi mua thì nên duy trì và phát huy thêm nữa còn những nhân tố nào tác động yếu đến hành vi mua cần phải xem xét và điều chỉnh thêm nữa để làm sao hàng tăng khả năng ra quyết định mua sản phẩm hữu cơ của khách hàng, giúp cho công ty tạo ra được lợi lợi nhuận để phát triển cơng ty của mình và làm tăng lợi lợi thế cạnh tranh với các cơng ty khác.
Hình 4.4: Biểu đồ phân tán
Từ biểu đồ phân tán giữa hai biến giá trị dự đốn chuẩn hóa (Standardized Predicted Value) và phần dư chuẩn hóa (Standardized residual) các điểm dữ liệu phân bố tập trung xung quanh đường tung độ 0 và có xu hướng tạo thành một đường thẳng. Vì vậy giả định liên hệ tuyến tính khơng bị vi phạm.2
Hình 4.5: Biểu đồ phân tán phần dư chuẩn hóa
Qua kết quả của hình biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa và biểu đồ Q-Q Plot cho thấy phân phối của phần dư là phân phối chuẩn. Như vậy giả định về phân phối chuẩn của phần dư chuẩn hóa khơng bị vi phạm. Theo kết quả hình biểu đồ Q-Q Plot cho thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng, nên ta kết luận là giả thuyết phân phối chuẩn khơng bị vi phạm.
Hình 4.6: Biểu đồ Q-Q Plot
4.4.2 Giá trị các biến trong mơ hình nghiên cứu
Theo kết quả phân tích ở trên, có 7 thành phần tác động đến hành vi mua của khách hàng theo thứ tự từ lớn đến bé (giảm dần), cụ thể đó là: (1) ý thức về sức khỏe, (2) thái độ, (3) ý thức về môi trường, (4) chất lượng, (5) giá cả, (6) kiến thức về TPHC, (7) an toàn thực phẩm
Để hiểu rõ hơn về hành vi mua của khách hàng đối với từng biến độc lập, cần xem xét giá trị trung bình từng thang đo của các biến độc lập qua công cụ thống kê, nội dung cụ thể như sau
1. Ý thức về sức khỏe
Thành phần Ý thức về sức khỏe sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA gồm có 6 biến quan sát: SK1, SK2, SK3, SK4, SK5, SK6. Kết quả cho thấy thành phần ý thức về sức khỏe
chưa được khách hàng đánh giá cao, trung bình đạt 3.238 [(SK1 + SK2 + SK3 + SK4 + SK5 + SK6)/6].
Trong đó cao nhất là biến SK6 “Tơi quan tâm liệu thực phẩm hữu cơ có tốt cho sức khỏe hay khơng” với trung bình là 3.345; thấp nhất là biến SK5 “Tơi thường phải hy sinh một vài lợi ích để bảo vệ sức khỏe cho mình” với trung bình là 3.13 các biến cịn lại có trung bình từ 3.2 trở lên. Điều này chứng tỏ hiện nay khách hàng quan nhiều đến thực phẩm có tốt cho sức khỏe hay khơng hồn tồn đạt đến mức đồng ý (mức 4: đồng ý), đặc biệt là cần cải thiện lại SHL1 cho tốt hơn nữa vì khách hàng đánh giá thấp nhất trong thang đo
Hình 4.7: Điểm trung bình thang đo ý thức về sức khỏe
2. Thái độ
Thành phần Thái độ sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA gồm có 5 biến quan sát: TD1, TD2, TD3, TD4, TD5. Kết quả cho thấy thành phần thái độ chưa được khách hàng
đánh giá cao, trung bình đạt 3.389 [(TD1+ TD2+TD3+TD4+TD5)/5]. Trong đó cao nhất là biến TD5 “Tiêu dùng thực phẩm hữu cơ tốt cho sức khỏe hơn thực phẩm thông thường” ; thấp nhất 3.49 là biến TD1 “Thực phẩm hữu cơ có ít dư lượng hóa học hơn thực phẩm thơng thường” với trung bình là 3.281 các biến cịn lại có trung bình từ 3.3 trở lên. Điều này chứng tỏ thực phẩm hữu cơ thật sự tốt cho sức khỏe nhưng chưa làm cho khách hàng hoàn toàn đạt đến mức đồng ý (mức 4: đồng ý), đặc biệt là cần cải thiện lại TD1 cho tốt hơn nữa vì khách hàng đánh giá thấp nhất trong thang đo
Hình 4.8: Điểm trung bình thang đo thái độ
3. Ý thức về môi trường
Thành phần Ý thức về mơi trường sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA gồm có 5 biến quan sát: MT1, MT2, MT3, MT4, MT5. Kết quả cho thấy thành phần Ý thức về mơi trường chưa được khách hàng đánh giá cao, trung bình đạt 3.482 [(TD1+ TD2+TD3+TD4+TD5)/5]. Trong đó cao nhất 3.591 là biến MT1 “Mọi người khuyên tôi sử
dụng thực phẩm hữu cơ để bảo vệ môi trường” ; thấp nhất là biến MT2 “Ơ nhiễm mơi trường sẻ được cải thiện nếu chúng ta sử dụng sản phẩm hữu cơ” và biến MT3 “Tơi đọc mọi thơng tin về mơi trường” với trung bình là 3.435 các biến cịn lại có trung bình từ 3.5 trở lên. Điều này chứng tỏ sử dụng sản phẩm hữu cơ để bảo vệ môi trường nhưng chưa làm cho khách hàng hoàn toàn đạt đến mức đồng ý (mức 4: đồng ý), đặc biệt là cần cải thiện lại MT2 và MT3 cho tốt hơn nữa vì khách hàng đánh giá thấp nhất trong thang đo
Hình 4.9: Điểm trung bình thang đo ý thức về môi trường
4. Chất lượng
Thành phần Chất lượng sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA gồm có 5 biến quan sát: CL1, CL2, CL3, CL4, CL5. Kết quả cho thấy thành phần Chất lượng chưa được khách hàng