Nguồn: Đề xuất của tác giả
H3 +
Ý định hạn chế tiêu dùng trái cây Trung Quốc H1 +
H2 +
H4 +
Ảnh hưởng gia đình Ảnh hưởng thầy cơ Ảnh hưởng bạn bè
Thái độ và kiểm soát hạn chế tiêu dùng
Tiêu dùng khơng an tồn Tiêu dùng khơng khuyến khích Tin là khơng tiêu dùng
Tin là có thể giảm sở thích Tin là có thể giảm cơ hội tiêu dùng
Tin là luôn cảnh giác không tiêu dùng
Truyền miệng và độ tin cậy thông tin Truyền hình Báo chí Phát thanh Internet Truyền miệng
Thông tin truyền miệng
Thông tin
Truyền hình
Báo chí Phát thanh Internet
4.5.1. Ma trận hệ số tương quan giữa các biến
Bước đầu tiên khi tiến hành phân tích hồi quy truyến tính 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 rằng giữa chúng có mối quan hệ với nhau và phân tích hồi quy truyến tính có thể phù hợp. Vì vậy, ta xem xét bảng ma trận hệ số tương quan giữa các biến như bảng 4.6.
Bảng 4.6 Ma trận hệ số tương quan giữa các biến
SN APBC AT CR IT
SN Tương quan Pearson 1 0.608** 0.757** 0.530** 0.685**
Sig. (2-tailed) 0.000 0.000 0.000 0.000
N 225 225 225 225 225
APBC Tương quan Pearson 0.608** 1 0.480** 0.360** 0.432**
Sig. (2-tailed) 0.000 0.000 0.000 0.000
N 225 225 225 225 225
AT Tương quan Pearson 0.757** 0.480** 1 0.575** 0.646**
Sig. (2-tailed) 0.000 0.000 0.000 0.000
N 225 225 225 225 225
CR Tương quan Pearson 0.530** 0.360** 0.575** 1 0.677**
Sig. (2-tailed) 0.000 0.000 0.000 0.000
N 225 225 225 225 225
IT Tương quan Pearson 0.685** 0.432** 0.646** 0.677** 1 Sig. (2-tailed) 0.000 0.000 0.000 0.000
N 225 225 225 225 225
**. Tương quan có ý nghĩa ở mức 0.01.
kiểm sốt (APBC), quan tâm thơng tin phi truyền miệng (AT), truyền miệng và độ tin cậy thông tin phi truyền miệng (CR).
Do đó, ta tiếp tục đưa tất cả các biến vào phương trình hồi quy tuyến tính để phân tích sự ảnh hưởng của các biến độc lập đến biến phụ thuộc.
4.5.2. Phương trình hồi quy tuyến tính
Bước tiếp theo ta tiến hành xây dựng phương trình hồi quy tuyến tính. Dựa vào kết quả phân tích hệ số tương quan Pearson ở trên, ta sử dụng phương pháp đưa vào các biến cùng một lượt (phương pháp enter).
Phân tích hồi quy được thực hiện với 4 biến độc lập bao gồm (1) Chuẩn chủ quan (SN), (2) Thái độ và kiểm sốt (APBC), (3) Thơng tin (AT), (4) Truyền miệng và độ tin cậy thông tin (CR) và 1 biến phụ thuộc là biến Ý định hạn chế tiêu dùng trái cây Trung Quốc (IT).
Bảng 4.7 cho thấy mơ hình hồi quy đưa ra tương đối phù hợp với mức ý nghĩa 1%. Hệ số R2 hiệu chỉnh = 0.690 có nghĩa là mơ hình có thể giải thích được 69% cho tổng thể về mối liên hệ giữa các yếu tố ảnh hưởng đến ý định hạn chế tiêu dùng trái cây Trung Quốc. Kết quả kiểm định Durbin – Watson cho trị số 1.976, gần bằng 2, chứng tỏ khơng có tương quan chuỗi bậc 1 trong mơ hình (Hồng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008, tập 1, tr.233).
Bảng 4.7 Đánh giá độ phù hợp của mơ hình theo R2 và Durbin – Watson
Mơ hìnhb R R2 R2 hiệu chỉnh
Ước lượng sai lệch chuẩn
Hệ số
Durbin-Watson
1 0.834a 0.695 0.690 0.61326 1.976
a. Biến độc lập: (hằng số), CR, SN, AT, APBC b. Biến phụ thuộc: IT
Nguồn: Tổng hợp của tác giả
Kiểm định F sử dụng trong bảng phân tích phương sai (ANOVA) là phép kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính tổng thể. Trong bảng 4.8 kết quả phân tích ANOVA, cho thấy giá trị sig rất nhỏ (sig = 0,000) nên mơ hình hồi quy phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
Bảng 4.8 Kết quả kiểm định Anova Mơ hìnhb Mơ hìnhb Tổng độ lệch bình phương Bậc tự do Bình phương trung bình F Sig. 1 Hồi quy 188.747 4 47.187 125.467 0.000a Phần dư 82.740 220 0.376 Tổng 271.487 224
a. Biến độc lập: (hằng số), CR, SN, AT, APBC b. Biến phụ thuộc: IT
Nguồn: Tổng hợp của tác giả
Kết quả phân tích hồi quy được trình bày ở bảng 4.9 cho thấy hiện tượng đa cộng tuyến khơng có ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mơ hình với các hệ số phóng đại phương sai VIF của mỗi biến lớn nhất bằng 2.304 (< 10). Quy tắc là khi VIF vượt quá 10 thì đó là dấu hiệu của đa cộng tuyến (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008, tập 1, tr. 252).
Bảng 4.9 Kết quả hồi quy
Mơ hình
Hệ số chưa chuẩn hóa
Hệ số chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến Trọng số hồi quy B Sai lệch chuẩn Beta Độ chấp nhận VIF 1 (Hằng số) 0.752 0.257 2.931 0.004 0.743 1.345 SN 0.208 0.033 0.274 6.341 0.000 0.506 1.978 APBC 0.471 0.055 0.452 8.636 0.000 0.509 1.964 AT -0.022 0.044 -0.026 -0.496 0.620 0.434 2.304 CR 0.276 0.053 0.292 5.173 0.000 0.743 1.345
Nguồn: Tổng hợp của tác giả
4.5.3. Diễn giải kết quả
Tại bảng 4.9 mô tả ý nghĩa của các hệ số hồi quy riêng phần, thông qua kiểm định t – test chúng ta thấy các biến Thái độ và kiểm soát hạn chế tiêu dùng, Chuẩn chủ quan
từng hệ số β đều nhỏ hơn 0.01). Từ kết quả, ta thấy dấu của các β đều đúng như kỳ vọng.
Ngồi trừ, biến Thơng tin khơng có ý nghĩa giải thích mơ hình do giá trị sig = 0.620 > 0.1 và hệ số hệ số β tiến đến 0. So với kết quả nghiên cứu của Hung – Yi
Lu và cộng sự (2010) yếu tố Thơng tin có tác động cùng chiều với ý định hạn chế tiêu dùng thực phẩm từ sữa tại Trung Quốc, tuy nhiên đối với thị trường thành phố Hồ Chí Minh, yếu tố Thơng tin tác động ngược chiều với ý định hạn chế tiêu dùng trái cây Trung Quốc.
Do khi thông tin về trái cây Trung Quốc kém chất lượng càng nhiều, lan tỏa rộng trên các kênh thông tin từ báo chí đến truyền thanh, thì tác động của thông tin làm người tiêu dùng thấy hoang mang, lo lắng, bất an về thị trường trái cây. Tuy nhiên, nhu cầu tiêu dùng trái cây hàng ngày của người vẫn tiếp diễn nên ý định hạn chế tiêu dùng của người tiêu dùng khơng có xu hướng giảm dù thơng tin càng ngày càng tăng.
Qua kết quả phân tích hồi quy các yếu tố Thái độ và kiểm soát hạn chế tiêu dùng, Chuẩn chủ quan và Truyền miệng và độ tin cậy thơng tin đều có tác động cùng chiều đến ý định hạn chế tiêu dùng trái cây Trung Quốc. Yếu tố Thơng tin có tác động ngược chiều đến ý định hạn chế tiêu dùng trái cây Trung Quốc. Ảnh hưởng của bốn yếu tố này trong mơ hình hồi quy tuyến tính lần lượt là 0.208 (Chuẩn chủ quan), 0.471 (Thái độ và kiểm soát), 0.276 (Truyền miệng và độ tin cậy thông tin) và -0.022 (Thơng tin). Các yếu tố này giải thích được 69% độ biến thiên của ý định hạn chế tiêu dùng trái cây Trung Quốc của người tiêu dùng trên địa bàn thành phố Hồ Chí Minh. Điều này chứng tỏ rằng:
Một là, ngoài bốn yếu tố được sử dụng trong mơ hình nghiên cứu, ý định hạn chế
tiêu dùng trái cây Trung Quốc còn chịu tác động bởi các yếu tố khác chưa được khám phá và đưa vào mơ hình nghiên cứu.
Hai là, cường độ tác động của ba yếu tố được sử dụng trong mơ hình nghiên cứu
sắp theo thứ tự là Thái độ và kiểm soát hạn chế tiêu dùng, Chuẩn chủ quan và Truyền miệng và độ tin cậy thông tin. Kết quả này xuất phát từ những nguyên nhân sau:
Đối với yếu tố Thái độ và kiểm soát hạn chế tiêu dùng: Thái độ và kiểm soát hạn chế tiêu dùng có ảnh hưởng lớn nhất đối với ý định hạn chế tiêu dùng trái cây Trung Quốc. Khi thái độ và kiểm soát hạn chế tiêu dùng trái cây Trung Quốc của người tiêu dùng tồn tại và được đánh giá cao thì ý định hạn chế tiêu dùng cũng tăng lên. Theo kết quả nghiên cứu của Hung – Yi Lu và cộng sự (2010), yếu tố này cũng tác động cùng chiều đến ý định hạn chế tiêu dùng thực phẩm từ sữa tại Trung Quốc.
Đối với yếu tố Truyền miệng và độ tin cậy thông tin: Giống với kết quả nghiên cứu của Hung – Yi Lu và cộng sự (2010), Truyền miệng và độ tin cậy thơng tin có tác động cùng chiều đến ý định hạn chế tiêu dùng trái cây Trung Quốc. Độ tin cậy thông tin ảnh hưởng rất nhiều đến ý định tiêu dùng của người tiêu dùng.
Đối với yếu tố Chuẩn chủ quan: Con người nói chung người tiêu dùng nói riêng chịu tác động của các mối quan hệ trong xã hội (gia đình, thầy cơ và bạn bè). Do đó, ảnh hưởng của các mối quan hệ này (Chuẩn chủ quan) tác động đến nhận thức, hành vi của người tiêu dùng. Vì vậy, Chuẩn chủ quan được đánh giá có tác động đến ý định hạn chế tiêu dùng trái cây Trung Quốc của người tiêu dùng trên địa bàn thành phố Hồ Chí Minh giống với kết quả nghiên cứu của Hung – Yi Lu và cộng sự (2010).
4.6. Kiểm định giả thuyết
4.6.1. Kiểm định giả thuyết H1
Giả thuyết H1 được phát biểu “Chuẩn chủ quan tác động đồng biến đến ý định hạn
chế tiêu dùng trái cây Trung Quốc”. Kết quả hồi quy cho thấy, Chuẩn chủ quan có ý
nghĩa về mặt thống kê trong mơ hình (sig. = 0.000 < 0.05). Với kết quả này, giả thuyết H1 được chấp nhận.
Kết quả này đồng nhất với các nghiên cứu trước đây như Hung – Yi Lu và cộng sự (2010), theo đó, Chuẩn chủ quan có ảnh hưởng đáng kể đến ý định hạn chế tiêu dùng trái cây Trung Quốc.
4.6.2. Kiểm định giả thuyết H2
Giả thuyết H2 được phát biểu “Thái độ và kiểm soát hạn chế tiêu dùng tác động đồng biến đến ý định hạn chế tiêu dùng trái cây Trung Quốc”. Kết quả hồi quy cho
thấy, Thái độ và kiểm soát hạn chế tiêu dùng có ý nghĩa về mặt thống kê trong mô hình (sig. = 0.000 < 0.05). Với kết quả này, giả thuyết H2 được chấp nhận.
Kết quả này đồng nhất với các nghiên cứu trước đây như Hung – Yi Lu và cộng sự (2010), theo đó, Thái độ và kiểm sốt hạn chế tiêu dùng có ảnh hưởng đáng kể đến ý định hạn chế tiêu dùng trái cây Trung Quốc.
4.6.3. Kiểm định giả thuyết H3
Giả thuyết H3 được phát biểu “Thông tin về trái cây Trung Quốc kém chất lượng tác
động đồng biến đến ý định hạn chế tiêu dùng trái cây Trung Quốc”. Kết quả hồi quy
cho thấy, Thông tin về trái cây Trung Quốc kém chất lượng khơng có ý nghĩa về mặt thống kê trong mơ hình (sig. = 0.620 > 0.05). Với kết quả này, giả thuyết H3 không được chấp nhận.
Theo đặc điểm thị trường, Thông tin về trái cây Trung Quốc kém chất lượng khơng có ảnh hưởng đáng kể đến ý định hạn chế tiêu dùng trái cây Trung Quốc.
4.6.4. Kiểm định giả thuyết H4
Giả thuyết H2 được phát biểu “Truyền miệng và độ tin cậy thông tin tác động đồng
biến đến ý định hạn chế tiêu dùng trái cây Trung Quốc”. Kết quả hồi quy cho thấy,
Truyền miệng và độ tin cậy thơng tin có ý nghĩa về mặt thống kê trong mơ hình (sig. = 0.000 < 0.05). Với kết quả này, giả thuyết H4 được chấp nhận.
Kết quả này đồng nhất với các nghiên cứu trước đây như Hung – Yi Lu và cộng sự (2010), theo đó, Truyền miệng và độ tin cậy thơng tin có ảnh hưởng đáng kể đến ý định hạn chế tiêu dùng trái cây Trung Quốc.
Kết quả kiểm định các giả thuyết được tổng hợp và trình bày ở bảng 4.10.
4.7. Đánh giá sự vi phạm các giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tính
Giả định thứ nhất cần kiểm tra là giả định liên hệ tuyến tính. Phương pháp được sử dụng là biểu đồ phân tán của phần dư chuẩn hóa và giá trị dự đốn chuẩn hóa. 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 phần dư chuẩn hóa và giá trị dự đốn chuẩn hóa, chúng sẽ phân tán rất ngẫu nhiên (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Bảng 4.10 Kết quả kiểm định các giả thuyết
GIẢ THUYẾT KẾT QUẢ
KIỂM ĐỊNH
Giả thuyết H1: Chuẩn chủ quan tác động đồng biến đến ý định hạn chế tiêu dùng trái cây Trung Quốc.
ỦNG HỘ (p<1%) Giả thuyết H2: Thái độ và kiểm soát hạn chế tiêu dùng tác động đồng
biến đến ý định hạn chế tiêu dùng trái cây Trung Quốc.
ỦNG HỘ (p<1%) Giả thuyết H3: Thông tin về trái cây Trung Quốc kém chất lượng tác
động đồng biến đến ý định hạn chế tiêu dùng trái cây Trung Quốc.
KHÔNG ỦNG HỘ (p>10%) Giả thuyết H4: Truyền miệng và độ tin cậy thông tin tác động đồng
biến đến ý định hạn chế tiêu dùng trái cây Trung Quốc.
ỦNG HỘ (p<1%)
Hình 4.3 Đồ thị tần số của phần dư chuẩn hóa
Nguồn: Tổng hợp của tác giả
Hình 4.3 Đồ thị tần số P – P Plot
Quan sát hình 4.2, ta thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên trong một vùng quanh đường đi qua tung độ 0 chứ không tạo thành một hình dạng nào. Điều này có nghĩa là giả định về liên hệ tuyến tính khơng bị vi phạm.
Giả định thứ hai cần kiểm tra là giả định phương sai của sai số không đổi. Nếu độ lớn của phần dư tăng hoặc giảm cùng với các giá trị dự đốn, giả định phương sai của sai số khơng đổi đã bị vi phạm. Quan sát hình 4.2, các phần dư phân tán ngẫu nhiên quanh trục 0 (tức là quanh giá trị trung bình của phần dư) trong một pham vi khơng đổi. Điều này có nghĩa là là giả định phương sai của sai số không đổi không bị vi phạm.
Giả định thứ ba cần kiểm tra là giả định về phân phối chuẩn của phần dư. Quan sát hình 4.3, ta thấy phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn (trung bình Mean gần 0 và độ lệch chuẩn Std. Dev = 0.991 tức gần bằng 1). Do đó có thể kết luận rằng giả định phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Giả định thứ tư là giả định về tính độc lập của sai số (khơng có tương quan giữa các phần dư). Ta dùng thống kê Durbin – Watson (d) để kiểm định. Thống kê d có giá trị biến thiên trong khoảng 0 đến 4, theo bảng 4.7, giá trị d là 1.976 nằm trong miền chấp nhận. Như vậy, ta có thể kết luận khơng có tương quan giữa các phần dư.
Giả định thứ năm là giả định về khơng có mối quan hệ tương quan giữa các biến độc lập hay nói cách khác khơng có hiện tượng đa cộng tuyến. Cơng cụ chẩn đốn đa cộng tuyến là sử dụng hệ số phóng đại phương sai (VIF). Theo kết quả từ bảng 4.9, hệ số phóng đại phương sai của các biến độc lập đều nhỏ hơn 10, do vậy khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
4.8. Kiểm định sự khác biệt của các biến định tính
Mục đích của việc nghiên cứu định tính là tìm sự khác biệt về ý định hạn chế tiêu dùng trái cây Trung Quốc giữa các nhóm, phân biệt dựa trên các yếu tố về nhân khẩu học, bao gồm giới tính, độ tuổi, thu nhập, trình độ học vấn, nghề nghiệp.
Đối với kiểm định sự khác biệt giữa 2 nhóm giới tính, nghiên cứu sử dụng phép kiểm định giả thuyết về trị trung bình của 2 tổng thể. Cịn các yếu tố cịn lại là độ tuổi, thu nhập, trình độ học vấn và nghề nghiệp có từ 3 nhóm mẫu trở lên thì áp dụng phương pháp phân tích phương sai ANOVA. Phương pháp này phù hợp vì nó kiểm định tất cả
các nhóm mẫu cùng một lúc với khả năng phạm sai lầm chỉ 5% (Hoàng Trọng & Mộng Ngọc, 2005, tr.115 & 123). Kết quả chi tiết của kiểm định được trình bày ở phụ lục 4.5.
4.8.1. Kiểm định ý định hạn chế tiêu dùng trái cây Trung Quốc giữa nam và nữ
Để kiểm định ý định hạn chế tiêu dùng trái cây Trung Quốc giữa nam và nữ có khác nhau hay không, ta sử dụng phép kiểm định Independent Samples T – test.