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 của VIF là bao nhiêu thì xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến, tuy nhiên theo kinh nghiệm của các nhà nghiên cứu cho rằng VIF > 5 thì hiện tượng đa cộng tuyến xuất hiện và hiện tượng đa cộng tuyến sẽ trầm trọng hơn nếu VIF > 10, khi đó biến độc lập này hầu như khơng có giá trị giải thích biến thiên của Y trong mơ hình h i quy tuyến t nh đa biến (Hair và cộng sự, 2006).
- Để xác định nhân tố nào có tác động đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước ta xem xét giá trị Sig trong bảng kết quả h i quy. Kết
quả h i quy cho thấy giá trị Sig của các nhân tố thái độ – TD (0.028), giá trị cảm nhận – GTCN (0.000), chuẩn chủ quan – CCQ (0.001), thói quen trong quá khứ – TQ (0.000), tính vị chủng – TVC (0.000), niềm tin hàng nội – NTHN (0.003) đều nhỏ hơn 0 05 cho thấy các nhân tố này có ý nghĩa về mặt thống kê trong mơ hình, nghĩa là sự biến thiên tăng hay giảm của từng nhân tố này đều có ảnh hưởng đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước. Cịn các nhân tố kiểm sốt hành vi cảm nhận – KSHV (0.444) và ấn tượng bao bì – BB (0.901) có giá trị Sig lớn hơn 0 05 nên hai nhân tố này khơng có tác động đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước. Như vậy, kết quả cho thấy trong 8 nhân tố ban đầu thì chỉ có 6 nhân tố có tác động tới ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước là TD, GTCN, CCQ, TQ, TVC, NTHN, cịn 2 nhân tố khơng tác động tới ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước là KSHV và BB.
- Để so sánh mức độ tác động mạnh hay yếu của các nhân tố đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước ta dùng hệ số h i quy chuẩn hóa (Beta). Nhân tố nào có hệ số Beta càng cao càng thể hiện tính quan trọng của nhân tố đó đến ý định hành vi tiêu dùng, hay nói cách khác hệ số Beta thể hiện mức độ tác động của từng nhân tố đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước. Kết quả h i quy cho thấy hệ số Beta của nhân tố giá trị cảm nhận là lớn nhất (Beta = 0.233) có nghĩa là nhân tố giá trị cảm nhận tác động mạnh nhất đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước và hệ số Beta của nhân tố thái độ là nhỏ nhất (Beta = 0.119) có nghĩa là nhân tố thái độ ít tác động nhất đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước. Từ đó ta có kết luận là các nhân tố tác động tới ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước được sắp theo mức độ quan trọng từ cao đến thấp lần lượt là: Giá trị cảm nhận (Beta = 0.233), tính vị chủng (Beta = 0.216), thói quen trong quá khứ (Beta = 0.193), chuẩn chủ quan (Beta = 0.187), niềm tin hàng nội (Beta = 0.141) và thái độ của người tiêu dùng (Beta = 0.119).
- Mơ hình được biểu diễn lại dưới dạng phương trình h i quy tuyến tính có dạng như sau: Y = - 0.079 + 0.119 TD + 0.233 GTCN + 0.187 CCQ + 0.193 TQ + 0.216 TVC + 0.141 NTHN. Với:
Y: Ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước TD: Thái độ của người tiêu dùng.
GTCN: Giá trị cảm nhận của người tiêu dùng.
KSHV: Kiểm soát hành vi cảm nhận của người tiêu dùng. CCQ: Chuẩn chủ quan của người tiêu dùng.
TQ: Thói quen trong quá khứ của người tiêu dùng. TVC: Tính vị chủng của người tiêu dùng.
BB: Ấn tượng về bao bì của người tiêu dùng. NTHN: Niềm tin hàng nội của người tiêu dùng. - Diễn giải kết quả của phương trình h i quy đa biến:
Dựa vào giá trị Sig, ta thấy rằng có 6 nhân tố tác động đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước là thái độ, giá trị cảm nhận, chuẩn chủ quan, thói quen, tính vị chủng và niềm tin hàng nội (do có giá trị Sig < 0.05). Cịn 2 yếu tố khơng tác động tới ý định hành vi là kiểm sốt hành vi cảm nhận và ấn tượng bao bì (do có giá trị Sig > 0.05).
Kết quả h i quy cho thấy các hệ số h i quy của 6 nhân tố (thái độ, giá trị cảm nhận, chuẩn chủ quan, thói quen, tính vị chủng, niềm tin hàng nội) đều mang dấu dương (+) và có ý nghĩa thống kê (Sig < 0.05) chứng tỏ các nhân tố trên tác động cùng chiều đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước Điều này chứng minh mỗi một nhân tố đo lường có mối liên hệ với các thang đo như đã kỳ vọng về mặt lý thuyết Nghĩa là, các thang đo của các nhân tố trong mơ hình đạt được tiêu chuẩn về giá trị liên hệ lý thuyết.
Thái độ của người tiêu dùng góp phần hình thành nên ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước. Cụ thể là, khi các yếu tố khác không đổi, thái độ của người tiêu dùng tăng hoặc giảm 1 đơn vị thì giá trị trung bình của ý
định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước sẽ theo chiều hướng tăng hoặc giảm 0.111 đơn vị.
Giá trị cảm nhận của người tiêu dùng góp phần hình thành nên ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước. Cụ thể là, khi các yếu tố khác không đổi, giá trị cảm nhận của người tiêu dùng tăng hoặc giảm 1 đơn vị thì giá trị trung bình của ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước sẽ theo chiều hướng tăng hoặc giảm 0.222 đơn vị.
Chuẩn chủ quan của người tiêu dùng góp phần hình thành nên ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước. Cụ thể là, khi các yếu tố khác không đổi, chuẩn chủ quan của người tiêu dùng tăng hoặc giảm 1 đơn vị thì giá trị trung bình của ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước sẽ theo chiều hướng tăng hoặc giảm 0 168 đơn vị.
Thói quen trong quá khứ của người tiêu dùng góp phần hình thành nên ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước. Cụ thể là, khi các yếu tố khác không đổi, thói quen trong quá khứ của người tiêu dùng tăng hoặc giảm 1 đơn vị thì giá trị trung bình của ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước sẽ theo chiều hướng tăng hoặc giảm 0.173 đơn vị.
Tính vị chủng của người tiêu dùng góp phần hình thành nên ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước. Cụ thể là, khi các yếu tố khác khơng đổi, tính vị chủng của người tiêu dùng tăng hoặc giảm 1 đơn vị thì giá trị trung bình của ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước sẽ theo chiều hướng tăng hoặc giảm 0.199 đơn vị.
Niềm tin hàng nội của người tiêu dùng góp phần hình thành nên ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước. Cụ thể là, khi các yếu tố khác không đổi, niềm tin hàng nội của người tiêu dùng tăng hoặc giảm 1 đơn vị thì giá trị trung bình của ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước sẽ theo chiều hướng tăng hoặc giảm 0.128 đơn vị.
K
ế t lu ậ n : Từ 8 nhân tố theo mơ hình nghiên cứu điều chỉnh sau khi phân tích EFA, thì chỉ có 6 nhân tố tác động tới ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất
trong nước là thái độ, giá trị cảm nhận, chuẩn chủ quan, thói quen trong quá khứ, tính vị chủng, niềm tin hàng nội. Cịn 2 nhân tố không tác động tới ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước là kiểm soát hành vi cảm nhận và ấn tượng bao bì. Trong 6 nhân tố tác động đến ý định hành vi tiêu dùng nêu trên thì nhân tố giá trị cảm nhận tác động mạnh nhất đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước, kế đến là các nhân tố tính vị chủng, thói quen trong quá khứ, quy chuẩn chủ quan, niềm tin hàng nội, và nhân tố t tác động đến ý định hành vi tiêu dùng nhất là nhân tố thái độ của người tiêu dùng. Đối với tình huống của đề tài này, những nhân tố có hệ số Beta lớn cho thấy rằng người tiêu dùng quan tâm nhiều nhất đến nhân tố đó, đây ch nh là một trong những căn cứ để xây dựng một số giải pháp nhằm góp phần hình thành nên ý định hành vi tiêu dùng đối với mặt hàng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước, mức độ ưu tiên của các giải pháp cũng sẽ dựa vào thứ tự quan tâm từ cao đến thấp của người tiêu dùng đối với từng nhân tố.
4.5.3 : Kiểm định các giả thuyết của mơ hình nghiên cứu:
Kiểm định các giả thuyết của mơ hình nghiên cứu điều chỉnh sau khi phân tích EFA như sau:
- Giả thuyết 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.
Dựa vào kết quả của phân tích h i quy, ta thấy hệ số h i quy B của nhân tố thái độ = 0.111 > 0 và giá trị Sig = 0.028 < 0.05 nên giả thuyết H1 được chấp nhận. Nghĩa là khi các yếu tố khác không đổi, thái độ của người tiêu dùng tăng hoặc giảm 1 đơn vị thì giá trị trung bình của ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước sẽ theo chiều hướng tăng hoặc giảm 0.111 đơn vị.
- Giả thuyết 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. Dựa vào kết quả của phân tích h i quy, ta thấy hệ số h i quy B của nhân tố giá trị cảm nhận = 0.222 > 0 và giá trị Sig = 0.00 < 0.05 nên giả thuyết H2 được chấp nhận Nghĩa là, khi các yếu tố khác không đổi, giá trị cảm nhận của người tiêu dùng
tăng hoặc giảm 1 đơn vị thì giá trị trung bình của ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước sẽ theo chiều hướng tăng hoặc giảm 0.222 đơn vị.
- Giả thuyết H3: Kiểm sốt hành vi cảm nhận có khả năng ảnh hưởng cùng chiều đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước.
Dựa vào kết quả của phân tích h i quy, ta thấy hệ số h i quy B của nhân tố kiểm soát hành vi cảm nhận = 0.036 > 0 và giá trị Sig = 0.444 > 0.05 nên giả thuyết H3 không được chấp nhận Nghĩa là nhân tố kiểm soát hành vi cảm nhận không tác động đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước.
- Giả thuyết 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. Dựa vào kết quả của phân tích h i quy, ta thấy hệ số h i quy B của nhân tố chuẩn chủ quan = 0.168 > 0 và giá trị Sig = 0.001 < 0.05 nên giả thuyết H4 được chấp nhận Nghĩa là, khi các yếu tố khác không đổi, chuẩn chủ quan của người tiêu dùng tăng hoặc giảm 1 đơn vị thì giá trị trung bình của ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước sẽ theo chiều hướng tăng hoặc giảm 0 168 đơn vị.
- Giả thuyết 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.
Dựa vào kết quả của phân tích h i quy, ta thấy hệ số h i quy B của nhân tố thói quen trong quá khứ = 0.173 > 0 và giá trị Sig = 0.000 < 0.05 nên giả thuyết H5 được chấp nhận Nghĩa là, khi các yếu tố khác khơng đổi, thói quen trong q khứ của người tiêu dùng tăng hoặc giảm 1 đơn vị thì giá trị trung bình của ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước sẽ theo chiều hướng tăng hoặc giảm 0.173 đơn vị.
- Giả thuyết H6: Tính vị chủng có khả năng ảnh hưởng cùng chiều đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước.
Dựa vào kết quả của phân tích h i quy, ta thấy hệ số h i quy B của nhân tố tính vị chủng = 0.199 > 0 và giá trị Sig = 0.000 < 0.05 nên giả thuyết H6 được chấp
nhận Nghĩa là, khi các yếu tố khác khơng đổi, tính vị chủng tăng hoặc giảm 1 đơn vị thì giá trị trung bình của ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước sẽ theo chiều hướng tăng hoặc giảm 0.199 đơn vị.
- Giả thuyết 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.
Dựa vào kết quả của phân tích h i quy, ta thấy hệ số h i quy B của nhân tố ấn tượng bao bì = 0.006 > 0 và giá trị Sig = 0.901 > 0.05 nên giả thuyết H7 không được chấp nhận Nghĩa là nhân tố ấn tượng về bao bì khơng tác động đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước.
- Giả thuyết H8: Niềm tin hàng nội có khả năng ảnh hưởng cùng chiều đến ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước.
Dựa vào kết quả của phân tích h i quy, ta thấy hệ số h i quy B của nhân tố niềm tin hàng nội = 0.128 > 0 và giá trị Sig = 0.003 < 0.05 nên giả thuyết H8 được chấp nhận Nghĩa là, khi các yếu tố khác không đổi, niềm tin hàng nội tăng hoặc giảm 1 đơn vị thì giá trị trung bình của ý định hành vi tiêu dùng thuốc bổ trẻ em sản xuất trong nước sẽ theo chiều hướng tăng hoặc giảm 0.128 đơn vị.