- Mục tiêu và phương pháp thực hiện:
Mục đích: Phân tích nhân tố khám phá là một phương pháp phân tích đinh lượng dùng để rút gọn 1 tập hợp gồm nhiều biến quan sát phụ thuộc lẫn nhau thành một tập ít biến hơn (gọi là các nhân tố) để chúng có ý nghĩa hơn nhưng vẫn chứa đựng hầu hết nội dung thông tin của tập biến ban đầu (Hair và cộng sự, 2000).
Phương pháp:
Kiểm định sự thích hợp của phân tích nhân tố với dữ liệu của mẫu thông qua giá trị thống kê Kaiser-Meyer-Olkin (KMO). Theo đó, trị số của KMO lớn hơn 0,5 thì phân tích nhân tố là thích, ngược lại nếu trị số KMO nhỏ hơn 0,5 thì áp dụng phương pháp phân tích nhân tố không thích hợp với dữ liệu đang có.
Số lượng nhân tố: Số lượng nhân tố được xác định dựa vào chỉ số eigenvalue đại diện cho phần biến thiên được giải thích bởi mỗi nhân tố. Theo tiêu chuẩn Kaiser thì những nhân tố có eigenvalue nhỏ hơn 1 sẽ bị loại khỏi mô hình nghiên cứu và tại tổng phương sai trích (variance explained criteria) phải lớn hơn 50%.
Độ giá trị hội tụ: Để thang đo đạt giá trị hội tụ thì hệ số tương quan đơn giữa các biến và nhân tố, các hệ số chuyển tải nhân tố (factor loading) nhỏ hơn 0,5 tiếp tục sẽ bị loại.
Hệ số sử dụng Principal Components với phép quay varimax. Lệnh trong SPSS: Analyze – Data Reduction – Factor
Trong hộp thoại Factor Analysis: Descriptives, chọn thêm các mục Univariate Descriptives, Initial solution, Coefficients, KMO and Bartlett’s test of Sphericity.
Trong hộp thoại Factor Analysis: Extraction, chọn phương pháp rút trích các nhân tố (Principal components)
Trong hộp thoại Factor Analysis: Rolation, chọn các mục Varimax, Loading plot(s) Trong hộp thoại Factor Analysis: Scores, chọn mục Save as variables.
60
- Kết quả phân tích nhân tố EFA của các thang đo (Phụ lục 5)
Đối với biến độc lập:
Với tổng số 24 biến độc lập đã chấp nhận sau kiểm tra thang đo độ tin cậy Cronbach’s Alpha. Ta tiến hành thực hiện hồi quy EFA lần 1 cho thấy:
Hệ số KMO = 0,862 cho thấy giả thuyết về ma trận tương quan tổng thể là ma trận đồng nhất bị bác bỏ, tức là các biến có tương quan với nhau và thỏa mãn điều kiện trong phân tích nhân tố.
Có 6 yếu tố được trích tại eigenvalue là 1,049 và phương sai trích được là 63,813%. Như vậy việc phân tích nhân tố là thích hợp và phương sai trích đạt yêu cầu (> 50%).
Bảng 4.7: Kết quả phân tích hồi quy của biến độc lập
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling
Adequacy. .826 Approx. Chi-Square 2780.100 df 276 Bartlett's Test of Sphericity Sig. .000
61
Rotated Component Matrixa
Component
1 2 3 4 5 6
DD5 co bo sung them cac vitamin va khoang chat .799
DD6 co chiet xuat tu nguon goc tu nhien .784
DD8 khong quan tam chi co tinh giai khat .777
DD7 duoc ep tu trai cay tu nhien .764
TH16 chi mua nhan heiu quen thuoc, da su dung .683
TH17 chon thuong hieu manh, dam bao uy tin .608
TH18 thinh thoang chon nhan hieu moi de thu .572
TT11 mau ma an tuong, bat mat .754
TL13 khong can pha che, su dung de dang .741
TT10 thich thu mui vi moi la, khac biet .684
TL14 nhanh chong, tiet kiem thoi gian .682
TT9 thich co mui vi thom ngon .666
TL15 de dang van chuyen va bao quan .571
GC19 thuong so sanh gia ban cac loai khi chon
mua .817
GC20 uu tien chon mua gia re hon .709
PP26 thich mua o gan nha hoac tien duong di .668
PP27 thich mua o noi trung bay nhieu de so sanh .572 .
AT3 nguon nguyen lieu minh bach - an toan .801
AT2 nhan hieu co dam bao VSATTP .763
AT1 khong chat bao quan, mau nhan tao va phu
gia nhieu .751
CT25 uu tien mua loai duoc nguoi ban gioi thieu .756
CT24 thich mua loai dang co khuyen mai .640
CT22 thuong mua loai duoc quang cao nhieu .732
CT23 se dung thu loai moi duoc quang cao .724
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization. a. Rotation converged in 7 iterations.
62
Tất cả các biến đều có trọng số khá cao (> 0,5) nên không có biến nào bị loại khỏi mô hình nghiên cứu.
=> Sự phân tích EFA hoàn tất vì đã đạt dộ tin cậy về mặt thống kê.
Trong 6 nhân tố trích được ta quan sát thấy:
Nhóm nhân tố thứ 1: Bao gồm 7 biến, nhóm “ dinh dưỡng” và nhóm “thương hiệu” được nhập lại thành một nhóm nhân tố với các hệ số chuyển tải tương đối cao. Như vậy thì trong phạm vi của nghiên cứu về xu hướng mua nước giải khát thì người tiêu dùng đã có ý đồng nhất hai yếu tố này thành một. Xét về mặt thực tế với người tiêu dùng thì yếu tố dinh dưỡng sức khỏe luôn được quan tâm, tuy nhiên bản thân người tiêu dùng không thể kiểm chứng được điều này vì không đủ thông tin và khả năng. Do đó, người tiêu dùng có xu hướng đánh giá và tin tưởng mức độ dinh dưỡng thông qua uy tín thương hiệu, đồng nhất với thương hiệu dựa trên những thông tin nhà sản xuất đã đưa ra. Vậy nhóm thứ nhất là bao gồm 7 biến : DD5, DD6, DD7, DD8, TH16, TH17, TH18 và được đặt tên mới là “ Dinh dưỡng và thương hiệu” .
Nhóm thứ 2: là 1 nhóm nhân tố được nhóm từ 2 nhóm “thưởng thức” và “thuận tiện” bao gồm 6 biến là TT9, TT10, TT11, TL13, TL14, TL15 với các hệ số chuyển tải khá cao từ 0,572. Điều này có thể cho chúng ta thấy, khi người tiêu dùng được kịp thời nhanh chóng tiện lợi đáp ứng nhu cầu giải khát thì sự thưởng thức cảng được thỏa mãn, sảng khoái. Nhóm thứ 2 được đặt tên mới là “thuận tiện cho thưởng thức”.
Nhóm thứ 3: các biến của 2 yếu tố “giá cả” và “phân phối” được nhóm lại với nhau thành nhóm mới gồm 4 biến với hệ số tải nhân tố đạt yêu cầu. Nhóm 3 có tên mới là “giá cả và phân phối” gồm 4 biến GC19, GC20, PP26, PP27.
Nhóm thứ 4: 3 biến thuộc nhóm “an toàn chất lượng” được giữ nguyên. Vậy nhóm “chất lượng-an toàn” gồm AT1, AT2, AT3 với hệ số tải đạt yêu cầu.
Nhóm thứ 5: yếu tố “chiêu thị” được tách ra thành 2 nhóm mới, ta thấy 2 câu liên quan đến vấn đề quảng cáo đã được gom lại. Vì vậy ta có thể đặt tên nhóm mới là “quảng cáo” với 2 biến CT24, CT25 có hệ số chuyển tải khá cao.
63
mãi và bán hàng. Nhóm “khuyến mãi và tiếp thị” với 2 biến CT22, CT23 có hệ số chuyển tải rất cao từ 0,724.
Như vậy sau khi phân tích nhân tố EFA của các biến độc lập ta thấy không có biến nào bị loại thêm, 24 biến đưa vào phân tích đều đạt yêu cầu. Các biến được chia thành 6 nhóm – 6 nhân tố mới, có sự gộp tách giữa các nhân tố nhưng nhìn chung không có sự sáo trộn nhiều giữa các biến.
Tính toán hệ số Cronbach’s Alpha cho các nhân tố mới rút ra từ EFA
Cronbach’s Alpha thang đo nhân tố dinh dưỡng – thương hiệu: thang đo này có hệ số Cronbach’s Alpha = 0,892( > 0,6), các hệ số tương quan biến tổng đều cao ( > 0,3), hệ số Alpha nếu loại bỏ biến của các biến đều nhỏ hơn hệ sốCronbach’s Alpha, vì vậy thang đo này có độ tin cậy để sử dụng cho phân tích tiếp theo.
Cronbach’s Alpha thang đo nhân tố tiện lợi – thưởng thức: thang đo này có hệ số Cronbach’s Alpha = 0,805( > 0,6), các hệ số tương quan biến tổng đều cao ( > 0,3), hệ số Alpha nếu loại bỏ biến của các biến đều nhỏ hơn hệ sốCronbach’s Alpha, vì vậy thang đo này có độ tin cậy để sử dụng cho phân tích tiếp theo.
Cronbach’s Alpha thang đo nhân tố giá cả – phân phối: thang đo này có hệ số Cronbach’s Alpha = 0,773( > 0,6), các hệ số tương quan biến tổng đều cao ( > 0,3), hệ số Alpha nếu loại bỏ biến của các biến đều nhỏ hơn hệ sốCronbach’s Alpha, vì vậy thang đo này có độ tin cậy để sử dụng cho phân tích tiếp theo.
Cronbach’s Alpha thang đo nhân tố chất lượng – an toàn: thang đo này vẫn giữ nguyên như phần phân tích trước vì các biến đo lường thành phần này không đổi. Hệ số Cronbach’s Alpha = 0,673( > 0,6), các hệ số tương quan biến tổng đều cao ( > 0,3), hệ số Alpha nếu loại bỏ biến của các biến đều nhỏ hơn hệ sốCronbach’s Alpha, vì vậy thang đo này có độ tin cậy để sử dụng cho phân tích tiếp theo.
Cronbach’s Alpha thang đo nhân tố quảng cáo: thang đo này có hệ số Cronbach’s Alpha = 0,667( > 0,6), các hệ số tương quan biến tổng đều cao ( > 0,3), hệ số Alpha nếu loại bỏ biến của các biến đều nhỏ hơn hệ số Cronbach’s Alpha, vì vậy thang đo này có độ tin cậy để sử dụng cho phân tích tiếp theo.
64
Cronbach’s Alpha thang đo nhân tố khuyến mãi – tiếp thị: thang đo này có hệ số Cronbach’s Alpha = 0,667( > 0,6), các hệ số tương quan biến tổng đều cao ( > 0,3), hệ số Alpha nếu loại bỏ biến của các biến đều nhỏ hơn hệ sốCronbach’s Alpha, vì vậy thang đo này có độ tin cậy để sử dụng cho phân tích tiếp theo.
Đối với biến phụ thuộc:
Sử dụng phương pháp tuơng tự cho thang đo xu hướng mua nước giải khát với 4biến. Kết quả, EFA cũng gom lại thành 1 nhóm và tất cả các biến đều đạt yêu cầu (phụ lục số 5).
Bảng 4.8: Kết quả phân tích hồi quy của biến phụ thuộc
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling
Adequacy. .748 Approx. Chi-Square 174.067 df 6 Bartlett's Test of Sphericity Sig. .000
Total Variance Explained Initial Eigenvalues
Extraction Sums of Squared Loadings
Component Total
% of
Variance Cumulative % Total
% of Variance Cumulative % 1 2.133 53.314 53.314 2.133 53.314 53.314 2 .683 17.085 70.399 3 .638 15.942 86.341 4 .546 13.659 100.000 Extraction Method: Principal Component Analysis.
Hệ số KMO = 0,748 cho thấy giả thuyết về ma trận tương quan tổng thể là ma trận đồng nhất bị bác bỏ, tức là các biến có tương quan với nhau và thỏa mãn điều kiện trong phân tích nhân tố.
Điểm dừng Eigenvalue= 2,133>1 được trích tại 1 nhân tố và phương sai trích= 53,314% > 50%
65
Component Matrixa
Component
1 XH32 se gioi thieu loai nay cho nhung nguoi khac .773
XH31 trong tuong lai, neu co nhu cau, van tiep tuc chon mua .736
XH29 rat hai long ve nhan hieu dang su dung .721
XH30 khi uong se tim mua loai nay .688
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Tất cả các biến đều có hệ số tải nhân tố khá cao từ 0,688 (> 0,5) nên không có biến nào bị loại khỏi mô hình nghiên cứu. Như vậy nhân tố xu hướng được chấp nhận qua phân tích nhân tố và giữ nguyên 4 biến XH1, XH2, XH3, XH4.
Bảng 4.9: Bảng tổng hợp các nhân tố sau phân tích EFA
NHÂN TỐ BIẾN
Dinh dưỡng và thương hiệu DD5, DD6, DD7, DD8, TH16, TH17, TH18 Thuận tiện cho thưởng thức TT9, TT10, TT11, TL13, TL14, TL15 Giá cả và phân phối GC19, GC20, PP26, PP27
Chất lượng- an toàn AT1, AT2, AT3
Quảng cáo CT24, CT25
Khuyến mãi và tiếp thị CT22, CT23
Hình 4.2: Mô hình xu hướng mua được điều chỉnh theo EFA
Dinh dưỡng và thương hiệu
Giá cả và phân phối
Chất lượng- an toàn Quảng cáo
Thuận tiện cho thưởng thức
XU HƯỚNG MUA H1 H2 H3 H4 H5 Khuyến mãi và tiếp thị H6 Các biến kiểm soát: -Giới tính -Tuổi -Trình độ học vấn -Nghề nghiệp -Thu nhập
66
Giả thuyết:
H1: Dinh dưỡng của nước giải khát của 1 thương hiệu càng được đánh giá cao cùng với sự quan tâm, tín nhiệm của người tiêu dùng đối với thương hiệu nước giải khát càng ấy cao thì xu hướng mua sản phẩm của thương hiệu đó càng cao.
H2: Sự tiện lợi có sẵn, dùng ngay để người tiêu dùng thỏa mãn thưởng thức và thử sự mới lạ, khác biệt của nước giải khát càng cao thì xu hướng mua hàng càng cao.
H3: Mối quan hệ giữa sự quan tâm ưa chuộng giá rẻ của người tiêu dùng và tính thuận tiện, chất lượng của hệ thống phân phối càng cao thì xu hướng mua càng cao.
H4: Chất lượng-an toàn của nước giải khát được đánh giá càng cao thì xu hướng mua hàng càng cao.
H5: Các hoạt động quảng cáo càng thu hút và ấn tượng thì xu hướng mua sản phẩm càng cao.
H6: Hoạt động khuyến mãi và kích thích mua sản phẩm càng nhiều thì xu hướng mua càng cao.
Phương trình tổng quát được xây dựng như sau:
Xuhuong = ß0 + ß1* DDTH + ß2* TLTT + ß3*GCPP + ß4* CLAT + ß5*QC + ß6* KMTT
Biến phụ thuộc
Xuhuong: xu hướng chọn mua nước giải khát của người tiêu dùng Các biến độc lập:
DDTH: cảm nhận của người tiêu dùng về dinh dưỡng và thương hiệu
TLTT:cảm nhận của người tiêu dùng về thưởng thức và thuận tiện
GCPP:cảm nhận của người tiêu dùng về giá cả và phân phối
CLAT:cảm nhận của người tiêu dùng về an toàn chất lượng sản phẩm
QC: cảm nhận của người tiêu dùng về các hoạt động quảng cáo
KMTT: cảm nhận của người tiêu dùng về các chương trình khuyến mãi và tiếp thị
67