Ma trận xoay nhân tố Nhân tố 1 2 3 4 5 6 7 8 TD4 Việc sử dụng thuốc bổ X là rất bổ ích... .849 .768 .896 .823 .889 .815 .901 .964 TD2 Tơi sẽ rất hài lịng khi sử dụng thuốc bổ X .827
TD1 Tôi sẽ rất an tâm khi sử dụng thuốc bổ X .814 TD3 Việc sử dụng thuốc bổ X là điều sáng suốt .767 TD5 Sử dụng thuốc bổ X giúp tơi phịng chống bệnh... .719 TD6 Tôi cảm thấy vui vẻ hơn khi sử dụng thuốc bổ X .620 GTCN27 Giá bán của sản phẩm thuốc bổ X rất hợp lý
GTCN28 Giá bán của sản phẩm thuốc bổ X đúng với.. .748 GTCN29 Tôi tin rằng giá trị mà tôi nhận được... .728 GTCN23 Tôi tin rằng công dụng của thuốc bổ X... .718 GTCN22 Tôi tin rằng chất lượng sản phẩm thuốc bổ X .677 GTCN30 Tôi không tốn nhiều thời gian để mua một... .662 KSHV15 Tơi có thể mua thuốc bổ X vào bất kỳ thời...
KSHV13 Việc mua thuốc bổ X là rất dễ dàng đối với... .855 KSHV16 Tơi có thể tự quyết định trong việc sử dụng... .840 KSHV14 Việc mua thuốc bổ X là rất thuận tiện cho tơi .831 KSHV17 Tơi gặp khó khăn trong việc thuyết phục ... .705 CCQ8 Bạn bè thân thiết của tôi đều ủng hộ tôi sử ...
CCQ9 Đồng nghiệp ở cơ quan tôi đều khun tơi nên .820 CCQ10 Những người hàng xóm ảnh hưởng rất lớn... .800 CCQ7 Những người thân trong gia đình tơi đều mong .680 CCQ11 Những thông tin quảng cáo trên tivi, báo, đài.. .544 TQ19 Sử dụng thuốc bổ X là việc tôi đã làm ...
TQ18 Việc sử dụng thuốc bổ X là thói quen... .854 TQ21 Tơi sử dụng thuốc bổ X một cách thường xun .822 TQ20 Tơi có nhiều kinh nghiệm trong việc sử dụng... .639 TVC33 Dù tốn kém bao nhiêu tôi vẫn ủng hộ hàng nội
TVC32 Tôi chỉ mua thuốc bổ trẻ em ngoại nhập khi ... .793 TVC34 Người Việt Nam ưu tiên mua hàng Việt Nam... .777 TVC31 Chất lượng của thuốc bổ X không thua kém... .448 .619 GTCN25 Bao bì của sản phẩm thuốc bổ X được thiết
GTCN24 Sản phẩm thuốc bổ X đa dạng về qui cách... .896 GTCN26 Bao bì của sản phẩm thuốc bổ X có khả... .823 TVC35 Chuộng mua hàng ngoại là hành vi không...
TVC36 Các doanh nghiệp sản xuất thuốc bổ X rất uy.. .962 TVC37 Với tôi, hàng nội luôn luôn đứng đầu .451 .504
Nhận xét: Trong bảng ma trận xoay nhân tố, có 8 nhân tố được tạo ra như sau:
- Nhân tố 1: bao g m các biến quan sát thuộc thang đo thái độ, thể hiện mức
độ tương quan giữa các biến quan sát này với nhân tố 1, và các biến quan sát này có hệ số tải nhân tố thấp nhất là 0.62 (thỏa điều kiện hệ số tải nhân tố > 0.4). Nên các biến quan sát thuộc nhân tố 1 (đặt tên là TD – thái độ) bao g m: TD1, TD2, TD3, TD4, TD5 và TD6.
- Nhân tố 2: bao g m các biến quan sát thuộc thang đo giá trị cảm nhận, thể
hiện mức độ tương quan giữa các biến quan sát này với nhân tố 2, và các biến quan sát này có hệ số tải nhân tố thấp nhất là 0.662 (thỏa điều kiện hệ số tải nhân tố > 0.4). Nên các biến quan sát thuộc nhân tố 2 (đặt tên là GTCN – giá trị cảm nhận) bao g m: GTCN22, GTCN23, GTCN27, GTCN28, GTCN29 và GTCN30. Và biến quan sát GTCN24, GTCN25 và GTCN26 tách ra thành nhân tố mới là nhân tố 7 (đặt tên là BB - Ấn tượng về bao bì).
- Nhân tố 3: bao g m các biến quan sát thuộc thang đo kiểm soát hành vi cảm
nhận, thể hiện mức độ tương quan giữa các biến quan sát này với nhân tố 3, và các biến quan sát này có hệ số tải nhân tố thấp nhất là 0.705 (thỏa điều kiện hệ số tải nhân tố > 0.4). Nên các biến quan sát thuộc nhân tố 3 (đặt tên là KSHV – kiểm soát hành vi cảm nhận) bao g m: KSHV13, KSHV14, KSHV15, KSHV16 và KSHV17.
- Nhân tố 4: bao g m các biến quan sát thuộc thang đo chuẩn chủ quan, thể
hiện mức độ tương quan giữa các biến quan sát này với nhân tố 4, và các biến quan sát này có hệ số tải nhân tố thấp nhất là 0.544 (thỏa điều kiện hệ số tải nhân tố > 0.4). Nên các biến quan sát thuộc nhân tố 4 (đặt tên là CCQ – chuẩn chủ quan) bao g m: CCQ7, CCQ8, CCQ9, CCQ10 và CCQ11.
- Nhân tố 5: bao g m các biến quan sát thuộc thang đo thói quen, thể hiện
mức độ tương quan giữa các biến quan sát này với nhân tố 5, và các biến quan sát này có hệ số tải nhân tố thấp nhất là 0.639. Nên các biến quan sát thuộc nhân tố 5 (TQ – thói quen) bao g m: TQ18, TQ19, TQ20 và TQ21.
- Nhân tố 6: bao g m các biến quan sát thuộc thang đo tính vị chủng, và các
biến quan sát này có hệ số tải nhân tố thấp nhất là 0.619. Nên các biến quan sát thuộc nhân tố 6 (TVC – tính vị chủng) bao g m: TVC31, TVC32, TVC33 và TVC34 Trong trường hợp này TVC35, TVC36 và TVC37 tách ra thành nhân tố mới là nhân tố 8 (đặt tên là NTHN – niềm tin hàng nội).
- Nhân tố 7: bao g m 3 biến GTCN24, GTCN25 và GTCN26, 3 biến này có
hệ số tải nhân tố thấp nhất là 0.823. Dựa vào nội dung của 3 biến GTCN24, GTCN25 và GTCN26 mà đặt tên nhân tố 7 là BB - ấn tượng về bao bì.
- Nhân tố 8: bao g m 3 biến TVC35, TVC36 và TVC37 , 3 biến này có hệ số
tải nhân tố thấp nhất là 0.504 (thỏa điều kiện hệ số tải nhân tố > 0.4). Dựa vào nội dung của 3 biến TVC35, TVC36 và TVC37 mà đặt tên nhân tố 8 là NTHN – niềm tin hàng nội.
Phân tích nhân tố EFA đối với biến phụ thuộc:
KMO = 0.769 thỏa điều kiện 0.5 KMO 1 và hệ số Sig = 0.000 thỏa điều kiện Sig < 0.05 (xem phụ lục 10). Vì vậy phân tích nhân tố EFA là cần thiết đối với dữ liệu nghiên cứu.
Trong bảng tổng phương sai tr ch của biến phụ thuộc (Xem phụ lục 11): Từ 4 biến ban đầu rút gọn thành 1 nhân tố mới. Tổng phương sai tr ch là 68 51% cho biết 1 nhân tố này giải th ch được 68.51% sự biến thiên về phương sai của 4 biến quan sát ban đầu, còn lại 31.49% sự biến thiên về phương sai là do các nhân tố khác.
Kế
t luậ n : Mơ hình sau khi phân tích EFA sẽ bao g m 8 biến độc lập và 1 biến
phụ thuộc như sau:
- Biến độc lập: Thái độ, giá trị cảm nhận, kiểm soát hành vi cảm nhận, chuẩn chủ quan, thói quen, tính vị chủng, ấn tượng bao bì, niềm tin hàng nội.
- Biến phụ thuộc: Ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước.
4.3. Kiểm định thang đo đối với biến mới sau khi phân tích nhân tố EFA:
Thang đo ấn tượng về bao bì đối với ý định hành vi (xem phụ lục 9):
Hệ số Cronbach’s alpha của thang đo ấn tượng về bao bì bằng 0.936 và hệ số tương quan biến tổng của 3 biến quan sát đều lớn hơn 0 4 nên 3 biến quan sát trong
Thái độ (H1)+ Giá trị cảm nhận (H2)+ Kiểm soát hành vi cảm nhận (H3)+
Chuẩn chủ quan (H4)+Ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước
(H5)+
Thói quen trong q khứ
(Y) (H6)+ Tính vị chủng (H7)+ Ấn tượng bao bì (H8)+
Niềm tin hàng nội
thang đo ấn tượng về bao bì đều đạt yêu cầu và được giữ nguyên. Vậy thang đo ấn tượng về bao bì g m các biến quan sát sau: GTCN24, GTCN25 và GTCN26.
Thang đo niềm tin hàng nội của người tiêu dùng đối với ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước (xem phụ lục 9):
Hệ số Cronbach’s alpha của thang đo niềm tin hàng nội bằng 0.818 và hệ số tương quan biến tổng của 3 biến quan sát đều lớn hơn 0 4 nên 3 biến quan sát trong thang đo niềm tin hàng nội đều đạt yêu cầu và được giữ nguyên. Vậy thang đo niềm tin hàng nội đạt yêu cầu g m các biến quan sát sau: TVC35, TVC36 và TVC37.
4.4. Mơ hình nghiên cứu điều chỉnh sau khi phân tích nhân tố EFA:
Các giả thuyết của mơ hình nghiên cứu điều chỉnh sau khi phân tích EFA:
H1: Thái độ của người tiêu dùng có khả năng ảnh hưởng cùng chiều đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước.
H2: Giá trị cảm nhận của người tiêu dùng có khả năng ảnh hưởng cùng chiều đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước.
H3: Kiểm soát hành vi cảm nhận của người tiêu dùng có khả năng ảnh hưởng cùng chiều đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước.
H4: Chuẩn chủ quan của người tiêu dùng có khả năng ảnh hưởng cùng chiều đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước.
H5: Thói quen trong quá khứ của người tiêu dùng có khả năng ảnh hưởng cùng chiều đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước.
H6: Tính vị chủng của người tiêu dùng có khả năng ảnh hưởng cùng chiều đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước.
H7: Ấn tượng về bao bì có khả năng ảnh hưởng cùng chiều đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước.
H8: Niềm tin hàng nội của người tiêu dùng có khả năng ảnh hưởng cùng chiều đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước.
4.5. Kiểm định mơ hình và các giả thuyết:
4.5.1 : Phân tích tương quan:
Phân t ch tương quan được thực hiện giữa biến phụ thuộc là ý định hành vi (Y) và các biến độc lập như: Giá trị cảm nhận (GTCN), thái độ (TD), chuẩn chủ quan (CCQ), tính vị chủng (TVC), thói quen (TQ), kiểm sốt hành vi cảm nhận (KSHV), niềm tin hàng nội (NTHN) và ấn tượng bao bì (BB). Hệ số tương quan (r) biến động trong phạm vi từ -1 đến 1: r càng gần -1 thì mối quan hệ nghịch biến càng cao; r càng gần +1 thì mối quan hệ đ ng biến càng cao; r càng gần 0 thì mối quan hệ tuyến tính càng yếu. Đ ng thời cũng phân t ch tương quan giữa các biến độc lập với nhau nhằm phát hiện những mối tương quan chặt chẽ giữa các biến độc lập. Vì những tương quan như vậy có thể ảnh hưởng lớn đến kết quả của phân tích h i quy như gây ra hiện tượng đa cộng tuyến (hệ số tương quan giữa các biến độc lập cao,
thường là > 0.8), hậu quả của hiện tượng đa cộng tuyến là dấu sẽ bị đảo chiều, gây tác động đến tính chất ước lượng của mơ hình làm cho việc ước lượng bị chệch và phương sai của các ước lượng sẽ tăng cao, điều này sẽ làm cho việc giải thích của các hệ số h i quy khơng cịn đáng tin cậy.
Kết quả phân t ch tương quan (xem phụ lục 12) cho thấy có mối quan hệ tương quan cao giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc cụ thể là: có mối quan hệ tương quan tuyến tính giữa các biến độc lập GTCN, CCQ, TVC, TD, TQ, BB, KSHV, NTHN với biến phụ thuộc Y, với hệ số tương quan r (giá trị Pearson Correlation trong bảng phân t ch tương quan) theo thứ tự từ cao đến thấp lần lượt là 0.592, 0.482, 0.463, 0.455, 0.432, 0.325, 0.311, 0.266. Tuy nhiên, trong thực tiễn nghiên cứu các biến độc lập thường có quan hệ với nhau nhưng chúng phải phân biệt nhau (đạt được giá trị phân biệt), cho nên cần phải chú ý tới mối quan hệ tương quan giữa các biến độc lập với nhau để không làm ảnh hưởng tới kết quả h i quy. Trong bảng phân tích này, thì hệ số tương quan giữa các biến độc lập không cao (đa số đều nhỏ hơn 0 8) nên khơng có dấu hiệu của hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra, vì vậy dữ liệu phù hợp để phân tích h i quy tuyến tính.
K
ế t lu ậ n : Có sự tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc, đ ng thời các biến độc lập khơng có sự tương quan cao với nhau, nên dữ liệu nghiên cứu phù hợp để phân tích h i quy tuyến tính.
4.5.2 : Phân tích hồi quy tuyến tính:
Phân tích h i quy tuyến tính được tiến hành với 8 biến độc lập là TD (thái độ), GTCN (giá trị cảm nhận), KSHV (kiểm soát hành vi cảm nhận), CCQ (chuẩn chủ quan), TQ (thói quen trong q khứ), TVC (tính vị chủng), BB (ấn tượng về bao bì), NTHN (niềm tin hàng nội) và 1 biến phụ thuộc là Y (ý định hành vi).
Kết quả phân tích h i quy tuyến tính được trình bày như sau: Bảng 4.3: Bảng đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình
Model Summaryb
Model R R2 R2 hiệu chỉnh Std. Error of the Estimate
Durbin-Watson
Nh
ậ n xét : Hệ số R2 hiệu chỉnh = 0.501 có nghĩa là các biến độc lập có thể giải th ch được khoảng 50.1% phương sai của biến phụ thuộc. Cụ thể là các yếu tố như thái độ của người tiêu dùng, giá trị cảm nhận của người tiêu dùng, kiểm soát hành vi cảm nhận của người tiêu dùng, chuẩn chủ quan của người tiêu dùng, thói quen của người tiêu dùng, tính vị chủng, ấn tượng về bao bì và niềm tin hàng nội của người tiêu dùng có thể giải th ch được khoảng 50.1% sự biến thiên của ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em hàng nội. R2 hiệu chỉnh được sử dụng để phản ánh sát hơn mức độ phù hợp của mơ hình h i quy tuyến t nh đa biến. R2 hiệu chỉnh không nhất thiết tăng lên khi nhiều biến được thêm vào phương trình, nó là thước đo sự phù hợp được sử dụng cho tình huống h i quy tuyến t nh đa biến vì nó khơng phụ thuộc vào độ lệch phóng đại của R2, dùng R2 hiệu chỉnh để đánh giá độ phù hợp của mơ hình sẽ an tồn hơn vì nó khơng thổi ph ng mức độ phù hợp của mơ hình.
K
ế t lu ậ n : Các yếu tố như thái độ, giá trị cảm nhận, kiểm sốt hành vi cảm nhận, chuẩn chủ quan, thói quen trong q khứ, tính vị chủng, ấn tượng bao bì, niềm tin hàng nội có thể giải th ch được 50.1% sự biến thiên của ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước. Tuy nhiên, bên cạnh các yếu tố trên thì ý định hành vi tiêu dùng của người tiêu dùng rất phức tạp bao g m nhiều khía cạnh và nhiều yếu tố khác tác động vào, vì thế rất khó xác định đầy đủ các yếu tố tác động đến ý định hành vi tiêu dùng, cụ thể là theo tác giả H Huy Tựu (2007), đối với lĩnh vực thực phẩm, ý định sử dụng còn bị tác động bởi nhân tố “kiến thức” và “cảm xúc lẫn lộn”. Từ đó cho thấy, mơ hình có hệ số xác định R2 hiệu chỉnh là 50.1% là phù hợp với đề tài nghiên cứu.
Dựa vào bảng kiểm định phương sai ANOVA (phụ lục 13) ta thấy: Trị thống kê F được tính từ giá trị R2 của mơ hình đầy đủ, giá trị Sig = 0.000 < 0.05 cho thấy sẽ an toàn hơn khi bác bỏ giả thuyết Ho cho rằng tất cả các hệ số h i quy bằng 0 (ngoại trừ hằng số), mơ hình h i quy tuyến tính bội của ta phù hợp với dữ liệu thị trường và có thể sử dụng được.
Bảng 4.4: Bảng hệ số h i quy
Bảng hệ số hồi quy
Mơ hình Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy chuẩn
hóa
t Sig. Thống kê đa cộng tuyến
B Std. Error
Beta Dung sai VIF
(Constant) TD Thái độ GTCN Giá trị cảm nhận KSHV Kiểm soát hành vi CCQ Chuẩn 1 chủ quan TQ Thói quen TVC Tính vị chủng BB Ấn tượng bao bì NTHN Niềm tin hàng nội -.079 .260 -.304 .761 .111 .050 .119 2.211 .028 .674 1.483 .222 .061 .233 3.613 .000 .465 2.152 .036 .047 .038 .767 .444 .810 1.234 .168 .049 .187 3.401 .001 .645 1.551 .173 .045 .193 3.818 .000 .757 1.321 .199 .049 .216 4.110 .000 .704 1.420 .006 .051 .006 .125 .901 .722 1.385 .128 .043 .141 2.964 .003 .863 1.159 Nh ậ n xét :
- Tất cả các hệ số phóng đại phương sai VIF của các nhân tố đều nhỏ hơn 5 cho thấy không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến và không làm ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mơ hình. Khơng có tiêu chuẩn ch nh xác nào nói lên độ lớn