Hệ số chƣa điều chỉnh Hệ số điều chỉnh t Sig. B Độ lệch chuẩn Beta Hằng số -1.629E-17 .046 .000 1.000 Môi trƣờng sản phẩm (MTSP) .298 .046 .298 6.516 .000 Kiểm soát hành vi nhận thức (KS) .190 .046 .190 4.156 .000 Chuẩn chủ quan (CCQ) .248 .046 .248 5.420 .000 Hiệu quả nhận thức (HQ) .266 .046 .266 5.816 .000 Thái độ (TD) .415 .046 .415 9.061 .000 Môi trƣờng vĩ mô (MTVM) .058 .046 .058 1.263 .208
Tuy nhiên, kết quả cũng cho thấy có 1 nhân tố là mối quan tâm đến mơi trƣờng vĩ mơ khơng có ý nghĩa thống kê trong mơ hình (giá trị Sig. >0.05), có nghĩa là mối quan tâm đến môi trƣờng vĩ mô không ảnh hƣởng đến ý định mua sản phẩm xanh của ngƣời tiêu dùng tại thành phố HCM.
Phƣơng trình hồi quy đối với các biến đã chuẩn hóa có dạng nhƣ sau:
Ý định mua = 0.415 Thái độ + 0.298 Mối quan tâm môi trƣờng sản phẩm + 0.266 Hiệu quả nhận thức + 0.248 Chuẩn chủ quan + 0.190 Kiểm sốt
Qua phƣơng trình cho thấy sau khi kiểm định và phân tích nhân tố khám phá, chạy hồi quy bội kết quả còn 5 nhân tố có ảnh hƣởng đến ý định mua sản phẩm xanh. Trong đó nhân tố thái độ ảnh hƣởng nhiều nhất và nhân tố nhận thức hành vi kiểm sốt có ảnh hƣởng ít nhất.
Hình 4.3: Kết quả mơ hình nghiên cứu
4.5. Dị tìm các vi phạm giả định cần thiết
4.5.1. Giả định liên hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập cũng nhƣ hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi (heteroskedasticity) nhƣ hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi (heteroskedasticity)
Kiểm tra giả định này bằng cách vẽ đồ thị phân tán giữa các phần dƣ và giá trị dự đốn mà mơ hình hồi quy tuyến tính cho ra. Ngƣời ta hay vẽ biểu đồ phân tán giữa 2 giá trị này đã đƣợc chuẩn hóa với phần dƣ trên trục tung và giá trị dự đốn trên trục hồnh. Nếu giả định liên hệ tuyến tính và phƣơng sai bằng nhau đƣợc thỏa mãn, thì ta sẽ khơng nhận thấy có liên hệ gì giữa các giá trị dự đốn với phần dƣ, chúng sẽ phân tán ngẫu nhiên.
Đồ thị (phụ lục: đồ thị Scatterplot) cho thấy phần dƣ phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đƣờng đi qua tung độ 0 chứ khơng tạo thành một hình
Kiểm sốt hành vi nhận thức Chuẩn chủ quan Ý định mua Hành vi tiêu dùng Hiệu quả hành vi nhận thức
Thái độ hƣớng tới tiêu dùng sản phẩm xanh
Mối quan tâm đến môi trƣờng về sản phẩm 0.298 0.266 0.415 0.190 0.248
dạng nào. Nhƣ vậy giá trị dự đoán và phần dƣ độc lập nhau và phƣơng sai của phần dƣ khơng thay đổi. Nhƣ vậy mơ hình hồi quy phù hợp.
4.5.2. Giả định về phân phối chuẩn của phần dƣ
Phần dƣ có thể khơng tuân theo phân phối chuẩn vì những lý do nhƣ: sử dụng sai mơ hình, phƣơng sai khơng phải là hằng số, số lƣợng các phần dƣ không đủ nhiều để phân tích,…. Có hai cách thƣờng đƣợc sử dụng để kiểm tra phân phối chuẩn của phần dƣ. Cách thức nhất là vẽ đồ thị P-Plot, đồ thị này thể hiện các giá trị của các điểm phân vị của phân phối của biến phần dƣ theo các phân vị của phân phối chuẩn. Nếu trên đồ thị P-Plot các điểm này không nằm quá xa đƣờng thẳng của phân phối chuẩn thì có thể xem phần dƣ có phân phối gần chuẩn. Cách thứ hai là vẽ đồ thị Histogram của phần dƣ chuẩn hóa, nếu đồ thị có dạng đƣờng cong phân phối chuẩn nằm chồng lên biểu đồ tần số và có trung bình Mean xấp xỉ bằng 0 và giá trị độ lệch chuẩn xấp xỉ bằng 1 thì xem nhƣ phần dƣ có phân phối chuẩn.
Trong bài nghiên cứu này, biểu đồ tần số của phần dƣ chuẩn hóa (phụ lục: đồ thị Histogram) cho thấy một đƣờng cong phân phối chuẩn đƣợc đặt chồng lên biểu đồ tần số. Thật không hợp lý khi chúng ta kỳ vọng rằng các phần dƣ quan sát có phân phối hồn tồn chuẩn vì ln ln có những chênh lệch do lấy mẫu. Ngay cả khi các sai số có phân phối chuẩn trong tổng thể đi nữa thì phần dƣ trong mẫu quan sát cũng chỉ xấp xỉ chuẩn mà thơi. Ở đây, ta có thể nói phân phối phần dƣ xấp xỉ chuẩn (trung bình Mean xấp xỉ bằng 0.00, và độ lệch chuẩn Std.Dev. = 0.989 tức là gần bằng 1). Do đó có thể kết luận rằng giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
4.5.3. Giả định khơng có mối tƣơng quan giữa các biến độc lập (đo lƣờng đa cộng tuyến)
Cộng tuyến là trạng thái trong đó các biến độc lập có tƣơng quan chặt chẽ với nhau. Vấn đề của hiện tƣợng cộng tuyến là chúng cung cấp cho mơ hình những thơng tin rất giống nhau, và rất khó tách rời ảnh hƣởng của từng biến một đến biến phụ thuộc. Hiệu ứng khác của sự tƣơng quan khá chặt giữa các biến độc lập là nó làm tăng độ lệch chuẩn của các hệ số hồi quy và làm giảm giá trị thống kê t của kiểm định ý nghĩa của chúng nên các hệ số có khuynh hƣớng kém ý nghĩa hơn khi
khơng có đa cộng tuyến trong khi hệ số xác định R square vẫn khá cao. Có nhiều cách để phát hiện đa cộng tuyến nhƣ: hệ số R2
lớn nhƣng t nhỏ; tƣơng quan cặp các biến giải thích cao; hồi qui phụ; sử dụng hệ số phóng đại phƣơng sai VIF (Variance Inflation Factor). Thông thƣờng, nếu VIF của một biến độc lập nào đó lớn hơn 10 thì biến này hầu nhƣ khơng có giá trị giải thích biến thiên của Y trong mơ hình MLR (Hair & cộng sự 2006 trích trong Nguyễn Đình Thọ, 2011).
Theo bảng hệ số hồi quy, hệ số VIF của các biến độc lập có giá trị sau chuẩn hóa VIF xấp xỉ 1 (tất cả đều nhỏ hơn 10). Vì vậy có thể luận, mơ hình khơng xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến.
4.6. Thảo luận kết quả và kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Sau khi phân tích nhân tố EFA, có 6 nhân tố thuộc các yếu tố tác động đến ý định mua sản phẩm, bao gồm: Thái độ đối với tiêu dùng sản phẩm xanh (TD), Chuẩn chủ quan (CCQ), Nhận thức kiểm soát hành vi (KS), Hiệu quả nhận thức (HQ), Mối quan tâm môi trƣờng liên quan đến sản phẩm (MTSP), Mối quan tâm đến môi trƣờng vĩ mơ (MTVM) đƣợc đặt giả thuyết là có mối quan hệ tuyến tính, tức là có tác động cùng chiếu đến ý định mua sản phẩm xanh của ngƣời tiêu dùng tại thành phố HCM.
4.6.1. Giả thuyết H1 và nhân tố mối quan tâm đến môi trƣờng liên quan đến sản phẩm xanh sản phẩm xanh
Giả thuyết H1: Mối quan tâm đến môi trường liên quan đến sản phẩm xanh và ý định mua sản phẩm xanh có mối quan hệ đồng biến.
Kết quả ƣớc lƣợng cho thấy mối quan hệ giữa mối quan tâm đến môi trƣờng có liên quan trực tiếp đến sản phẩm xanh và ý định mua sản phẩm xanh là 0.298 với mức ý nghĩa thống kê Sig. = .000 < .05. Điều này có ý nghĩa là với các nhân tố khác không đổi, khi tăng mối quan tâm đến mơi trƣờng có liên quan trực tiếp đến sản phẩm xanh lên 1 đơn vị thì ý định mua sản phẩm xanh sẽ tăng lên 0.298 đơn vị. Nhƣ vậy, mối quan tâm đến mơi trƣờng có liên quan trực tiếp đến sản phẩm xanh là một trong các yếu tố ảnh hƣởng đến ý định mua sản phẩm xanh, khi ngƣời tiêu dùng quan tâm đến các vấn đề môi trƣờng, họ nhận thấy mua, tiêu dùng sản phẩm
xanh có là hành động cú ý nghĩa góp phần cải thiện và bảo vệ mơi trƣờng thì ý định mua sản phẩm xanh càng tăng lên.
Kết luận: chấp nhận giả thuyết H1, mối quan tâm đến môi trường liên quan đến sản phẩm xanh và ý định mua sản phẩm xanh có mối quan hệ đồng biến.
4.6.2. Giả thuyết H2 và nhân tố nhận thức kiểm soát hành vi
Giả thuyết H2: Nhận thức kiểm soát hành vi và ý định mua sản phẩm xanh có mối quan hệ đồng biến.
Kết quả hồi qui cho thấy mối quan hệ giữa nhận thức kiểm soát hành vi và ý định mua sản phẩm xanh là 0.190 với mức ý nghĩa thống kê Sig. = .000 < .05. Điều này có ý nghĩa là với các nhân tố khác không đổi, khi tăng mối quan tâm đến môi trƣờng có liên quan trực tiếp đến sản phẩm xanh lên 1 đơn vị thì ý định mua sản phẩm xanh sẽ tăng lên 0.190 đơn vị. Nhƣ vậy, nhận thức kiểm soát hành vi là một trong các yếu tố ảnh hƣởng đến ý định mua sản phẩm xanh.
Kiểm soát hành vi là việc ngƣời tiêu dùng nhận thức đƣợc sự khó khăn hay thuận tiện trong tiếp cận và mua sản phẩm xanh. Khi đƣợc phỏng vấn, ngƣời tiêu dùng bày tỏ là khi họ muốn mua sản phẩm xanh nhƣng sản phẩm xanh không đƣợc bày bán nơi họ sinh sống, hay chủng loại sản phẩm xanh không đa dạng, địa điểm bán sản phẩm xanh phân bố không đều và với mật độ thấp, sản phẩm xanh khơng đƣợc trƣng bày tại vị trí có thể dễ dàng nhận thấy trong cửa hàng, giá cả sản phẩm xanh quá đắt, khó khăn trong phân biệt sản phẩm xanh và sản phẩm thông thƣờng, mối boăn khoăn về chất lƣợng sản phẩm xanh so với sản phẩm thông thƣờng…
Kết luận: chấp nhận giả thuyết H2, mối quan tâm đến môi trường liên quan đến sản phẩm xanh và ý định mua sản phẩm xanh có mối quan hệ đồng biến.
4.6.3. Giả thuyết H3 và nhân tố chuẩn chủ quan
Giả thuyết H3: Chuẩn chủ quan và ý định mua sản phẩm xanh có mối quan hệ đồng biến.
Kết quả ƣớc lƣợng cho thấy mối quan hệ giữa chuẩn chủ quan và ý định mua sản phẩm xanh là 0.248 với mức ý nghĩa thống kê Sig. = .000 < .05. Điều này có ý nghĩa là với các nhân tố khác không đổi, khi tăng chuẩn chủ quan lên 1 đơn vị thì ý
định mua sản phẩm xanh sẽ tăng lên 0.248 đơn vị. Nhƣ vậy, chuẩn chủ quan là một trong các yếu tố ảnh hƣởng đến ý định mua sản phẩm xanh. Kết quả này thống nhất với các nghiên cứu trƣớc đây của Irawan, R và Darmayanti, D (2012) trong đó giải thích một cách tổng qt rằng, chuẩn chủ quan có mối quan hệ tích cực với hành vi mua sắm xanh. Đề cập đến chuẩn chủ quan chính là thể hiện niềm tin của cá nhân về những áp lực, ảnh hƣởng từ những ngƣời xung quanh, cộng đồng, xã hội ủng hộ hay phản đối hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh. Thực tế cho thấy, trong thời gian vừa qua, thành phố HCM đã và đang triển khai nhiều hoạt động tuyên truyền, khuyến khích ngƣời dân thành phố tiêu dùng sản phẩm xanh. Ngƣời tiêu dùng có thể tham khảo ý kiến về giá cả, chất lƣợng, địa điểm mua… của thành viên trong gia đình, bạn bè, đồng nghiệp hay các tổ chức sinh hoạt cộng đồng trong quyết định tiêu dùng và ý định mua sản phẩm xanh.
Kết luận: chấp nhận giả thuyết H3, chuẩn chủ quan và ý định mua sản phẩm xanh có mối quan hệ đồng biến.
4.6.4. Giả thuyết H4 và nhân tố hiệu quả nhận thức
Giả thuyết H4: Hiệu quả được nhận thức và ý định mua sản phẩm xanh có mối quan hệ đồng biến.
Kết quả phân tích hồi qui cho thấy mối quan hệ giữa hiệu quả đƣợc nhận thức và ý định mua sản phẩm xanh là 0.266 với mức ý nghĩa thống kê Sig. = .000 < .05. Điều này có ý nghĩa là với các nhân tố khác khơng đổi, khi tăng hiệu quả đƣợc nhận thức lên 1 đơn vị thì ý định mua sản phẩm xanh sẽ tăng lên 0.266 đơn vị. Nhƣ vậy, xét về phƣơng diện thống kê, hiệu quả đƣợc nhận thức là một trong các yếu tố ảnh hƣởng đến ý định mua sản phẩm xanh. Bên cạnh đó, kết quả này cũng phù hợp với phát hiện trƣớc đó về hiệu quả ngƣời tiêu dùng nhận thức có thể đƣợc sử dụng nhƣ một yếu tố dự báo có ý nghĩa về hành vi ủng hộ môi trƣờng (Ellen và cộng sự, 1991;. Berger và Corbin, năm 1992; Roberts, 1996; Straughan và Roberts, 1999; Lee và Holden, 1000, Kim, 2002; Kim và Choi, 2003; 2005). Khi ngƣời tiêu dùng nhận thức đƣợc hiệu quả mang lại của hành vi mua và tiêu dùng sản phẩm xanh cho bản thân, cộng đồng, mơi trƣờng xã hội thì họ sẽ tích cực tìm kiếm và tiêu dùng sản
phẩm xanh. Hiệu quả mang lại đƣợc ngƣời tiêu dùng nhận thức càng cao thì ý định mua sản phẩm xanh sẽ gia tăng và có thể đƣợc lặp lại nhiều lần.
Kết luận: chấp nhận giả thuyết H4, Hiệu quả được nhận thức và ý định mua sản phẩm xanh có mối quan hệ đồng biến.
4.6.5. Giả thuyết H5 và nhân tố thái độ
Giả thuyết H5: Thái độ và ý định mua sản phẩm xanh có mối quan hệ đồng biến.
Kết quả phân tích hồi qui cho thấy hệ số thể hiện mối quan hệ giữa thái độ và ý định mua sản phẩm xanh là β = 0.415 với mức ý nghĩa thống kê Sig. = .000 < .05. Điều này có ý nghĩa là với các nhân tố khác không đổi, khi tăng thái độ lên 1 đơn vị thì ý định mua sản phẩm xanh sẽ tăng lên 0.415 đơn vị. Nhƣ vậy, xét về phƣơng diện thống kê, thái độ là một trong các yếu tố ảnh hƣởng đến ý định mua sản phẩm xanh và là nhân tố có tác động mạnh nhất, đóng vai trị quan trọng nhất trong mơ hình nghiên cứu này.
Phát hiện này là phù hợp với kết quả nghiên cứu của Schlegelmilch và cộng sự (1996), họ phát hiện ra rằng thành phần thái độ là yếu tố quan trọng nhất tác động đến ý định mua sản phẩm xanh. Trong khi đó, Leonidao và cộng sự (2010) cho rằng yếu tố văn hóa, chính trị và đạo đức cũng có ảnh hƣởng đến thái độ của ngƣời tiêu dùng đối với sản phẩm xanh khi quyết định mua sản phẩm của cá nhân (thái độ bên trong) hay khi xem xét ở phạm vi rộng hơn (thái độ bên ngoài) thƣờng liên quan đến xã hội. Thái độ bên trong đối với việc mua sản phẩm xanh sẽ khuyến khích ý định mua sản phẩm xanh và thái độ bên ngoài đối với việc mua sản phẩm xanh sẽ dẫn đến các hành động liên quan đến bảo vệ môi trƣờng. Thái độ đối với việc mua sản phẩm xanh có thể là một nhân tố trực tiếp quyết định đến ý định mua, cũng có thể là một trong các động lực gián tiếp trong mối quan hệ giữa các yếu tố khác với ý định mua sản phẩm xanh.
Trong thực tế, thái độ đối với sản phẩm xanh và tiêu dùng sản phẩm xanh chính là một trong các động lực chủ yếu dẫn đến ý định mua và tiêu dùng sản phẩm xanh của ngƣời tiêu dùng. Thông qua thái độ, ngƣời tiêu dùng thể hiện niềm tin,
nhận thức, mức độ thiện chí hay khơng thiện chí của ngƣời tiêu dùng đối với việc tiêu dùng sản phẩm xanh. Khi ngƣời tiêu dùng tin tƣởng rằng việc tiêu dùng sản phẩm xanh sẽ mang lại hiệu quả cải thiện, bảo vệ môi trƣờng, là tiêu dùng bền vững cho thế hệ mai sau, họ sẽ tích cực tìm mua sản phẩm xanh. Ngƣợc lại, đối với một số ngƣời tiêu dùng cá nhân, họ nhận thức rằng việc tiêu dùng sản phẩm xanh không thể mang lại hiệu quả cho bản thân cũng nhƣ cộng đồng, họ không tin sản phẩm xanh sẽ góp phần cải thiện mơi trƣờng thì sẽ khơng tích cực trong việc tìm kiếm và tiêu dùng sản phẩm xanh. Nhân tố thái độ này đƣợc khơng đƣợc thể hiện nhất thời mà hình thành và phát triển trong quá trình tìm hiểu, nhận thức, chịu sự tác động của các nhân tố khác nhƣ kiến thức, văn hóa, đặc trƣng sản phẩm, nhân khẩu học…
Kết luận: chấp nhận giả thuyết H5, Thái độ và ý định mua sản phẩm xanh có mối quan hệ đồng biến.
4.6.6. Giả thuyết H6 và nhân tố mối quan tâm đến môi trƣờng vĩ mô
Giả thuyết H6: Mối quan tâm đến môi trường vĩ mô và ý định mua sản phẩm xanh có mối quan hệ đồng biến.
Kết quả ƣớc lƣợng cho thấy mối quan hệ giữa mối quan tâm đến mơi trƣờng có liên quan trực tiếp đến sản phẩm xanh và ý định mua sản phẩm xanh là 0.058 với mức ý nghĩa thống kê Sig. = .208. Điều này có ý nghĩa là với các nhân tố khác