4.4. Phân tích hồi quy đa biến
4.4.1. Phân tích tương quan
Hệ số tương quan Pearson (Pearson correlation coefficient, kí hiệu r) đo lường mức độ tương quan tuyến tính giữa hai biến. Ở đây ta sẽ xem xét mối quan hệ giữa các nhân tố ảnh hưởng đến hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh của sinh viên thuộc chương trình chất lượng cao của BUH thơng qua việc phân tích hệ số tương quan Pearson (r)
Hệ số tương quan Pearson (r) sẽ nhận giá trị từ -1 đến 1. Điều kiện để tương quan
có mức ý nghĩa Sig. <0,05. Khi r < 0 cho biết một sự tương quan nghịch giữa hai biến, nghĩa là nếu giá trị của biến này tăng thì sẽ làm giảm giá trị của biến kia; r =0 cho thấy khơng có sự tương quan và khi r > 0 cho biết một sự tương quan thuận giữa hai biến, nghĩa là nếu giá trị của biến này tăng thì sẽ làm tăng giá trị của biến kia.
Khi đã xác định hai biến có mối tương quan tuyến tính, chúng ta sẽ xét đến độ mạnh hay yếu của mối tương quan này thông qua trị tuyệt đối của r. Theo Andy Field (2009): |r| < 0,1: mối tương quan rất yếu; |r| < 0,3: mối tương quan yếu; |r| < 0,5: mối tương quan trung bình; |r| ≥ 0,5: mối tương quan mạnh.
NT Pearson * * * * * Sig. (2-phía) 0,000 0,002 0,000 0,000 0,000 Số quan sát 205 205 205 205 205 205 CQ Hệ số tương quang Pearson 0,533* * 0,212** 1 0,449* * 0,462* * 0,385* * Sig. (2-phía) 0,000 0,002 0,000 0,000 0,000 Số quan sát 205 205 205 205 205 205 TT Hệ số tương quang Pearson 0,604* * 0,344** 0,449* * 1 0,375* * 0,531* * Sig. (2-phía) 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 Số quan sát 205 205 205 205 205 205 TĐ Hệ số tương quang Pearson 0,676* * 0,245** 0,462* * 0,375* * 1 0,304* * Sig. (2-phía) 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
QT Pearson Sig. (2-phía) 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 Số quan sát 205 205 205 205 205 205 Tóm tắt mơ hình Mơ hình R R bình phương R bình phương hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng Giá trị Durbin- Watson 1 0,792a 0,628 0,618 0,42544 1,761 \----- **. Tương quan có ý nghĩa ở mức 0,01 (2-phía).
Nguồn: Tính tốn từ dữ liệu điều tra
Ket quả bảng 4.9 cho thấy, mức ý nghĩa Sig. kiểm định t tương quan Pearson các giữa 5 biến độc lập NT, CQ, TT, QT và TĐ với biến phụ thuộc HV đều < 0,05. Như vậy,
có mối liên hệ tuyến tính giữa các biến độc lập này với biến phụ thuộc. Giữa các biến độc lập với nhau, khơng có mối tương quan nào q mạnh khi trị tuyệt đối hệ số tương quan giữa các cặp biến đều nhỏ hơn 0,5. Như vậy, khả năng xảy ra hiện tượng cộng tuyến
phương 1 Hồi quy 60,733 5 12,147 67,108 0,000 Phần dư 36,020 199 0,181 Tổng 96,753 204 Biến phụ thuộc: HV Các biến dự báo: (hằng số), QT, TĐ, NT, CQ, TT
Nguồn: Tính tốn từ dữ liệu điều tra
Kết quả bảng 4.10 hồi quy tuyến tính có hệ số xác định R2 là 0,618 và hệ số xác định R2 điều chỉnh là 0,618 nên mơ hình này hồn tồn có ý nghĩa về mặt thống kê. Với
R2 = 61,8%, ta có thể nói mơ hình phù hợp tới 61,8% mức độ biến thiên của hành vi tiêu
dùng sản phẩm xanh được giải thích bởi các yếu tố đưa vào mơ hình, cịn lại các yếu tố khác chưa thể hiện trong mơ hình nghiên cứu, hay nói một cách dễ hiểu hơn là các biến độc lập trong mơ hình giải thích được 61,8% sự biến thiên của biến phụ thuộc. Vì vậy, mơ hình này có thể được xem là một mơ hình khá tốt và có thể dựa vào nó để đưa ra những đề xuất để cải thiện hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh.
Ket quả bảng 4.10 cho thấy, kiểm định Durbin-Watson có giá trị 1,761 xấp xỉ bằng 2 như vậy khơng có hiện tượng tự tương quan của phần dư.
Mơ hình chuẩn hóa chuẩn hố kê t tuyến B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận Hệ số phóng đại phương sai (VIF) 1 (Hằng số) - 0,036 0,256 -0,139 0,89 0 NT 0,105 0,053 0,092 1.972 0,05 0 0,861 1161 CQ 0,135 0,050 0,142 2.706 0,00 7 0,680 1,470 TT 0,289 0,054 0,300 5.387 0,00 0 0,602 1,660 TĐ 0,412 0,046 0,453 9.000 0,00 0 0,738 1355 QT 0,059 0,043 0,072 1.370 0,17 2 0,684 1463 Biến phụ thuộc: HV
Nguồn: Tính tốn từ dữ liệu điều tra
Kết quả bảng 4.11 ta thấy, giá trị F= 67,108 với mức ý nghĩa Sig. =0,000 < 0.05,
ta có thể kết luận R2 của tổng thể khác 0 ÷ Mơ hình hồi quy tuyến tính có thể có thể suy
Nguồn: Tính tốn từ dữ liệu điều tra
Kết quả bảng 4.12 cho thấy, hầu hết mức ý nghĩa Sig. của kiểm định t của các biến độc lập đều <0,05, chỉ có biến QT (quan tâm) có sig. kiểm định t là 0,172 >0,05, do
đó, cần thiết loại biến này ra khỏi mơ hình hay nói cách khác biến QT khơng có tác động
đến biến phụ thuộc HV (hành vi) của mơ hình. Những biến độc lập cịn lại đều có mức ý nghĩa Sig. ≤0,05, do đó có thể kết luận rằng các biến nhận thức, chuẩn chủ quan, sự tin
tưởng và thái độ đều có tác động đến hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh. Từ đó, phương trình hồi quy ước lượng các nhân tố ảnh hưởng đến hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh của sinh viên học chương trình chất lượng cao tại BUH được viết như sau:
HV = 0,453*TĐ + 0,3*TT + 0.142*CQ + 0,092*NT (4.1) Khơng có giá trị VIF nào cao hơn 2, như vậy các biến độc lập khơng có sự tương Khi xét đến mối liên hệ của những biến độc lập có tác động đến biến phụ thuộc, ta xem xét xem đó là mối quan hệ cùng hay nghịch chiều giữa những sự tác động này. Cụ thể, tất cả các biến cịn lại của mơ hình gồm 4 biến là NT (nhận thức), CQ (chuẩn chủ quan), TT (tin tưởng) và TĐ (thái độ) đều có tác động cùng chiều với biến phụ thuộc
HV (hành vi) vì hệ số hồi quy của chúng đều dương (bảng 4.12).
4.5. Phân tích phương sai ANOVA
Có 4 thơng tin cá nhân được đưa vào kiểm định là: giới tính, sinh viên, chuyên ngành và chi tiêu. Mục đích của kiểm định là để xem các yếu tố cá nhân có ảnh hưởng đến hành vi khơng, và nếu có ảnh hưởng thì sự khác biệt trong ảnh hưởng đó như thế nào. Kết quả phân tích ANOVA là căn cứ xác định sự khác nhau một cách có ý nghĩa thống kê hay khơng. Dựa vào cơ sở lý thuyết ở chương 2, ta thực hiện các kiểm định và đưa ra kết quả kiểm định như sau:
Kiểm định sự khác biệt giữa hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh với giới tính khác Bảng 4.13. Kiểm định ANOVA HV với GT
1,448 0,23 1,563 0,200
Kiểm định Leneve Kiểm định ANOVA
F Sig. F Sig.
1,990 0,139 1,356 0,260
Nguồn: Tính tốn từ dữ liệu điều tra
Kết quả của kiểm định Levene có mức ý nghĩa Sig. =0,748 (bảng 4.13) > 0,05 như vậy ta chấp nhận H0 ở mức ý nghĩa 5%. Khơng có sự khác nhau về phương sai của 2 tổng thể.
Kết quả phân tích One-Way ANOVA cho thấy, nhóm giới tính nam và nữ có mức ý nghĩa Sig = 0,471 (bảng 4.13) >0,05 nên ta có đủ căn cứ để có thể kết luận rằng khơng
có sự khác biệt giữa hai nhóm nam và nữ đối với hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh.
Kiểm định sự khác biệt giữa hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh với sinh viên có năm theo học khác nhau
Bảng 4.14. Kiểm định ANOVA HV với SV
Nguồn: Tính tốn từ dữ liệu điều tra
Nhìn vào kiểm định Levene trên ta thấy mức ý nghĩa Sig.= 0,23 (bảng 4.14) >0,05
như vậy ta có thể nói phương sai tổng thể đồng nhất, kế tiếp xem xét kiểm định ANOVA
với mức ý nghĩa Sig.= 0,2 (bảng 4.14 ) >0,05 nên ta có đủ căn cứ để kết luận khơng có sự khác biệt giữa những người tiêu dùng là sinh viên năm bao nhiêu về hành vi tiêu dùng
sản phẩm xanh tức là dù người tiêu dùng là những sinh viên năm 1,năm 2, năm 3 hay năm 4 thì vẫn có thể nói hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh của họ là như nhau.Bảng 4.15. Kiểm định ANOVA HV với CN
Nguồn: Tính tốn từ dữ liệu điều tra
Kết quả của kiểm định Leneve có mức ý nghĩa Sig. =0,139 (bảng 4.15) > 0,05 nên ta có thể nói khơng có sự khác biệt về phương sai giữa những sinh viên thuộc chuyên
ngành khác nhau với hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh. Kế tiếp, kết quả phân tích One- Way ANOVA cho thấy mức ý nghĩa Sig. = 0,26 (bảng 4.15) >0,05 nên ta có thể kết luận rằng có khơng có sự khác biệt giữa các nhóm sinh viên học chuyên ngành khác nhau đối
Kiểm định sự khác biệt giữa hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh với sinh viên có chi tiêu khác nhau
vậy có cơ sở để nói khơng có sự khác biệt về phương sai giữa những sinh có mức chi tiêu hàng tháng khác nhau với hành vi tiêu dùng xanh. Nhìn tiếp vào kết quả của kiểm định One-way ANOVA có mức ý nghĩa Sig. = 0,515 (bảng 4.16) >0,05 nên khơng có sự khác biệt giữa những người tiêu dùng là sinh viên có mức chi tiêu khác nhau với hành vi tiêu dùng những sản phẩm xanh.
4.6. Thảo luận
Kết quả tại bảng 4.12 ta được sau khi loại bỏ các nhân tố không ảnh hưởng, các nhân tố có ảnh hưởng được giữ lại gồm: (1) thái độ đối với môi trường, (2) sự tin tưởng của người dùng vào sản phẩm, (3) chuẩn chủ quan (ảnh hưởng xã hội) và (4) nhận thức về vấn đề môi trường. Trong đó, thái độ đối với mơi trường là nhân tố có tác động mạnh
nhất đến hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh (với hệ số hồi quy chuẩn hóa β = 0,453), có tác động đến hành vi tiêu dùng xanh mạnh thứ hai là nhân tố sự tin tưởng của người dùng
với các sản phẩm xanh này (β=0,3), tiếp đó là nhân tố chuẩn chủ quan hay có tên gọi khác là ảnh hưởng xã hội (β=0,142) và cuối cùng là nhân tố nhận thức về các vấn đề môi
trường (β=0,092). Và đúng như giả thuyết ban đầu đặt ra, 4 nhân tố này đều có tác động cùng chiều với hành vi tiêu dùng xanh của sinh viên học chương trình chất lượng cao tại
thái độ của một người được thể hiện qua những cảm nhận, niềm tin và nhận định của họ về những vấn đề liên quan đến mơi trường, khi có những thái độ tích cực, tốt với mơi trường sẽ dẫn đến những hành động càng cụ thể để tạo ra những lợi ích thật sự để cải thiện mơi trường và tiêu dùng những sản phẩm có nguồn gốc sạch, tốt, không tạo ra những tác hại cho môi trường là việc làm mà được nhiều người quan tâm đến nhất hiện nay. Do đó, tác động của thái độ càng lớn sẽ kích thích hành vi được thực hiện càng lớn.
Kết quả nghiên cứu này phù hợp với những thuyết TRA (Ajen & Fishbein, 1975) và TPB
(Ajzen, 1991) và những nghiên cứu khác về hành vi tiêu dùng xanh được đề cập cơ sở lý thuyết của bài. Vì vậy, nó được xem là một nhân tố dự báo tốt về việc nghiên cứu tiêu
dùng xanh.
Kết quả nghiên cứu cũng chỉ ra rằng nhân tố tác động đứng thứ hai với hành vi tiêu dàng xanh là sự tin tưởng của người dùng vào sản phẩm (β = 0,3) và hoàn toàn
đúng
với giải thuyết đã được đề ra trước đó. Một khi người tiêu dùng tin tưởng về chất lượng sản phẩm sẽ được đảm bảo bởi những cơ quan chức trách, tin tưởng vào việc mọi người cùng sử dụng những sản phẩm xanh có chất lượng tốt sẽ cải thiện được sức khỏe, môi trường sống của họ. Hay nói cách khác hành vi tiêu dùng xanh của người tiêu dùng là giới trẻ sẽ được tạo ra ngày càng nhiều hơn khi họ tin tưởng vào sản phẩm. Kết quả trên phù hợp với các nghiên cứu trước đây (Berg, et al., 2005; Mansvelt & Robbins, 2011; Iravania, et al., 2012; Hồ Huy Tựu, et al., 2018). Do vậy, đây cũng là một nhân tố quan trọng cần được các nhà sản xuất sản phẩm, chính quyền và những nhà nghiên cứu quan tâm nhiều hơn để tạo ra được những sản phẩm ngày càng được hoàn thiện hơn tạo được niềm tin cho người dùng.
tác động tích cực đến hành vi tiêu dùng xanh của một bộ phận sinh viên BUH. Ket quả trên phù hợp với lý thuyết TRA (Ajen & Fishbein, 1975) và lý thuyết TPB (Ajzen, 1991)
đã được nghiên cứu và chứng minh. Do đó, cần tích cực hơn nữa trong cơng tác tun truyền, thơng tin đến người tiêu dùng nói chung để họ biết và hiểu được lợi ích của những
sản phẩm xanh này để tạo ra nhiều hơn tiêu dùng xanh trong tương lai.
Kết quả nghiên cứu cho thấy nhận thức về hành vi tiêu dùng xanh có tác động cùng chiều với hành vi tiêu dùng xanh của một bộ phận sinh viên BUH và điều này đúng
với giả thuyết được tác giả đưa ra trước đó. Để có được nhận thức tốt thì người tiêu dùng
phải có được những kiến thức, hiểu biết về vấn đề mơi trường để có thể tự đưa ra được những đánh giá của bản thân về những hành vi tiêu dùng xanh có liên quan, như thế mới
xây dựng cho mình có một nhận thức tốt về những sản phẩm xanh hay biết cách kiểm soát những hành vi tiêu dùng xanh một cách hiệu quả nhất để tạo ra những hành động tốt nhất. Nhận thức này càng cao thì dẫn đến thực hiện hành vi càng cao. Kết quả trên phù hợp với lý thuyết TRA (Ajen & Fishbein, 1975) và lý thuyết TPB (Ajzen, 1991) đã được nghiên cứu và chứng minh.
Từ kết quả của những phân tích trên, ta thấy sự quan tâm đến vấn đề môi trường và chất lượng của sản phẩm khơng cho thấy có sự tác động đến hành vi tiêu dùng những
sản phẩm xanh của một bộ phận sinh viên học tại BUH. Một người tiêu dùng có sự quan
tâm về một sản phẩm có những lợi ích tích cực với mơi trường nhưng khi xem xét về các
Qua kết quả phân tích ở chương 4, mơ hình nghiên cứu ban đầu với 6 biến độc lập sau khi thực hiện hàng loạt các bước như: kiểm định độ tin cậy thang đo, phân tích nhân tố khám phá EFA, phân tích hồi quy. Ta thu được kết quả từ 6 biến cịn 4 biến độc lập có tác động đến biến phụ thuộc hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh gồm: thái độ đối với môi trường, sự tin tưởng của người dùng vào sản phẩm xanh, chuẩn chủ quan, nhận thức hành vi bảo vệ môi trường. Tuy mức độ tác động của các nhân tố là khác nhau nhưng nhìn chung các nhân tố này vẫn có tác động cùng chiều với hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh của sinh viên học chương trình chất lượng cao tại BUH.
Tiếp theo ở chương cuối tác giả sẽ đề cập đến những kết quả mà nghiên cứu đã đạt được từ đó đưa ra hàm ý quản trị và các mặt hạn chế mà nghiên cứu gặp phải.
CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẢN TRỊ5.1. Ket luận 5.1. Ket luận
Đề tài nghiên cứu được thực hiện cơ bản được dựa trên những nội dung cơ bản của lý thuyết về hành vi và các mơ hình nghiên cứu của nó đã được kiểm chứng qua những nghiên cứu đi trước có đề tài liên quan đến hành vi của con người như: Mơ hình thuyết hành động hợp lý (Theory of Reasoned Action - TRA) (Ajen & Fishbein, 1975), mơ hình thuyết hành vi hoạch định (Theory of Planned Behavior - TBP) (Ajzen, 1991). Trên cơ sở của các lý thuyết này và kết quả của những bài nghiên cứu trước đó về những
ý định, hành vi về tiêu dùng xanh được tác giả tìm hiểu, nghiên cứu, tổng hợp để xây dựng mơ hình nghiên cứu đề xuất cho đề tài “các yếu tố tác động đến hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh của sinh viên thuộc hệ đào tạo chất lượng cao tại Trường Đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh” đưa ra được 6 yếu tố giả định các tác động đến hành vi