CHƯƠNG 4 CHƯƠNG 4 PHÂN TÍCH DỮ LIỆU
4.2 Phân tích dữ liệu sơ cấp
Sau kill tông hợp ket quả, tácgiả thu đuợc 470 mẫu khảosát, loại đi 11 phiếu không đạt yẻucầu thì còn lại 459 mẫu. Sau kin làm sạch dữ liệu, tác giả đã có bộ dữ liệu khảo sát hoàn chỉnh gồm 459mẫu.
4.2.2 Thổng kêmôtả
Dựa vào 459 mẫu khảo sát thu nhập đuợctù những người đã, đang và có ý định sử dụng thực phàm hữucơ. Những người tham gia khảosát được phân loại theo giới tính, tuôi, hôn nhân,trinh độ, thu nhập.
Bảng 4.1 Đặc diêm dàn số (11 =459)
Giới tính Nam 176 38,3%
Nữ 282 61 4%
Khác 1 0,2%
r-w-1 X •
Tuôi Từ 18-25 tuổi 212 46,2%
Từ 26-34 tuổi 133 29%
Từ 35-45 tuổi 94 20,5%
Từ 46-54 tuổi 6 1,3%
Trên 55 tuổi 14 3 1%
Hôn nhân Đã kếthôn 173 37,7%
Chua kếthôn 273 59,5%
Đãli dị 13 2,8%
Trình độ Tilingcấp 3 0,7%
Cao đẳng 77 16,8%
Đại học 305 66,4%
Sau đạihọc 74 16,1%
Nguồn: Tác giả tông hợp từ dữ liệu
Thu nhập Từ 4.5 triệu - dưới 7.5
triệu 88 19,2%
Từ 7.5triệu - dưới 15triệu 205 44,7%
Từ 15 triệu - dưới 30 triệu 121 26,4%
Trên 30 triệu 45 9,8%
Bảng 4.1 cho tlrấy trong 459người tiêu dùng được khảosát, thì kháchhàng nữ là 282 người chiếmtỷ lệ61,4% cao hon soVÓIkháchhàng nam là 176 người chiếm tỷ lệ 38,3%. về độ tuôithì có thẻ thay độtuôitừ 18-25 tuôi chiếm VỊ tri caonhất 212 người VÓI tỷ lệ 46,2%
điềunàycho thay ý định mua thực phàm hữu co ỏgiói trẻ đang trở nên ua chuộng, tiếp theo làđộ tuôi tù 26-34 tuôi VÓI 133 người chiếm tỷ lệ 29%và đúng VỊ tri thứ 3 là độtuôi từ 35-45 tuôiVÓI 94 người khảo sát chiếm tỷ lệ 20,5%. Còn lại độ tuôi từ 46-54 tuôi và trên 55 tuôichiếm tỷ lệ thấp, về tình hạng hôn nhân số người chưa ket hôn là 273người chiếmtỷ lệ 59,5% và tỷ lệ người đãket hôn là 37.7% VÓI số người khảosát là 173 người.
Trình độ của khách hàng khảo sát đa số là đại học VÓI 305 người khảo sát chiếm tỷ lệ 66,4%, tiếp theo là trinh độ cao đăng và sau đại học VÓI tỷ lệ không chênh lệch nhiều là 16,8% và 16,1% và thấp nhất là trung cap cliỉ chiếm tỷ lệ 0,7%. về thu nhập, 44,7% số người được khảo sát cóthu nhập từ 7,5 triệu - duói 15 triệu chiếm tỷ lệ cao nhất, 26,4%
trong số họ có thu nhậptù 15 triệu - duói 30 triệu, 19,2% số người khảo sát có thu nhập 4.5 triệu -duór 7,5 triệuvà 9,8%có thu nhập tr ên 30triệu.
4.2.3 Kiểm định SEM biến bậc 1
Grá trị hội tụ,độtincậynhấtquán nội tạivà giá trị khácbiệt đuợc sử dụng đẻ kiêmtra mô hình đo lường
Dựa vào nghiên cứu của Haư và cộng sự (2019), kin hệ so CronbaclTs alpha (CA) và độ tin cậy tông hợp (CR) lớn hon 0,7 thi độ tin cậy củathang đuợc chap nhận.Hệ số tải ngoài phải lớn hon 0,7 và giá trịhội tụ (AVE) lớn hon 0,5.
Bảng 4.2 Mô hình đo lường: hệ sô tảingoài, độ tincậy và giá tiỊ hội tụ.
Biến Hệ số Hệ sốtin Độtin Giátrị Biến Hệ số Hệ sốtin Độtin Giá trị quan
sát
tải ngoài
của nhân
tố
cậy Cronbach's
alpha
cậy tồng họp (rho_c)
trung bình của
phương sai (AVE)
quan sát
tải ngoài
của nhân
tố
cậy Cronbach's
alpha
cậy tồng
họp (rho_c)
trung bình của phương
sai (AVE)
RE 0,795 0,868 0,623 ATT 0,725 0,844 0,643
RE1 0,676 ATT1 0,759
RE2 0,844 ATT2 0 815
RE3 0,843 ATT3 0,831
RE4 0,783
SE 0,754 0,859 0,670
SE1 0,820 EO 0,803 0,884 0,717
SE2 0 808 EO1 0,837
SE3 0,827 EO2 0,847
RC 0,785 0,853 0,597 EO3 0,857
RC1 0,808 TR 0,787 0,876 0,702
RC2 0,837 TRI 0,837
RC3 0,830 TR2 0,818
RC4 0588 TR3 0,857
PI 0,733 0,824 0,485
PI1 0,699 PI2 0,734 PI3 0,605 PI4 0,731 PI5 0,706
Nguồn: Tác giả tông hợp từ dữ liệu Note:CA: Cronbach'salpha; CR:Composite reliability; AVE:Average variance
extracted.
Bang 4.2 cho thấy hệ so Cronbach's alpha và độ tin cậy tông hợpcủa thangđo đều lớn hon 0,7 Vì vậy, thang đo đạt yẻucầu. Tatcả các thang đo đều có phương saitríchAVElớn hon 0,5 trừ thang đo PI không đạtgiá trị hộitụ. Tuy nhiên hệ số tải ngoài của biến: REI, RC4, PI3 và PI1 chua đạt yẻu cầu vì vậy tác giả sẽ bỏREI, RC4, PI3 vì PI3 có hệ sốtải thấp hon PI1 nên tác giả sẽ loạiPI3 ra rakhỏi mô hình và phân tích lại mô hình đo lường.
Bảng4.3 Mô hình đo lường: hệ số tảingoài, độ tincậyvà giá tiỊ hội tụ lần 2.
Biến quan sát
Hệ số tải ngoài của nhân
tố
Hệsố tin cậy Cronbach 's
alpha
Độtin cậy tồng
họp (rho_c)
Giá trị trung bình
của phương sai (AVE)
Biến quan sát
Hệ số tải ngoài
của nhân
tố
Hệ sốtin cây Cronbach's
alpha
Độtin cậy tồng
họp (rho_c)
Giá trị trung bình của
phirong sai (AVE)
RE 0,806 0,886 0,721 ATT 0,725 0,844 0,643
ATT1 0,759
RE2 0,861 ATT2 0 813
RE3 0,874 ATT3 0,832
RE4 0,812
SE 0,754 0,859 0,670
SE1 0,826 EO 0,803 0,884 0,717
SE2 0,807 EO1 0,840
SE3 0,822 EO2 0,845
RC 0,773 0,868 0,688 EO3 0,854
RC1 0,807 TR 0,787 0,876 0,702
RC2 0,844 TRI 0,833
RC3 0,837 TR2 0,817
TR3 0,863
PI 0,718 0,825 0,542
PI1 0,735 PI2 0,735 PI4 0,736 PI5 0,737
Nguồn: Tác giả tông hợp từ dữ liệu Bảng 4.3 cho thấy hệ số Cronbaclís alphavà độ tincậy tổng hợp đềulớn hơn 0,7. Vì vậy, thang đo đạtyẻu cầu. Phương saihung bìnhđuợctrích xuat(AVE) có ý nghĩa lớn hơn 0,5, nghĩa là các biến cógiá trị hội tụ và biến tiềm ân có thẻ giải thích hơn một nửaphương sai của cácchỉ số của nó Haư và cộng sự(2019)thangđođạtđượcgiátrị hội tụ. Hệ số tải ngoài của từngbiến quan sát đều có ýnghĩa lớn hon0,7. Các biến bậc1 đều đủ tiêu chuấn đẻ kiêm định bậc 2.
Bảng4.4 Mô hình đolường: giá trịphân biệt Fomell - Larcker
ATT EO PI RC RE SE TR
ATT 0,802
EO 0,406 0,847
PI 0,586 0,455 0,736
RC -0,323 -0,128 -0,240 0,829
RE 0,539 0,429 0,536 -0,263 0,849
SE 0,513 0,363 0,513 -0,319 0,542 0,818
TR -0,364 -0,221 -0,454 0,055 -0,237 -0,201 0,838
Nguồn: Tác giả tông hợp từ dữ liệu Bảng 4.4 cho tliấy giá trị của các biếnquansát đềucao hon các biến khác trong cộtvì vậy không VI phạm tính phân biệt (Fomell và Larcker, 1981).
Bảng 4.5 Mô hình đolường: giá ti'Ị phân biệt.
ATT EO PI RC RE SE TR TRxATT TRxCA
ATT
EO 0,520
PI 0,788 0,595
RC 0,445 0 160 0,321
RE 0,697 0,533 0,705 0,329
SE 0,677 0,464 0,688 0,416 0,689
TR 0,476 0,279 0 604 0 090 0 301 0,272
TRxATT 0,586 0,411 0,631 0,311 0,541 0,626 0,152
TRXCA 0 638 0 449 0 695 0,273 0 679 0 536 0,270 0,703
Ngiồn: Tác giảtông hợp từ dữ liệu Bảng4.5trình bày kết quả kiêm địnhgiátrịphân biệt của các biến tiềm ân trong mô hình bằng tương quantiêuchiHeterotrait-Monotrait (HTMT) (Henseler và cộng sự, 2015). Các giátrị HTMT nam duói ngưỡng 0,85. Vì vậy, thang đo của các biếnnghiên cứu đềuđạtgiá trị phân biệt.
4.2.4 Kiểm định SEM biến bậc 2.
Bảng 4.6Môhình đo lường: hệ số tảingoài, độ tincậy và giátrị hội tụbậc 2
Biến quan sát
Hệ số tải ngoài của nhân
tố
Hệ sồtin cậy Cronbach 's
alpha
Độtin cậy tồng
họp (rho_c)
Giá trị trung
bình của phưoiig
sai (AVE)
Biến quan sát
Hệ số tải ngoài
của nhân
tố
Hệ sốtin cậy Cronbach's
alpha
Độtin cậy toiig họp (rho_c)
Giá trị trung bình
của phưong
sai (AVE)
CA 0,703 0,871 0,771 EO 0,803 0,884 0,717
LV scores-RE 0,880 EO1 0,840
LV scores -SE 0,876 EO2 0,845
RC 0,773 0,868 0,688 EO3 0,854
RC1 0,807 TR 0,787 0,876 0,702
RC2 0,844 TRI 0,833
RC3 0,837 TR2 0,817
ATT 0,725 0,844 0,643 TR3 0,863
ATT1 0,760 PI 0,718 0,825 0,541
ATT2 0,812 PI1 0,733
ATT3 0,832 PI2 0,739
Nguồn: Tác giả tông hợp từ dữ liệu
PI4 0,735 PI5 0,737
Bảng 4.6 cho thấy hệ số Cronbach's alpha và độ tin cậy tông hợp đều lớn hơn 0,7, Vì vậy, thang đođạt yẻu cầu. Phuong saitrung bình đuợc hích xuat(AVE) có ý nghĩa lớn hon 0,5, nghĩa là các biến có giá trị hội tụ và biếntiềm ân có thẻgiải thíchhon một nửa phương sai của các cliỉ số của nó Hairvà cộng sự (2019) thang đo đạt đuợc giá trị hội tụ. Hệ số tải ngoài củatùng biếnquansát đều có ý nghĩa lớn hon 0,7.
Bảng 4.7 Mô hình đo luờng: giá ÚỊ phân biệt Fomell- Larckerbiếnbậc 2.
ATT CA EO PI RC TR
ATT 0,802
CA 0,599 0,878
EO 0406 0,451 0,847
PI 0,587 0 598 0,456 0,736
RC -0,323 -0,331 -0,128 -0,240 0,829
TR -0,364 -0,249 -0,221 -0,453 0,055 0,838
Ngiồn: Tác giảtông hợp từ dữ liệu Bảng 4.7 cho thấygiá trị của các biếnquansát đềucao hon các biến khác trong cộtvì vậy không VI phạm tính phân biệt (Fomell và Larcker, 1981).
Bảng 4.8 Mô hình đolường: giá trị phân biệt biến bậc 2.
Ngiồn: Tác giảtông hợp từ dữ liệu
ATT CA EO PI RC TR TRxATT TRxCA
ATT
CA 0,828
EO 0,520 0,601
PI 0,788 0,839 0,595
RC 0,445 0,447 0 160 0,321
TR 0,476 0,335 0,279 0 604 0,090
TRxATT 0,586 0,704 0,410 0,631 0,311 0,152
TRXCA 0 639 0,730 0,446 0 694 0,272 0 269 0,703
Bảng 4.8 trình bày kết quả kiêm địnhgiá trịphân biệt của các biếntiềm ân trongmô hình bang tương quan tiêu chí Heterotrait - Monotrait (HTMT) (Henseler và cộng sự, 2015).
Các giá trị HTMT nằm dưới ngưỡng 0,85. Vì vậy, thang đo của các biến nghiên cứu đều đạtgiá trị phànbiệt.
Ở bước này sửdụng phương pháp bootstrapping VỚI cỡ mẫulà 5.000 đẻ kiêm tiamô hình cấu trúc. Theo Chin w (1998) và Hair và cộng sự (2019),thử nghiệm hệ số đa cộng tuyến (VIF), hệ số xác định(R2), cũng như ý nghĩa thống kẻ và mức độ hèn quan của các hệ số đường dẫn đã được xem xét.
Ket quả của Bootstrap được thẻ hiện trong Bảng 4.10 Theo Hairvà cộng sự (2019), các biến quansát đềucó giá trị lạmphátphương saiVIF đạtyẻu cầu (thấphơn 3,0), chothay không tồntại hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến tiền đề của từng cấu trúc nội sinh.
Ketquảkhoảng tin cậy95% chỉ ra rangtat cả các đường dẫn trong mô hình đều có ý nghĩa và dương. Khoảng tin cậy của nókhông chứa giá trị 0. Giá trịp của các mối quan hệ đều nhỏ hon 0,05 ket luậnrangtat cả mối quan hệ đều được hỗ trợ.
Kết quả bảng 4.10 cho thấy R2hiệu chỉnh của ATT là 0,380 nghĩa là các biến CA,EO giải thích được 38% phương saiATT. R2hiệu chỉnh của CA là 0.108 nghĩa là RC giải thích được 10,8% phương sai CA. Tươngtự R2hiệu chỉnh của PI là 0.553 nghĩa là các biếnCA, ATT, EO giảithích được 55,3% phương saiPI. Theo tiêu chí f2Cohen (1998)’mứcđộ ảnh hưởng của CA và ATT(f2 =0,352) có sựtác động mạnh, EO và ATT (f2 =0,037) có sựtác động nhỏ. Mức độ ảnh hưởng của RC và CA(f2 =0,123) có sự tác động trung bình. Mối quan hệ giữa CA và PI(f2=0,04) có sựtác động nhỏ, ATT và PI (f2 =0,031) có sựtác động nhỏ, EO và PI(f2 =0,027) có sựtác động nhỏ.
Bảng 4.9Mức độ dự báo củamô hình
Q2 predict PLS-SEM MAE LM_MAE
ATT1 0,109 0,548 0,560
ATT2 0,133 0,543 0,532
ATT3 0 106 0,724 0,700
LV scores -RE 0 064 0,748 0 691
LV scores -SE 0,097 0,776 0,728
PI1 0 195 0,609 0,624
PI2 0,177 0,568 0 583
PI4 0,193 0,596 0,609
PI5 0 138 0,655 0,644
Nguồn: Tác giả tông hợp từ dữ liệu
Nilin vào bảng 4.9 có thẻ cho thấy giá tạQ2predict của ATT, CA, PI đều lớn hon 0 điều này cho thay có sự hènquan dự báo của mô hình. Nhìnvào bảng 4.9 có thẻ thay rang số lượngbiếnquansátVÓI cliỉsổ PLS-SEMJMAE nhỏ hon LM_MAE là 4biếnquan sát trên tông số 9 biến quansát. Nghiên cứu lựa chọn chỉ so PLS - SEM_MAE đẻ phân tíchdo biêu đồ PLS - SEM MV error histogram không là phân phối chuẩn (Slimueh và cộng sự, 2019). Chỉ so PLS-SEMJMAE của 4 biến quan sát này cho thay các chỉ báo trong phân tích PLS-SEM mang lại sai số dự đoán nhỏhon so VÓI LM, thi điều này cho thay khả năng dự đoán tiling binh. Theo Slimueh và cộng sự (2019), mô hình có mức dự báo tiling bình.
Ket quả Bootstrap cho thay hệ số đường dẫn của mối quanhệ giữa nghĩa vụ đạo đúc ->
thái độ đối VÓI thực phàm hữu co -> ý định muathực phàm hữu co (EO -> ATT -> PI)là 0,028, đánh giá năng lực ứng phó -> thái độ đốiVÓI thực phàm hữu co -> ý định mua thực phàm hữu co (CA -> ATT -> PI) là 0.084. Cả hai đều nam trong khoảng tin cậy và không có giá trị 0trong phạm VI, nghĩa là các giả thuyết H6 và H8 đều đuợc chap nhận. Thái độ đối VÓI thực phàm hữu co làm tiling giancho mối quan hệ giữa nghĩavụ đạo đúc, đánh giá năng lựcđối phóvà ý định mua thực phàm hữuco. Tóm lại, ketquả của môhinhPLS SEM cho thay có ốtác động trực tiếpvà 2 tác động gián tiếp đuợc chap nhận:
HI: Đánh giá khả năngđoiphó có tác động tích cực đến ý định mua thực phâm hữu cơ.
H2: Thái độ đoi với thực phăm hữu cơ có tác độngtích cực đến ý định mua thực phâm hữu cơ.
H3: Thái độ đạo đức có tác động tích cựcđến ý định thực phâm hữu cơ.
H4:Chi phí hành động có tác động tiêucực đến đánh giá năng lực ứng phó.
H5:Đánh giá khả năng đối phó có tác động tích cực đến thái độ đoi với thực phâm hữu cơ.
H6: Tháiđộ đoi với thực phăm hữu cơ có vai tròtrung gian trong moi quan hệ giữa đánh giá khả năng đoi phó vàý định muathực phâm hữucơ.
H7: Nghĩa vụ đạo đức có tác động tích cựcđến thái độ đối với thực phâm hữu cơ.
H8: Thái độ đổi với thực phâm hữu cơ có vai tròtrunggian trong mốiquan hệgiữa nghĩa vụ đạo đức vàý định muathực phăm hữu cơ.