Sau khi kiểm tra độ tin cậy của thang đo và phân tích EFA tác giả đã loại đi nhóm nhân tố “các thuộc tính của RAT” và giữ lại 5 nhân tố độc lập. Vì vậy, mô hình nghiên cứu được điều chỉnh lại như sau:
Hình 4.6. Mô hình nghiên cứu đã điều chỉnh 4.2.4 Điều chỉnh giả thuyết nghiên cứu
Theo đó, giả thuyết nghiên cứu cũng được điều chỉnh lại như sau:
H1: Sự tin tưởng vào RAT và các nhà phân phối có mối tương quan dương với ý định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh
H2: Mối quan tâm đến sức khỏe và môi trường có mối tương quan dương với ý định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh
H3: Ý kiến của nhóm tham khảo có mối tương quan dương với ý định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh
H4: Cảm nhận về chi phí có mối tương quan âm với ý định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh
H5: Cảm nhận về sự tiện lợi có mối tương quan âm với ý định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh
Ý định mua RAT
Sự tin tưởng vào RAT và các nhà
phân phối
Mối quan tâm đến sức khỏe và môi trường Chuẩn mực chủ quan Cảm nhận về chi phí Cảm nhận về sự tiện lợi
4.2.5 Phân tích hồi quy đa biến
4.2.5.1 Phân tích hệ số tương quan
Bảng 4.15. Ma trận hệ số tương quan Pearson
Nhân tố
Tin tưởng Chi phí Tiện lợi Tham khảo Sức khỏe Ý định Tin tưởng Pearson Correlation 1 -.233** -.289** .207** -0.053 .436** Sig. (2-tailed) 0.001 0 0.003 0.451 0 N 203 203 203 203 203 203 Chi phí Pearson Correlation -.233** 1 .334** -.432** -.192** -.370** Sig. (2-tailed) 0.001 0 0 0.006 0 N 203 203 203 203 203 203 Tiện lợi Pearson Correlation -.289** .334** 1 -.274** -0.045 -.240** Sig. (2-tailed) 0 0 0 0.527 0.001 N 203 203 203 203 203 203 Tham khảo Pearson Correlation .207** -.432** -.274** 1 .386** .472** Sig. (2-tailed) 0.003 0 0 0 0 N 203 203 203 203 203 203 Sức khỏe Pearson Correlation -0.053 -.192** -0.045 .386** 1 .454** Sig. (2-tailed) 0.451 0.006 0.527 0 0 N 203 203 203 203 203 203 Ý định Pearson Correlation .436** -.370** -.240** .472** .454** 1 Sig. (2-tailed) 0 0 0.001 0 0 N 203 203 203 203 203 203
** Tương quan có mức ý nghĩa 1%
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Với hệ số tương quan đạt mức ý nghĩa 1%, kết quả phân tích tương quan cho thấy sig của các cặp phân tích tương quan giữa biến phụ thuộc ý định mua với các biến độc lập đều <0.01. Điều này chứng tỏ biến phụ thuộc ý định mua và các biến độc lập có mối tương
quan với nhau và phân tích hồi quy là phù hợp. Các biến tin tưởng, tham khảo và sức khỏe có mối tương quan cùng chiều với biến ý định mua trong khi hai biến chi phí và tiện lợi lại có mối tương quan nghịch chiều.
4.2.5.2 Phân tích hồi quy đa biến lần thứ nhất
Thực hiện phân tích hồi quy với 5 biến độc lập : (1) Sự tin tưởng đối với RAT và các nhà phân phối – tin tưởng; (2) Cảm nhận về chi phí – chi phí; (3) Cảm nhận về sự tiện lợi – tiện lợi; (4) Ý kiến của nhóm tham khảo – tham khảo; (5) Mối quan tâm đến sức khỏe và môi trường – sức khỏe và biến phụ thuộc Ý định mua RAT – ý định. Tác giả sử dụng phương pháp đưa tất cả các biến vào cùng một lượt. Theo mô hình nghiên cứu đề nghị ban đầu, phương trình hồi quy có dạng như sau:
Ý định = β1* tin tưởng + β2* chi phí + β3* tiện lợi + β4* tham khảo + β5* sức khỏe
Trong đó βk là hệ số hồi quy riêng phần (k=1….5)
Bảng 4.16. Tóm tắt mô hình lần thứ nhất
Model Summary
Model R R2 R2 hiệu
chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng Durbin-Watson
1 .691a 0.477 0.464 0.45638 1.714
(Nguồn: kết quả phân tích SPSS) (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Bảng 4.17. Phân tích phương sai lần thứ nhất (ANOVA)
Model Tổng các độ lệch bình
phương Df Trung bình các độ lệch bình phương
Kiểm
định F Sig
1 Hồi quy 37.495 5 7.499 36.004 .000a
Phần dư 41.032 197 0.208
Tổng 78.527 202
Hệ số xác định của mô hình hồi quy R2 hiệu chỉnh = 0.464 cho biết khoảng 46.4% sự biến thiên của ý định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh có thể được giải thích từ mối quan hệ tuyến tính giữa biến ý định và các biến độc lập trong mô hình. Phần biến thiên còn lại mô hình không giải thích được vì do các yếu tố khác tác động.
Hệ số Durbin Watson = 1.714 <2 nên mô hình không có sự tương quan giữa các phần dư. Giá trị F được sử dụng trong bảng phân tích phương sai kiểm định về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể. Trong bảng phân tích ANOVA giá trị F= 36.004 và sig= 0.000 nên mô hình hồi quy phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
Bảng 4.18. Kết quả mô hình hồi quy đa biến lần thứ nhất
Nhân tố Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số đã chuẩn hóa Giá trị t Mức ý nghĩa Thống kê đa cộng tuyến
B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận của biến Hệ số phóng đại phương sai (VIF) Hằng số -.849 .611 -1.391 .166 Tin tưởng .400 .058 .383 6.938 .000 .871 1.149 Chi phí -.121 .060 -.120 -2.015 .045 .751 1.332 Tiện lợi -.022 .063 -.020 -.351 .726 .826 1.211 Tham khảo .294 .096 .190 3.057 .003 .685 1.460 Sức khỏe .586 .088 .378 6.674 .000 .828 1.207
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy hệ số phóng đại phương sai (VIF) của từng nhân tố có giá trị nhỏ hơn 10 nên mô hình hồi quy không vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến và các biến độc lập có tương quan chặt chẽ với nhau.
Tuy nhiên, mức ý nghĩa của yếu tố tiện lợi có Sig. = 0.726 > 0.05 nên không có ý nghĩa thống kê, do đó yếu tố này bị loại khỏi phương trình hồi quy. Trong nghiên cứu của Andrew W. Shepherd (2006), “Vị trí” có tác động đến quyết định mua RAT, tuy nhiên kết quả của nghiên cứu này lại cho thấy yếu tố tương tự là “Cảm nhận về sự tiện lợi” lại không có tác động đáng kể. Vì vậy, tác giả sẽ kiểm định lại hồi quy của 4 yếu tố còn lại: (1) Sự tin tưởng đối với RAT và các nhà phân phối – tin tưởng; (2) Cảm nhận về chi phí – chi phí; (3) Ý kiến của nhóm tham khảo – tham khảo; (4) Mối quan tâm đến sức khỏe và môi trường – sức khỏe.
4.2.5.3 Phân tích hồi quy đa biến lần hai
Tương tự như phân tích hồi quy lần 1, bốn biến tin tưởng, chi phí, tham khảo và sức khỏe được đưa vào phân tích hồi quy lần 2 bằng phương pháp đưa các biến vào cùng một lượt.
Bảng 4.19. Tóm tắt mô hình lần thứ hai
Model Summary
Model R R2 R2 hiệu
chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng Durbin-Watson
1 .691a 0.477 0.467 0.45537 1.711
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Bảng 4.20. Phân tích phương sai lần thứ hai (ANOVA)
Model Tổng các độ lệch bình
phương Df Trung bình các độ lệch bình phương
Kiểm
định F Sig
1 Hồi quy 37.469 4 9.367 45.174 .000a (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Phần dư 41.057 198 0.207
Tổng 78.527 202
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Với mức ý nghĩa 5%, hệ số R2 hiệu chỉnh là 0.467 có nghĩa là 46.7% biến thiên của ý định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh được giải thích bởi các biến trong mô hình : sự tin tưởng vào RAT và các nhà phân phối, sự cảm nhận về giá cả, ý kiến của
nhóm tham khảo và mối quan tâm đến sức khỏe và môi trường. Phần thay đổi còn lại là do các yếu tố khác tác động. Kết quả này cho thấy mô hình hồi quy đưa ra tương đối phù hợp với mức ý nghĩa 5%.
Đại lượng thống kê Durbin-Watson = 1.711 < 2 cho thấy không có sự tương quan giữa các phần dư nên mô hình hồi quy không vi phạm giả định về tính độc lập của sai số. Phân tích phương sai cho kết quả giá trị kiểm định F = 45.174 và sig = 0.000 cho biết mô hình hồi quy phù hợp với toàn bộ dữ liệu thu thập được, nghĩa là tồn tại mối quan hệ tuyến tính giữa biến ý định mua với ít nhất một trong các biến độc lập trong mô hình.
Bảng 4.21. Kết quả mô hình hồi quy đa biến lần thứ hai
Nhân tố Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số đã chuẩn hóa Giá trị t Mức ý nghĩa Thống kê đa cộng tuyến
B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận của biến Hệ số phóng đại phương sai (VIF) Hằng số -.935 .559 -1.671 .096 Tin tưởng .404 .056 .387 7.182 .000 .910 1.099 Chi phí -.125 .058 -.124 -2.150 .033 .789 1.267 Tham khảo .298 .095 .193 3.141 .002 .698 1.433 Sức khỏe .584 .087 .377 6.679 .000 .830 1.205
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Hệ số phóng đại phương sai (VIF) của các biến đều < 10 chứng tỏ không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra. Các biến trong mô hình đều có ý nghĩa thống kê với sig < 0.05 nên được đưa vào mô hình hồi quy.
Từ kết quả phân tích hồi quy, tác giả xây dựng được mô hình sau:
Ý định = 0.387* Tin tưởng – 0.124* Chi phí + 0.193 * Tham khảo + 0.377* Sức khỏe Theo đó, có 3 yếu tố có mối tương quan dương với ý định mua RAT:
Sự tin tưởng đối với RAT và các nhà phân phối tăng thêm 1 đơn vị thì ý định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh tăng lên 0.387 đơn vị (các nhân tố khác không đổi) .
Ý kiến của nhóm tham khảo tăng thêm 1 đơn vị thì định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh tăng lên 0.193 đơn vị (các nhân tố khác không đổi) .
Mối quan tâm đến sức khỏe và môi trường tăng thêm 1 đơn vị thì định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh tăng lên 0.377 đơn vị (các nhân tố khác không đổi ).
Duy chỉ có yếu tố sự cảm nhận về chi phí là có mối tương quan âm với ý định mua RAT:
Cảm nhận về chi phí tăng thêm 1 đơn vị thì định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh giảm đi 0.124 đơn vị (các nhân tố khác không đổi).
4.2.6 Đánh giá mức độ tác động của các yếu tố đến ý định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh
4.2.6.1 Kiểm định sự phù hợp của giả thuyết nghiên cứu
Tác giả tiến hành kiểm định các giả thuyết nghiên cứu đã đề ra từ kết quả phân tích hồi quy.
H1: Sự tin tưởng vào RAT và các nhà phân phối có mối tương quan dương với ý định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh
Kết quả kiểm định t của yếu tố Sự tin tưởng vào RAT và các nhà phân phối – Tin tưởng - có giá trị P-value = 0.000 < 0.05. Điều này cho thấy yếu tố Sự tin tưởng vào RAT và các nhà phân phối có ảnh hưởng đến ý định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh nên giả thuyết H1 được chấp nhận. Hệ số hồi quy của yếu tố Tin tưởng là 0.387 – hệ số lớn nhất trong 4 biến – chứng tỏ yếu tố này có mức độ quan trọng hàng đầu trong 4 yếu tố được xem xét trong mô hình về các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh.
H2: Mối quan tâm đến sức khỏe và môi trường có mối tương quan dương với ý định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh
Kết quả kiểm định t của yếu tố Mối quan tâm đến sức khỏe và môi trường – Sức khỏe - có giá trị P-value = 0.000< 0.05. Do vậy, yếu tố Mối quan tâm đến sức khỏe và môi trường có ảnh hưởng đến ý định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh nên giả thuyết H2 được chấp nhận. Hệ số hồi quy của yếu tố Sức khỏe là 0.377 – hệ số lớn thứ hai trong 4 biến – chứng tỏ yếu tố này có mức độ quan trọng thứ hai trong 4 yếu tố được xem xét trong mô hình, chỉ sau Tin tưởng.
H3: Ý kiến của nhóm tham khảo có mối tương quan dương với ý định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh
Yếu tố Ý kiến của nhóm tham khảo – Tham khảo – cũng đó giá trị P-value trong kiểm định t là 0.002 < 0.05. Vì thế, giả thuyết H3 cũng được chấp nhận. Yếu tố Tham khảo có mức độ quan trọng thứ ba trong mô hình vì có hệ số hồi quy là 0.193 – hệ số lớn thứ ba trong 4 biến.
H4: Cảm nhận về chi phí có mối tương quan dương với ý định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh
Kết quả kiểm định t có giá trị P- value là 0.033 < 0.05. Điều này chứng tỏ yếu tố Cảm nhận về chi phí – Chi phí – có mối tương quan với ý định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh. Tuy nhiên, đây là mối tương quan nghịch vì hệ số hồi quy của biến Chi phí là - 0.124. Xét về giá trị đại số thì hệ số này là hệ số thấp nhất trong hệ số của 4 biến. Vì thế, biến Chi phí là biến có mức độ quan trọng ít nhất trong mô hình. H5: Cảm nhận về sự tiện lợi có mối tương quan dương với ý định mua RAT của
người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Theo kết quả phân tích hồi quy lần thứ nhất, biến Cảm nhận về sự tiện lợi có giá trị P- value trong kết quả kiểm định t là 0.726>0.05. Từ đó, có thể khẳng định không có mối
tương quan có ý nghĩa thống kê giữa biến Cảm nhận về sự tiện lợi với ý định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh. Vậy, giả thuyết H5 bị bác bỏ.
Tổng hợp lại, phân tích hồi quy cho ra kết quả chấp nhận giả thuyết H1, H2, H3, H4 và bác bỏ giả thuyết H5.
4.2.6.2 Thực tiễn các giả thuyết nghiên cứu
Theo nhận định của tác giả, mỗi yếu tố trong mô hình hồi quy ở trên đều có sự tác động khác nhau đến ý định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh.
Yếu tố trước tiên cần quan tâm là Sự tin tưởng vào RAT và nhà phân phối. Yếu tố này có tác động rất lớn đến ý định mua của người tiêu dùng vì chỉ khi có được niềm tin vào sản phẩm và người bán thì người tiêu dùng mới bắt đầu nảy sinh ý định mua. Nếu như từ ban đầu đã không có được sự tin tưởng, khả năng rất cao là người tiêu dùng sẽ lựa chọn một sản phẩm thay thế khác. Càng tin tưởng thì người tiêu dùng càng an tâm hơn về sự lựa chọn của mình và càng làm tăng ý định mua.
Theo như đặc điểm của RAT, đây là loại thực phẩm an toàn hơn cho sức khỏe và quy trình sản xuất thân thiện với môi trường hơn khi so sánh với các loại rau thông thường. Vì thế, người tiêu dùng càng quan tâm đến sức khỏe bản thân, gia đình cũng như quan tâm đến môi trường, cộng đồng thì sẽ càng ủng hộ RAT hơn.
Người tiêu dùng nói chung và người tiêu dùng thực phẩm nói riêng chịu ảnh hưởng của tâm lý đám đông. Khi một sản phẩm nào đó được đông đảo mọi người sử dụng và khuyến khích thì người tiêu dùng cũng sẽ cân nhắc đến việc lựa chọn sản phẩm đó. Do vậy, càng nhiều ý kiến của nhóm tham khảo theo chiều hướng tích cực thì ý định mua RAT của người tiêu dùng càng được tăng lên.
Việc người tiêu dùng cảm nhận như thế nào về chi phí cho RAT cũng ảnh hưởng đến ý định mua RAT của họ. Nếu người tiêu dùng cảm nhận chi phí cho RAT là cao thì họ sẽ có ít ý định mua RAT hơn người cảm nhận chi phí cho RAT là vừa phải hoặc rẻ. Cảm
nhận về chi phí càng tăng lên theo hướng tích cực (chi phí vừa phải hoặc thấp) thì người tiêu dùng càng gia tăng ý định mua RAT của mình.
4.2.7 Kiểm định sự khác biệt trong ý định mua giữa các nhóm
4.2.7.1 Kiểm định sự khác biệt trong ý định mua giữa các nhóm tuổi
Phương pháp phân tích phương sai một yếu tố (One-Way ANOVA) được thực hiện nhằm