CET HPC PDC IPJ
CET Tƣơng quan Pearson 1 -.144* -.351** -.412**
Sig. (2 chiều) .022 .000 .000
N 255 255 255 255
HPC Tƣơng quan Pearson -.144* 1 .306** .400**
Sig. (2 chiều) .022 .000 .000
N 255 255 255 255
PDC Tƣơng quan Pearson -.351** .306** 1 .253**
Sig. (2 chiều) .000 .000 .000
N 255 255 255 255
IPJ Tƣơng quan Pearson -.412** .400** .253** 1
Sig. (2 chiều) .000 .000 .000
N 255 255 255 255
Ghi chú: * Tƣơng quan có ý nghĩa ở mức 0.05 (hai chiều)
**
Tƣơng quan có ý nghĩa ở mức 0.01 (hai chiều)
Kết quả phân tích hệ số tƣơng quan giữa các biến cho thấy hệ số tƣơng quan giữa đánh giá giá trị hàng ngoại nhập (IPJ) với các biến độc lập lần lƣợt là với CET là 0.412; với HPC là 0.400; với PDC là 0.253. Nghĩa là biến IPJ có mối quan hệ tuyến tính với các biến độc lập CET, HPC, PDC. Vì vậy, các biến độc lập này có thể đƣa vào mơ hình để giải thích cho biến đánh giá giá trị hàng ngoại nhập (IPJ).
Tác giả tiếp tục phân tích hồi quy bằng SPSS với phƣơng pháp ENTER (đồng thời). Giá trị của các nhân tố đƣợc dùng để chạy hồi quy là giá trị trung bình của các biến đo lƣờng đã đƣợc kiểm định Cronbach alpha và EFA. Kết quả hồi quy
mơ hình thành phần thứ nhất đƣợc trình bày trong Phụ lục 5. Từ kết quả cho thấy, hệ số xác định R2 = 0.289 (≠0) và R2 đã điều chỉnh bằng 0.280 (gọi là R21), kiểm định F trong ANOVA cho thấy mức ý nghĩa p (trong SPSS ký hiệu là sig.) = 0.000. Nhƣ vậy, mơ hình hồi quy phù hợp. Hay nói cách khác, ba biến độc lập (tính vị chủng tiêu dùng, cạnh tranh thắng thế, cạnh tranh phát triển) giải thích đƣợc khoảng 28% phƣơng sai của biến phụ thuộc đánh giá giá trị hàng ngoại nhập.
Bảng 4.9. Bảng trọng số hồi quy của mơ hình hồi quy 1
Biến quan sát
Trọng số hồi quy chƣa chuẩn hóa
Trọng số hồi quy đã chuẩn hóa t Sig. Đa cộng tuyến B SE β T VIF Hằng số 3.937 .656 6.003 .000 CET -.393 .063 -.354 -6.226 .000 .876 1.142 HPC .406 .067 .341 6.100 .000 .905 1.105 PDC .041 .099 .025 .416 .678 .810 1.234
Ghi chú: biến phụ thuộc: IPJ; biến độc lập: CET, HPC, PDC
Xem xét bảng trọng số hồi quy (bảng 4.9), chúng ta thấy chỉ có hai nhân tố, đó là tính vị chủng tiêu dùng và cạnh tranh thắng thế có ảnh hƣởng đến đánh giá giá trị hàng ngoại nhập vì trọng số hồi quy của hai biến này đều có ý nghĩa thống kê (đều có p < 0.05). Trong đó, tính vị chủng tiêu dùng có tác động ngƣợc chiều vào đánh giá giá trị hàng ngoại nhập (vì có hệ số Beta âm). Cạnh tranh thắng thế tác động cùng chiều vào đánh giá giá trị hàng ngoại nhập (vì có hệ số Beta dƣơng). Riêng biến cạnh tranh phát triển tác động cùng chiều lên đánh giá giá trị hàng ngoại nhập nhƣng khơng có ý nghĩa thống kê (vì β = 0.025; p = 0.678, khơng có ý nghĩa thống kê). Do đó, với dữ liệu hiện tại, chúng ta có thể kết luận rằng cạnh tranh phát triển khơng có mối quan hệ tuyến tính với đánh giá giá trị hàng ngoại nhập. Tiếp theo, để so sánh tác động của từng biến độc lập (CET và HPC) lên biến phụ thuộc (IPJ), chúng ta xem xét hệ số Beta (β) đã chuẩn hóa. Nếu giá trị tuyệt đối β của
ngoại nhập (IPJ). Cụ thể, chúng ta thấy tính vị chủng tiêu dùng tác động vào đánh giá giá trị hàng ngoại nhập mạnh hơn (|βCET| = 0.354), cạnh tranh thắng thế tác động vào đánh giá giá trị hàng ngoại nhập yếu hơn (βIPJ = 0.341).
Ngoài ra, xem xét kiểm định đa cộng tuyến, chúng ta nhận thấy các hệ số phóng đại phƣơng sai VIF đều nhỏ hơn 2. Do đó, khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến. Vì vậy, một cách tổng quát, mơ hình hồi quy 1 phù hợp.
4.4.2. Phân tích mơ hình hồi quy 2
Tiếp theo, tác giả tiến hành xem xét mơ hình hồi quy 2, đó là xem xét tác động của tính vị chủng tiêu dùng (CET), cạnh tranh phát triển (PDC), cạnh tranh thắng thế (HPC), và đánh giá giá trị hàng ngoại nhập (IPJ) lên xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại (FPI). Đồng thời, nhƣ đã nói ở trên, mơ hình hồi quy 2 này cũng sẽ xem xét đến tác động của các biến định lƣợng (giới tính, độ tuổi, mức thu nhập và học vấn) đến xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại nhập. Vì vậy, để phân tích các biến định tính này, trƣớc hết tác giả chuyển chúng sang biến định lƣợng bằng cách dùng mã dummy, với giá trị 1 và 0. Các ký hiệu và cách mã của các biến giả dummy của bốn biến định tính trên đƣợc trình bày trong bảng 4.10.
Bảng 4.10. Mã dummy cho các biến định tính
Biến quan sát Ký hiệu Định tính Mã dummy
Giới tính: Nam Nữ S 1 2 1 0 Độ tuổi: Từ 21 – 30 tuổi Từ 31 tuổi trở lên A 1 2 1 0 Thu nhập: Từ 5 triệu trở xuống Từ 5.1 – 10 triệu Trên 10 triệu I 1 2 3 I1 I2 1 0 0 0 1 0 Học vấn: Dƣới đại học Từ đại học trở lên E 1 2 1 0
Nhƣ vậy, trong mơ hình hồi quy 2 này có một biến phụ thuộc đó là xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại (FPI), và 9 biến độc lập (bao gồm: CET, HPC, PDC, IPJ, S, A, I1, I2 và E). Giá trị của các nhân tố CET, HPC, PDC, IPJ và FPI đƣợc dùng để chạy hồi quy là giá trị trung bình của các biến đo lƣờng đã đƣợc kiểm định Cronbach alpha và EFA. Phƣơng pháp ENTER cũng đƣợc sử dụng trong phân tích hồi quy này. Hệ số tƣơng quan giữa xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại với các biến độc lập lần lƣợt là, với CET là 0.569; với HPC là 0.170; với PDC là 0.341; với IPJ là 0.428; với S là 0.022; với A là 0.407; với I1 là 0.016; với I2 là 0.031; và với E là 0.287 (xem Phụ lục 6a).
Kết quả hồi quy chi tiết đƣợc trình bày trong Phụ lục 6b. Kết quả này cho thấy mơ hình phù hợp, hệ số xác định R2 = 0.419 và R2 đã hiệu chỉnh bằng 0.398 (gọi là R22), mức ý nghĩa của kiểm định F trong ANOVA p = 0.000. Điều đó có nghĩa, các biến tính vị chủng tiêu dùng, cạnh tranh thắng thế, cạnh tranh phát triển, đánh giá giá trị hàng ngoại nhập, giới tính, độ tuổi, mức thu nhập và mức học vấn của ngƣời tiêu dùng giải thích đƣợc khoảng 39.8% sự thay đổi của biến xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại. Để đánh giá mức độ ảnh hƣởng của từng biến độc lập trên lên xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại, tác giả xem xét bảng trọng số hồi quy của mơ hình này. Bảng 4.11. sẽ trình bày tóm tắt các thơng số của bảng trọng số hồi quy.
Bảng 4.11. Bảng trọng số hồi quy của mơ hình hồi quy 2
Biến quan sát
Trọng số hồi quy chƣa chuẩn hóa
Trọng số hồi quy đã chuẩn
hóa
t Sig. Đa cộng tuyến
B SE β T VIF Hằng số 3.300 .672 4.914 .000 CET -.453 .067 -.412 -6.713 .000 .629 1.591 HPC -.062 .066 -.053 -.951 .342 .672 1.312 PDC .198 .091 .120 2.177 .030 .782 1.278 IPJ .180 .059 .182 3.074 .002 .675 1.481 S -.017 .168 -.005 -.103 .918 .836 1.197 A .506 .165 .171 3.074 .002 .768 1.301 I 1 .133 .270 .047 .490 .625 .259 3.863 I 2 -.175 .247 -.062 -.707 .480 .308 3.245 E -.082 .169 -.029 -.488 .626 .661 1.512
Ghi chú: biến phụ thuộc: FPI; biến độc lập: CET, HPC, PDC, IPJ, S, A, I1, I2, E
Xem xét bảng trọng số hồi quy trên, chúng ta thấy trong số bốn biến độc lập định lƣợng (CET, HPC, PDC, IPJ) thì chỉ có ba biến, đó là tính vị chủng tiêu dùng (CET), cạnh tranh phát triển (PDC) và đánh giá giá trị hàng ngoại nhập (IPJ) có tác động đủ mạnh lên xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại và có ý nghĩa thống kê (cả ba đều có p < 0.05) và các hệ số phóng đại phƣơng sai VIF đều nhỏ hơn 2, do đó khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến. Trong đó, tính vị chủng tiêu dùng tác động ngƣợc chiều lên xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại (vì có Beta âm), cạnh tranh phát triển và đánh giá giá trị hàng ngoại nhập có tác động cùng chiều lên xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại (vì có Beta dƣơng). Nếu so sánh mức độ tác động của các biến này lên xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại chúng ta thấy tính vị chủng tiêu dùng tác động lên xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại mạnh nhất (|βCET| = 0.412), tiếp đến là biến đánh giá giá trị hàng ngoại nhập (|βIPJ| = 0.182), cuối cùng là biến cạnh tranh phát triển (|βPDC| = 0.120). Riêng biến cạnh tranh thắng thế (HPC) có tác động ngƣợc chiều vào xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại nhƣng khơng có ý nghĩa thống kê (βHPC = - 0.053; p = 0.342). Nhƣ vậy, trong tập dữ liệu phân tích hiện tại chƣa đủ cơ sở để chứng minh
có mối quan hệ tuyến tính giữa nhân tố cạnh tranh thắng thế với xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại. Do đó, có thể kết luận cạnh tranh thắng thế không tác động lên xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại.
Xem xét tác động của các biến độc lập định tính (S, A, I1, I2 và E) lên xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại nhập, chúng ta thấy:
Về giới tính (S), kết quả cho thấy, trọng số hồi quy khơng có ý nghĩa thống kê (BS = - 0.017; βS = - 0.005; p = 0.918 > 0.05). Do đó, trong tập dữ liệu phân tích hiện tại chƣa đủ cơ sở để chứng minh có mối quan hệ tuyến tính giữa giới tính với xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại. Hay nói cách khác, khơng có sự khác biệt giữa ngƣời tiêu dùng nam và nữ trong xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại.
Đối với biến độ tuổi (A), kết quả cho thấy, trọng số hồi quy có ý nghĩa thống kê (BA = 0.506; βA = 0.171; p = 0.002). Ngồi ra, hệ số phóng đại phƣơng sai VIF nhỏ hơn 2 nên khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến. Vì vậy, chúng ta có thể kết luận rằng có sự khác biệt về xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại giữa những ngƣời tiêu dùng trẻ (có độ tuổi từ 21 – 30) và ngƣời tiêu dùng trung niên (có độ tuổi từ 31 trở lên). Cụ thể là, ngƣời tiêu dùng trẻ có xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại cao hơn ngƣời tiêu dùng trung niên (BA = 0.506).
Về mức thu nhập (I), kết quả cho thấy, các trọng số hồi quy của I1 và I2 đều khơng có ý nghĩa thống kê (BI 1 = 0.133; βI 1 = 0.047; BI 2 = - 0.175; βI 2 = - 0.062 và đều có p > 0.05). Vì vậy, với tập dữ liệu hiện tại, chúng ta có thể kết luận là khơng có sự khác nhau về xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại giữa những ngƣời tiêu dùng có mức thu nhập thấp (từ 5 triệu đồng/tháng trở xuống), với ngƣời có thu nhập trung bình (từ trên 5 – 10 triệu đồng/tháng), và với ngƣời có thu nhập cao (trên 10 triệu đồng/tháng). Hay nói tóm lại là khơng có sự khác nhau về xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại giữa những ngƣời có các mức thu nhập khác nhau.
Xét về mức học vấn (E), kết quả cho thấy trọng số hồi quy khơng có ý nghĩa thống kê (BE = - 0.082; βE = - 0.029 và p = 0.626). Điều này có nghĩa là khơng có sự khác biệt về xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại giữa những ngƣời tiêu dùng có mức học vấn dƣới đại học với những ngƣời tiêu dùng có mức học vấn từ đại học trở lên.
Tóm lại, trong các biến định tính (giới tính, độ tuổi, thu nhập và học vấn) thì chỉ có sự khác biệt xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại về độ tuổi (cụ thể là ngƣời tiêu dùng trẻ có xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại cao hơn ngƣời tiêu dùng trung niên), khơng có sự khác biệt đối với các biến giới tính, thu nhập và học vấn.
4.4.3. Tính hệ số phù hợp tổng hợp
Sau khi phân tích hai mơ hình hồi quy thành phần, tác giả áp dụng cơng thức tính hệ số phù hợp tổng hợp (4.1) và tính đƣợc hệ số phù hợp tổng hợp R2M nhƣ sau:
R2M = 1 – (1 – 0.2802)(1- 0.3982) = 0.224
Điều này nghĩa là các biến độc lập định lƣợng (bao gồm: tính vị chủng tiêu dùng, cạnh tranh thắng thế, cạnh tranh phát triển, và đánh giá giá trị hàng ngoại nhập) và các biến độc lập định tính (gồm: giới tính, độ tuổi, thu nhập và mức học vấn) giải thích đƣợc khoảng 22.4% sự thay đổi của biến xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại. Hệ số phù hợp tổng hợp của mơ hình chƣa cao, điều đó cho thấy ngồi các yếu tố đã đƣợc nghiên cứu trên cịn có những yếu tố khác tác động đến xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại nhập mà nó chƣa đƣợc xét đến trong phạm vi của nghiên cứu này.
4.5. Kết quả kiểm định các giả thuyết và mơ hình nghiên cứu
Nhƣ đã trình bày trong chƣơng 2, có bảy giả thuyết đƣợc đề nghị trong mơ hình nghiên cứu. Giả thuyết H1 là có mối quan hệ âm giữa tính vị chủng tiêu dùng
và xu hướng tiêu dùng hàng ngoại. Từ kết quả phân tích hồi quy ta thấy trọng số hồi
quy β = 0.412 và mang dấu âm, p = 0.000. Vì vậy, giả thuyết H1 đƣợc chấp nhận. Điều này có nghĩa là ngƣời tiêu dùng có tính vị chủng tiêu dùng cao thƣờng có xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại nhập thấp. Ngƣợc lại, những ngƣời có tính vị chủng tiêu dùng thấp sẽ có xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại nhập cao.
Giả thuyết H2 đó là, có mối quan hệ âm giữa tính vị chủng tiêu dùng và đánh
giá giá trị hàng ngoại nhập. Kết quả phân tích hồi quy cho phép chấp nhận giả
thuyết này (β = - 0.354; p = 0.000). Nhƣ vậy, ngƣời tiêu dùng có tính vị chủng tiêu dùng cao thƣờng có xu hƣớng đánh giá thấp giá trị của hàng ngoại nhập và ngƣợc lại, ngƣời có tính vị chủng tiêu dùng thấp thƣờng đánh giá cao giá trị hàng ngoại nhập.
Giả thuyết H3 là có mối quan hệ dương giữa đánh giá giá trị hàng ngoại nhập và xu hướng tiêu dùng hàng ngoại. Kết quả hồi quy cho thấy trọng số hồi quy
β = 0.182, p = 0.002. Nhƣ vậy, giả thuyết H3 đƣợc chấp nhận. Điều này có nghĩa là những ngƣời tiêu dùng đánh giá cao giá trị hàng ngoại nhập thì thƣờng có xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại nhiều. Ngƣợc lại, ngƣời đánh giá thấp giá trị hàng ngoại nhập thƣờng ít có xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại.
Giả thuyết H4 đó là, có mối quan hệ dương giữa cạnh tranh phát triển và xu
hướng tiêu dùng hàng ngoại. Kết quả hồi quy cho thấy, trọng số hồi quy β = 0.120;
p = 0.030 < 0.05). Do đó, giả thuyết H4 đƣợc chấp nhận. Điều này có nghĩa là những ngƣời có xu hƣớng cạnh tranh phát triển cao thƣờng có xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại cao.
Giả thuyết H5 là, có mối quan hệ dương giữa cạnh tranh phát triển và đánh
giá giá trị hàng ngoại nhập. Kết quả hồi quy cho thấy, trọng số hồi quy β = 0.025, p
= 0.678 > 0.05, khơng có ý nghĩa thống kê. Vì vậy, giả thuyết H5 khơng đƣợc chấp nhận. Hay nói cách khác, khơng có mối quan hệ tuyến tính giữa cạnh tranh phát triển với đánh giá trị hàng ngoại nhập.
Giả thuyết H6 là có mối quan hệ dương giữa cạnh tranh thắng thế và xu hướng tiêu dùng hàng ngoại. Kết quả hồi quy cho thấy, trọng số hồi quy β = 0.053;
p = 0.342 > 0.05, khơng có ý nghĩa thống kê. Nhƣ vậy, giả thuyết H6 không đƣợc chấp nhận. Điều này có nghĩa là khơng có mối quan hệ tuyến tính giữa cạnh tranh thắng thế và xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại.
Giả thuyết H7 là có mối quan hệ dương giữa cạnh tranh thắng thế và đánh giá giá trị hàng ngoại nhập. Kết quả hồi quy cho phép chấp nhận giả thuyết này vì
trọng số hồi quy β = 0.341; p = 0.000. Điều này có nghĩa là những ngƣời có xu hƣớng cạnh tranh thắng thế cao thƣờng có xu hƣớng đánh giá cao giá trị của hàng ngoại nhập.
Nhƣ vậy, trong bảy giả thuyết nghiên cứu đƣợc đề nghị trong chƣơng 2 thì có hai giả thuyết (H5 và H6) bị bác bỏ, các giả thuyết còn lại đƣợc chấp nhận. Ngoài ra, hệ số phù hợp tổng hợp của mơ hình bằng 0.224. Do đó, xét một cách tổng qt, mơ hình nghiên cứu phù hợp.
4.6. Tóm tắt
Chƣơng này đã trình bày kết quả kiểm định các thang đo lƣờng, mơ hình nghiên cứu. Kết quả kiểm định độ tin cậy và giá trị thang đo bằng Cronbach alpha và EFA cho thấy các thang đo đều đạt yêu cầu.
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy tính vị chủng tiêu dùng, cạnh tranh phát triển và đánh giá giá trị hàng ngoại nhập có tác động trực tiếp lên xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại. Trong đó, tính vị chủng tiêu dùng tác động lên xu hƣớng tiêu dùng hàng ngoại mạnh nhất. Ngoài ra, kết quả phân tích hồi quy cịn cho thấy tính