Khái niệm Thành phần Cronbach Alpha Phƣơng sai trích (%) Đánh giá Các yếu tố ảnh hưởng lịng tin vào nhà thuốc Hình thức nhà thuốc 0.807 67.385 Đạt yêu cầu Chất lượng sản phẩm tại nhà thuốc 0.881
Chất lượng dịch vụ tại nhà thuốc 0.775
Các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định mua thuốc không kê toa
Chất lượng thuốc 0.870
70.255
Bao bì thuốc 0.858
Ảnh hưởng từ nhóm tham khảo 0.820
Lòng tin vào nhà sản xuất 0.810
Giá thuốc 0.727
Lòng tin vào nhà thuốc 0.727
Quyết định mua thuốc không kê toa 0.841 67.787
4.2.3 Điều chỉnh sau khi phân tích nhân tố khám phá (EFA)
Dựa vào kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA), các nhân tố được rút ra đều đạt yêu cầu về giá trị và độ tin cậy.
Trong đó, ba nhân tố ảnh hưởng đến lòng tin vào nhà thuốc bao gồm. Nhân tố 1 (Hình thức nhà thuốc) được đo lường bằng 4 biến quan sát, nhân tố 2 (Chất lượng sản phẩm tại nhà thuốc) được đo lường bằng 4 biến quan sát, nhân tố 3 (Chất lượng dịch vụ tại nhà thuốc) được đo lường bằng 4 biến quan sát.
Nhân tố 1 : Hình thức nhà thuốc
HT1 Hình thức bên ngồi của nhà thuốc lơi cuốn HT2 Nhà thuốc ở vị trí thuận tiện cho tơi
HT3 Nhà thuốc có niêm yết giá thuốc rõ ràng
53
Nhân tố 2 : Chất lƣợng sản phẩm tại nhà thuốc
SP1 Nhà thuốc bán những loại thuốc từ nhà sản xuất có uy tín SP2 Nhà thuốc bán những loại thuốc có nguồn gốc rõ ràng SP3 Nhà thuốc bán những loại thuốc hợp pháp
SP4 Nhà thuốc có nhiều loại thuốc để lựa chọn
Nhân tố 3 : Chất lƣợng dịch vụ tại nhà thuốc
DV2 Nhân viên nhà thuốc nhanh nhẹn
DV3 Nhân viên nhà thuốc đưa ra nhiều lựa chọn cho tôi DV4 Nhân viên nhà thuốc có đủ kiến thức để tư vấn cho tôi
DV5 Nhân viên nhà thuốc tận tình hướng dẫn tơi cách sử dụng thuốc Sáu nhân tố ảnh hưởng đến quyết định mua thuốc không kê toa bao gồm:
Nhân tố 1 : Chất lƣợng thuốc
CL1 Có hiệu quả trong điều trị
CL2 Ít tác dụng phụ
CL3 An tồn khi sử dụng chung với các thuốc khác
CL4 Dễ sử dụng
CL5 Dễ bảo quản
Nhân tố 2 : Bao bì thuốc
BN1 Bao bì nguyên vẹn
BN2 Bao bì đẹp mắt
BN3 Bao bì dễ mở
BN4 Bao bì có ghi thông tin hạn dùng
Nhân tố 3 :Ảnh hƣởng từ nhóm tham khảo
TK1 Tơi tham khảo ý kiến bác sĩ trước khi quyết định mua thuốc TK2 Tôi tham khảo ý kiến dược sĩ trước khi quyết định mua thuốc TK3 Tôi tham khảo ý kiến gia đình trước khi quyết định mua thuốc TK4 Tôi tham khảo ý kiến bạn bè trước khi quyết định mua thuốc
Nhân tố 4 : Lòng tin vào nhà sản xuất thuốc
SX1 Những nguyên liệu để sản xuất thuốc có nguồn gốc rõ ràng SX2 Nhà sản xuất được nhiều người tin tưởng
54
Nhân tố 5 : Giá thuốc
G1 Giá thuốc phù hợp với thu nhập của tôi G2 Giá thuốc phù hợp với hiệu quả điều trị
G3 Giá thuốc chấp nhận được so với các thuốc cùng loại
Nhân tố 6 : Lịng tin vào nhà thuốc
LT1 Tơi nghĩ là nhà thuốc đáng tin
LT2 Nhà thuốc được nhiều người tin tưởng
Như vậy mơ hình nghiên cứu sau khi phân tích nhân tố khám phá (EFA) vẫn giữ nguyên giống như mơ hình được đề xuất tại chương 2.
4.3 PHÂN TÍCH HỒI QUY
Từ kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA), các giả thuyết cần được kiểm định lại bằng phương pháp hồi quy. Phương pháp thực hiện hồi quy là đưa vào lần lượt (Enter). Trong nghiên cứu này có 2 phương trình hồi quy cần phải thực hiện :
1. Phương trình hồi quy bội nhằm xác định tác động của các yếu tố ảnh hưởng đến lòng tin vào nhà thuốc
2. Phương trình hồi quy bội nhằm xác định tác động của các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định mua thuốc không kê toa của người tiêu dùng
Để đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình, hệ số R2 (R Square) thường được sử dụng, hệ số xác định R2 được chứng minh là hàm không giảm theo số biến độc lập được đưa vào mơ hình, tuy nhiên khơng phải phương trình càng có nhiều biến sẽ càng phù hợp hơn với dữ liệu, R2
có khuynh hướng là một yếu tố lạc quan của thước đo sự phù hợp của mơ hình đối với dữ liệu trong trường hợp có 1 biến giải thích trong mơ hình. Như vậy, trong hồi quy tuyến tính bội thường dùng hệ số R2
điều chỉnh để đánh giá độ phù hợp của mơ hình vì nó khơng thổi phồng mức độ phù hợp của mơ hình. Ngồi ra, hiện tượng tương quan giữa các phần dư được kiểm tra bằng hệ số Durbin –Watson (1< Durbin-Watson < 3 ) và khơng có hiện tượng đa cộng tuyến bằng hệ số phóng đại phương sai VIF (VIF < 2). Bên cạnh đó, hệ số
55
Beta chuẩn hoá được dùng để đánh giá mức độ quan trọng của từng yếu tố (Hoàng Trọng & Mộng Ngọc, 2008).
4.3.1 Phân tích hồi quy tuyến tính bội cho mơ hình 1 (Xem phụ lục 12)
Kết quả hồi quy tuyến tính cho thấy :
- Hệ số R2 = 0.426 và hệ số R2 hiệu chỉnh = 0.422, nghĩa là mơ hình tuyến tính phù hợp với tập dữ liệu 42.2% (hay mơ hình giải thích được 42.2% biến thiên của biến phụ thuộc lòng tin vào nhà thuốc)
- Trị số thống kê F đạt giá trị 96.894 được tính từ giá trị R2 của mơ hình đầy đủ với mức ý nghĩa 0.000, ta có thể bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng tất cả các hệ số
hồi quy bằng 0 (ngoại trừ hằng số), mơ hình hồi quy tuyến tính bội đưa ra là phù hợp với mơ hình và dữ liệu nghiên cứu (Hồng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008)
- Hệ số Durbin-Watson đạt 2.066 đạt u cầu (1< Durbin-Watson<3) khơng có hiện tượng tương quan giữa các phần dư.
- Các giá trị VIF <2, khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
- Đồ thị phần dư phân phối chuẩn (giá trị trung bình = 0, độ lệch chuẩn=0.996 gần bằng 1)
Bảng 4.7 Kết quả phân tích hồi quy của mơ hình 1
Mơ hình R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số ƣớc lƣợng Durbin-Watson
1 .653a .426 .422 .558 2.066
ANOVAa
Mơ hình Tổng bình phƣơng df Bình phƣơng trung bình F Sig.
1
Hồi quy 90.527 3 30.176 96.894 .000b
Phần dư 121.768 391 .311
56 Mơ hình Hệ số chƣa chuẩn hố Hệ số đã chuẩn hoá t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Std. Error Beta Dung sai VIF 1 (hằng số) .672 .201 3.347 .001 Hình thức nhà thuốc .275 .046 .270 6.041 .000 .733 1.364 Chất lƣợng sản phẩm tại nhà thuốc .354 .042 .356 8.397 .000 .816 1.225 Chất lƣợng dịch vụ tại nhà thuốc .256 .055 .212 4.687 .000 .714 1.401
Biến phụ thuộc : Lòng tin vào nhà thuốc
Từ kết quả trên cho thấy tất cả các yếu tố đều có tác động dương đến lịng tin vào nhà thuốc và có ý nghĩa thống kê (Sig <0.05).
Nhƣ vậy, nghiên cứu có thể kết luận rằng các giả thuyết H6a, H6b, H6c đều đƣợc chấp nhận.
Phương trình hồi quy thứ nhất với các hệ số dạng chuẩn hoá như sau:
= + +
57
4.3.2 Phân tích hồi quy tuyến tính bội cho mơ hình 2 (Xem phụ lục 12)
Kết quả hồi quy tuyến tính cho thấy : - Hệ số R2 = 0.571 và hệ số R2
hiệu chỉnh = 0.564, nghĩa là mơ hình tuyến tính phù hợp với tập dữ liệu 56.4% (hay mơ hình giải thích được 56.4% biến thiên của biến phụ thuộc quyết định mua thuốc không kê toa),
- Trị số thống kê F đạt giá trị 85.949 được tính từ giá trị R2 của mơ hình đầy đủ với mức ý nghĩa 0.000, ta có thể bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng tất cả các hệ số hồi quy bằng 0 (ngoại trừ hằng số), mơ hình hồi quy tuyến tính bội đưa ra là phù hợp với mơ hình và dữ liệu nghiên cứu (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008)
- Hệ số Durbin-Watson đạt 1.664 đạt yêu cầu (1< Durbin-Watson<3) khơng có hiện tượng tương quan giữa các phần dư
- Các giá trị VIF <2, khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
- Đồ thị phần dư phân phối chuẩn (giá trị trung bình = 0, độ lệch chuẩn = 0.992 gần bằng 1)
Bảng 4.8 Kết quả phân tích hồi quy mơ hình 2
Mơ hình R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số ước lượng Durbin-Watson
2 .755a
.571 .564 .462 1.664
ANOVAa
Mơ hình Tổng bình phương df Bình phương trung bình F Sig.
2
Hồi quy 110.305 6 18.384 85.949 .000b
Phần dư 82.992 388 .214
58 Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hoá Hệ số đã chuẩn hoá t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Std. Error Beta Dung sai VIF 2 (hằng số) .499 .166 2.998 .003 Lòng tin vào nhà thuốc .537 .037 .563 14.718 .000 .756 1.323 Chất lƣợng thuốc .142 ,033 .164 4.279 .000 .752 1.329 Bao bì thuốc -.047 .034 -.059 -1.398 .163 .612 1.635 Ảnh hƣởng từ nhóm tham khảo .084 .030 .098 2.760 .006 .870 1.149 Lòng tin vào nhà sản xuất thuốc .060 .033 .075 1.799 .073 .631 1.584 Giá thuốc .145 .037 .158 3.890 .000 .673 1.485
Biến phụ thuộc : Quyết định mua thuốc không kê toa
Từ kết quả trên cho thấy, các yếu tố LT (Lòng tin vào nhà thuốc), CL (Chất lượng thuốc), G (Giá thuốc), TK (Ảnh huởng từ nhóm tham khảo) đều có tác động dương đến biến phụ thuộc QD (Quyết định mua thuốc khơng kê toa) và đều có ý nghĩa thống kê (Sig. < 0.05).
Nhƣ vậy, nghiên cứu có thể kết luận các giả thuyết H1, H4, H5, H6 đều đƣợc chấp nhận.
Các yếu tố BN (bao bì thuốc) và SX (Lòng tin vào nhà sản xuất thuốc) đều có Sig. > 0.05 nên khơng có ý nghĩa về mặt thống kê,. Trên thực tế, người tiêu dùng chú ý nhiều đến chất lượng (hiệu quả) của thuốc mang lại, vì vậy rất khó đánh giá được chất lượng thuốc nếu dựa vào yếu tố bao bì và lịng tin vào nhà sản xuất. Người tiêu dùng tại thành phố Hồ Chí Minh cho rằng các yếu tố bao bì thuốc và lịng tin vào nhà sản xuất ít quan trọng hơn so với các yếu tố còn lại trong quyết định mua thuốc không kê toa. Do vậy, giả thuyết H2, H3 bị bác bỏ.
59
Phương trình hồi quy thứ hai với hệ số dạng chuẩn hố như sau:
Trong đó :
Nhƣ vậy mơ hình nghiên cứu đƣợc điều chỉnh sau khi phân tích hồi quy nhƣ sau :
Hình 4.1 Mơ hình nghiên cứu đã đƣợc điều chỉnhẢnh hƣởng từ Ảnh hƣởng từ nhóm tham khảo Chất lƣợng thuốc Giá thuốc Lòng tin vào nhà thuốc Quyết định mua thuốc khơng kê
toa Hình thức nhà thuốc Chất lƣợng dịch vụ Chất lƣợng sản phẩm 0.158 0.164 0.098 0.563 0.270 0.212 0.356
60
4.4 ĐÁNH GIÁ MỨC ĐỘ ẢNH HƢỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ ĐẾN
QUYẾT ĐỊNH MUA THUỐC KHÔNG KÊ TOA CỦA NGƢỜI TIÊU DÙNG 4.4.1 Đánh giá mức độ ảnh hƣởng các yếu tố đến lòng tin vào nhà thuốc
Hệ số Beta chuẩn hoá được sử dụng để đánh giá mức độ ảnh hưởng của các yếu tố đối với lòng tin vào nhà thuốc của người tiêu dùng tại thành phố Hồ Chí Minh.
Bảng 4.9 Mức độ tác động của các yếu tố đến lòng tin nhà thuốc
Yếu tố Hệ số Beta đã chuẩn hoá Sig.
SP (Chất lượng sản phẩm tại nhà thuốc) .356 .000
HT (Hình thức nhà thuốc) .270 .000
DV (Chất lượng dịch vụ tại nhà thuốc) .212 .000
Yếu tố SP (Chất lượng sản phẩm tại nhà thuốc) có hệ số Beta lớn nhất (= 0.356, Sig. =0.000), điều này cho thấy người tiêu dùng tại thành phố Hồ Chí Minh quan tâm nhiều đến chất lượng sản phẩm được bán tại nhà thuốc. Nếu người tiêu dùng cảm nhận chất lượng sản phẩm tại nhà thuốc tăng lên 1 lần thì lịng tin của họ vào nhà thuốc đó sẽ tăng lên 0.356 lần, trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi. Yếu tố HT (Hình thức nhà thuốc) có hệ số Beta chuẩn hố = 0.270 tác động mạnh thứ 2 vào lòng tin vào nhà thuốc. Cuối cùng là yếu tố DV (Chất lượng dịch vụ tại nhà thuốc) có hệ số Beta = 0.212.
4.4.2 Đánh giá mức độ ảnh hƣởng của các yếu tố đến quyết định mua thuốc không kê toa thuốc không kê toa
Hệ số Beta chuẩn hoá được sử dụng để đánh giá mức độ ảnh hưởng của các yếu tố đối với quyết định mua thuốc không kê toa của người tiêu dùng.
Bảng 4.10 Mức độ tác động của các yếu tố đến quyết định mua thuốc không kê toa
Yếu tố Hệ số Beta đã chuẩn hoá Sig.
LT (Lòng tin vào nhà thuốc) .563 .000
CL (Chất lượng thuốc) .164 .000
G (Giá thuốc) .158 .000
61
Dựa trên hệ số Beta chuẩn hố có thể thấy rằng lịng tin vào nhà thuốc có ảnh hưởng nhiều nhất đến quyết định mua thuốc không kê toa của người tiêu dùng (hệ số Beta chuẩn hố = 0.537), có nghĩa là nếu lịng tin vào nhà thuốc của người tiêu dùng tăng lên 1 lần thì quyết định mua thuốc khơng kê toa của họ tại nhà thuốc đó sẽ tăng lên 0.537 lần trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi. Tiếp theo yếu tố CL (chất lượng thuốc) tác động mạnh thứ 2 lên quyết định mua thuốc của người tiêu dùng (hệ số Beta chuẩn hoá = 0.164), tiếp theo lần lượt là yếu tố G (Giá thuốc) và TK (Ảnh hưởng từ nhóm tham khảo).
4.5 KIỂM ĐỊNH SỰ KHÁC BIỆT TRONG QUYẾT ĐỊNH MUA THUỐC KHƠNG KÊ TOA GIỮA CÁC NHĨM NGƢỜI TIÊU DÙNG THUỐC KHƠNG KÊ TOA GIỮA CÁC NHĨM NGƢỜI TIÊU DÙNG
4.5.1 Theo giới tính (Xem phụ lục 13)
Để kiểm định có tồn tại sự khác biệt về quyết định mua thuốc không kê toa giữa nam và nữ, tác giả sử dụng kiềm giả thuyết về sự khác biệt của 2 trung bình thổng thể (Indephendent samples t-Test) với mức ý nghĩa 0.05. Kết quả Levene test có sig. = 0.117 > 0.05, khơng có sự khác biệt về phương sai giữa 2 nhóm. Kết quả kiểm định (dịng Equal variances assumed ) có sig. = 0.062 > 0.05 cho thấy khơng có sự khác biệt trong quyết định mua thuốc không kê toa giữa nam và nữ (mức ý nghĩa 0.05).
4.5.2 Theo độ tuổi (Xem phụ lục 13)
Để thực hiện kiểm định sự khác biệt về độ tuổi trong quyết định mua thuốc khơng kê toa, tác giả thực hiện phân tích phương sai một yếu tố (ANOVA) mức ý nghĩa 0.05. Kết quả Levene test có sig. = 0.833 > 0.05, khơng có sự khác biệt về phương sai giữa các nhóm. Kết quả kiểm định từ bảng ANOVA cho thấy khơng có sự khác biệt trong quyết định mua thuốc không kê toa giữa các nhóm tuổi (sig. = 0.142> 0.05) mức ý nghĩa 0.05
4.5.3 Theo trình độ học vấn (Xem phụ lục 13)
Để thực hiện kiểm định sự khác biệt về trình độ học vấn trong quyết định mua thuốc không kê toa, tác giả thực hiện phân tích phương sai một yếu tố (ANOVA) mức ý nghĩa 0.05. Kết quả Levene test có sig. = 0.669 > 0.05, khơng có
62
sự khác biệt về phương sai giữa các nhóm. Kết quả kiểm định từ bảng ANOVA cho thấy khơng có sự khác biệt trong quyết định mua thuốc không kê toa đối với những nhóm người tiêu dùng có trình độ học vấn khác nhau (sig. = 0.090> 0.05) mức ý nghĩa 0.05
4.5.4 Theo mức thu nhập (Xem phụ lục 13)
Để thực hiện kiểm định sự khác biệt về mức thu nhập trong quyết định mua thuốc không kê toa, tác giả thực hiện phân tích phương sai một yếu tố (ANOVA) mức ý nghĩa 0.05. Kết quả Levene test có sig. = 0.790 > 0.05, khơng có sự khác biệt về phương sai giữa các nhóm. Kết quả kiểm định từ bảng ANOVA cho thấy khơng có sự khác biệt trong quyết định mua thuốc khơng kê toa đối với những nhóm người tiêu dùng có mức thu nhập khác nhau (sig. = 0.676> 0.05) mức ý nghĩa 0.05.
Bảng 4.11 Tóm tắt kết quả kiểm định giả thuyết sự khác biệt quyết định mua thuốc khơng kê toa giữa các nhóm ngƣời tiêu dùng
Giả thuyết Phương pháp kiểm định sig. Kết luận (mức ý nghĩa 0.05) Có sự khác biệt trong quyết định mua thuốc không kê toa
giữa nam và nữ t-Test 0.062 Bác bỏ
Có sự khác biệt trong quyết định mua thuốc không kê toa
giữa các nhóm tuổi ANOVA 0.142 Bác bỏ
Có sự khác biệt trong quyết định mua thuốc khơng kê toa
giữa nhóm người tiêu dùng có trình độ học vấn khác nhau ANOVA 0.090 Bác bỏ Có sự khác biệt trong quyết định mua thuốc khơng kê toa
63
4.6 TĨM TẮT
Trong chương 4, nghiên cứu đã đề cập đến thông tin của mẫu nghiên cứu, Nghiên cứu đã thực hiện kiểm định thang đo bằng hệ số Cronbach Alpha, sau đó tiến hành phân tích nhân tố khám phá (EFA). Từ kết quả phân tích nhân tố khám