LUẬN VĂN THẠC SĨ - Tính vị chủng trong hành vi tiêu dùng của người Việt Nam đối với hàng hóa Nhật Bản và Trung Quốc - Chương 4 potx

Do đó, phần đánh giá độ tin cậy các thang đo dưới đây chỉ trình bày độ tin cậy các khái niệm niềm tin hàng nội, chất lượng cảm nhận, giá cả cảm nhận; độ tin cậy của tính vị chủng và sẵ

lý thuyết bằng hồi quy đa biến và sau cùng, 4) kiểm định các giả thuyết

1.2 Đánh giá thang đo

Thang đo các khái niệm được đánh giá qua hai công cụ: độ tin cậy với hệ số Cronbach alpha và phân tích nhân tố

Trước hết, trong từng thang đo, các biến có tương quan biến tổng total correlation) nhỏ hơn 0.3 được xem là biến rác và bị loại Thang đo sẽ được chấp nhận khi hệ số Cronbach alpha>0.6 Sau đó, trong phân tích nhân tố, các biến

(item-có trọng số nhỏ hơn 0.4 cũng bị loại Phương pháp trích hệ số sử dụng là principle component cho các thang đo đơn hướng Điểm dừng khi trích các yếu tố có eigenvalue là 1 và thang đo được chấp nhận khi phương sai trích >=50%

Quá trình phân tích cho thấy sẵn lòng mua và đặc biệt, tính vị chủng không

là thang đo đơn hướng Do đó, phần đánh giá độ tin cậy các thang đo dưới đây

chỉ trình bày độ tin cậy các khái niệm niềm tin hàng nội, chất lượng cảm nhận, giá

cả cảm nhận; độ tin cậy của tính vị chủng và sẵn lòng mua sẽ được trình bày khi

phân tích nhân tố Phương pháp trích hệ số sử dụng cho hai thang đo đa hướng này là principal axis factoring với phép quay promax, điểm dừng khi trích các yếu

tố có eigenvalue là 1 và thang đo được chấp nhận khi tổng phương sai trích>=50%

1.2.1 Độ tin cậy

1.2.1.1 Niềm tin hàng nội (BEL)

Các số liệu trong tính toán độ tin cậy của khái niệm này được trình bày cho cả hai trường hợp Trung Quốc và Nhật Bản trong Bảng 4.1 Tất cả các biến thành phần đều có hệ số tương quan biến tổng >0.3 và hệ số độ tin cậy Alpha>0.7 Do đó, tất

cả các biến đều được giữ cho phân tích ở buớc sau

Bảng 4.1: Độ tin cậy Cronbach alpha - BEL : Trung Quốc – Nhật Bản

Biến

T.bình thang

do nếu loại biến

Tương quan biến tổng

Alpha nếu loại biến

T.bình thang

do nếu loại biến

Tương quan biến tổng

Alpha nếu loại biến

BEL_1 13.1860 0.4882 0.6510 13.3704 0.5876 0.7252 BEL_2 12.9380 0.4662 0.6608 13.3102 0.5947 0.7238 BEL_3 13.2190 0.4570 0.6650 13.4444 0.5566 0.7359 BEL_4 13.0000 0.4097 0.6828 13.2546 0.4908 0.7585 BEL_5 12.9463 0.5097 0.6417 13.1389 0.5341 0.5341

1.2.1.2 Chất lượng cảm nhận (QUA)

Theo Bảng 4.2, tất cả các biến thành phần đều có hệ số tương quan biến tổng khá cao (>0.5) và hệ số độ tin cậy Alpha cũng cao(>0.84) Do đó tất cả các biến đều được giữ cho phân tích ở bước sau

Bảng 4.2: Độ tin cậy Cronbach alpha-QUA : Trung Quốc – Nhật Bản

Biến

T.bình thang

do nếu loại biến

Tương quan biến tổng

Alpha nếu loại biến

T.bình thang

do nếu loại biến

Tương quan biến tổng

Alpha nếu loại biến

QUA_1 10.5785 0.7073 0.8276 16.5741 0.7504 0.7964 QUA_2 10.6033 0.7526 0.8182 16.6620 0.7243 0.8040 QUA_3 9.8678 0.5354 0.8714 17.3889 0.5644 0.8533 QUA_4 10.0331 0.7409 0.8193 16.9120 0.7076 0.8034 QUA_5 10.3223 0.6904 0.8316 16.7222 0.6040 0.8310

1.2.1.3 Giá cả cảm nhận (PRI)

Ở trường hợp Nhật Bản (Bảng 4.3): hệ số tương quan biến tổng và hệ số tin cậy Alpha tuy thấp, nhưng đạt yêu cầu Chú ý rằng biến PRI_4 (Chi phí cơ hội) có giá trị tương quan biến tổng suýt soát 0.3 và khá cách biệt so với các biến còn lại; hơn nữa, nếu loại biến này, Alpha tăng từ 0.6351 lên 0.6517 – vậy, ta sẽ loại PRI_4

Bảng 4.3: Độ tin cậy Cronbach alpha - PRI : Trung Quốc – Nhật Bản

Biến

T.bình thang

do nếu loại biến

Tương quan biến tổng

Alpha nếu loại biến

T.bình thang

do nếu loại biến

Tương quan biến tổng

Alpha nếu loại biến

PRI_1 7.9421 0.2451 0.4467 9.8796 0.4858 0.5158 PRI_2 7.3471 0.3691 0.3301 9.8843 0.4761 0.5267 PRI_3 7.1033 0.3538 0.3445 10.9769 0.4157 0.5655 PRI_4 6.9008 0.1731 0.5180 10.3981 0.3009 0.6517

Với trường hợp Trung Quốc (Bảng 4.3), PRI_4 có tương quan biến tổng quá thấp (0.1731), hệ số Alpha <0.4857, do vậy, biến này phải bị loại Biến PRI_1 (Giá xe là dễ mua) cũng có tương quan biến tổng thấp (0.2451), nhưng ta tạm giữ lại để xem xét vì loại nó sẽ giảm hệ số Alpha Tính lại độ tin cậy với 3 biến cho trường hợp này, ta có kết quả ở bảng 4.4

Bảng 4.4: Độ tin cậy Cronbach alpha - PRI (03 biến) : Trung Quốc

Biến

T.bình thang

do nếu loại biến

Tương quan biến tổng

Alpha nếu loại biến

PRI_1 5.0785 0.2867 0.4876 PRI_2 4.4835 0.3951 0.3082 PRI_3 4.2397 0.3171 0.4423

Alpha 0.5180

Hệ số tương quan biến tổng thấp hơn yêu cầu (0.3) xuất hiện ở biến PRI_1 (0.2867) nhưng chênh lệch tương đối nhỏ Nếu ta loại thêm bất kỳ biến nào, hệ số Alpha đều giảm dưới 0.5

Xem xét trong điều kiện tiến hành đo một khái niệm mới, với kết quả hiện tại Alpha=0.518 và biến PRI_1 có hệ số tương quan biến tổng xấp xỉ yêu cầu, ta chấp nhận thang đo này với 3 biến

1.2.2 Phân tích nhân tố

1.2.2.1 Niềm tin hàng nội (BEL)

Phân tích nhân tố trích được 1 yếu tố tại eigenvalue và phương sai trích lần lượt là 2.32, 46.31% (Trung Quốc) và 2.66, 53.21% (Nhật Bản) – (Bảng 4.5)

Như vậy, thang đo chưa đạt yêu cầu cho trường hợp Trung Quốc về phương sai trích (<50%) Biến BEL_4 có trọng số thấp nhất, ta sẽ loại biến này Để cho việc đối chiếu so sánh được thuận lợi, ta cũng loại luôn BEL_4 cho trường hợp Nhật Bản Kết quả phân tích lại được trình bày ở Bảng 4.6

Tuy hệ số Cronbach alpha bị giảm đôi chút, nhưng phương sai trích được

cải thiện nhiều và các kết quả khác đều đạt yêu cầu Do vậy thang đo niềm tin hàng nội với 4 biến được chấp nhận sử dụng cho phân tích sau

Bảng 4.5: Phân tích nhân tố - BEL (5 biến) : Trung Quốc-Nhật Bản

Cronbach alpha 0.7087 0.7784

Bảng 4.6: Phân tích nhân tố - BEL (4 biến) : Trung Quốc-Nhật Bản

Kết quả phân tích được trình bày ở Bảng 4.7

Bảng 4.7: Phân tích nhân tố - QUA (5 biến) : Trung Quốc-Nhật Bản

Phân tích nhân tố trích được 1 yếu tố tại eigenvalue và phương sai trích lần lượt là 3.263, 65.255% (Trung Quốc) và 3.211, 64.220% (Nhật Bản), các trọng

số, Cronbach alpha đều cao Như vậy, thang đo chất lượng cảm nhận với 5 biến

được chấp nhận

1.2.2.3 Giá cả cảm nhận (PRI)

Phân tích nhân tố trích được 1 yếu tố tại eigenvalue và phương sai trích lần lượt là 1.530, 51.010% (Trung Quốc) và 1.808, 60.282% (Nhật Bản), các trọng số khá cao (Bảng 4.8) Tuy phương sai trích và độ tin cậy là thấp ở trường hợp Trung

Quốc, thang đo giá cả cảm nhận với 3 biến cũng được chấp nhận cho phân tích

tiếp sau

Bảng 4.8: Phân tích nhân tố - PRI (3 biến) : Trung Quốc-Nhật Bản

PRI_1 Khó mua (-Dễ mua) 0.658 0.871

Như đã nói ở trên, sẵn lòng mua được phân tích nhân tố bằng phương pháp

principal axis factoring với phép quay promax Kết quả phân tích được trình bày ở Bảng 4.9 Ở cả hai trường hợp Trung Quốc và Nhật Bản, phân tích cho hai nhân tố

có sự phân biệt rất cao : nhân tố (1) gồm các biến WIL_1,WIL_2,WIL_3 thể hiện mức sẵn lòng mua một cách tổng quát khi xem xét đến ý định, khả năng – ta đặt

tên là sẵn lòng mua và ký hiệu WIL_A; nhân tố (2) chỉ có hai biến WIL_4,WIL_5

đo lường mức hy sinh tiền bạc cho hàng nội của người tiêu dùng – được đặt tên là

sẵn lòng mua về giá và ký hiệu WIL_B

Phân tích cho phương sai trích khá cao với 66,58% (Trung Quốc) và 64,41% (Nhật Bản) Các trọng số khá lớn, phân biệt cao ở các yếu tố trích được Việc tính toán độ tin cậy cũng được thực hiện cho từng nhân tố với kết quả khả quan : Cronbach alpha>0.8, các tương quan biến tổng đều >0.3 (xem thêm phần Phụ lục)

Như vậy, từ một khái niệm sẵn lòng mua đầu tiên, hai thành phần sẵn lòng mua và sẵn lòng mua về giá được hình thành với hai thang đo tương ứng Thang

thứ nhất có 3 biến WIL_1,WIL_2,WIL_3, thang thứ hai có 2 biến WIL_4,WIL_5 được chấp nhận cho phân tích tiếp sau

Bảng 4.9: Phân tích nhân tố - WIL (5 biến) : Trung Quốc-Nhật Bản

WIL_2 Xác suất mua 0.87 -0.10 0.79 -0.01

WIL_3 Mua khi có khả năng 0.71 0.11 0.65 0.05

WIL_B Sẵn Lòng Mua Về Giá

WIL_4 Xe nội, nhãn ngoại 0.03 0.84 0.05 0.86

WIL_5 Xe nội, nhãn nội -0.02 0.86 -0.04 0.83

Phân tích nhân tố sử dụng phương pháp principal axis factoring với phép quay promax, nhân tố trích có eigenvalue>1.0 Kết quả sẽ được xem xét như sau: các biến có trọng số <0.4 sẽ bị loại, các biến có trọng số không có độ phân biệt cao giữa các nhân tố (mức chênh lệch giữa hai nhân tố <0.3) cũng sẽ bị loại Sau đó, phân tích nhân tố sẽ được lặp lại đến khi thỏa các yêu cầu trên với phương sai trích tốt nhất (mong muốn >50%) Hệ số tin cậy Cronbach alpha cũng sẽ được tính lại cho từng nhân tố Nếu chỉ tiêu này cũng được thỏa mãn (hệ số Alpha>0.6, tương quan biến tổng>0.3), thang đo được chấp nhận

Kết quả cho thấy, trong cả hai trường hợp, phương pháp phân tích không cho được tổng phương sai trích >44% ở bất kỳ bước nào Rõ ràng điều này không đạt yêu cầu đề ra Tuy nhiên, CETSCALE là thang đo mới thực hành đầu tiên tại

An Giang, ta chấp nhận thang đo với điều kiện thấp hơn: phương sai trích >43%

và sự xuất hiện cá biệt của hệ số tin cậy Alpha>0.5

Trường hợp Trung Quốc

Bảng 4.10: Phân tích nhân tố -CET (17 biến) : Trung Quốc

Nhân tố

CET_1 Mua HNội: Phát triển kinh tế -0.144 0.882 0.070 0.104 -0.159

CET_2 Nhập hàng không thể sản xuất 0.065 0.329 -0.045 -0.149 0.500

CET_3 Mua HNội: tạo việc làm 0.143 0.553 -0.034 -0.077 0.100

CET_4 Mua HNgoai: hành vi không

CET_5 Mua HNgoai: gây thất nghiệp 0.949 -0.036 -0.083 -0.023 -0.117

CET_6 Ưu tiên cho HNội 0.120 -0.029 0.053 0.659 0.014

CET_7 Mua HNgoại: làm giàu nước

CET_8 Tốt nhất là mua HNội 0.044 0.174 -0.115 0.488 0.216

CET_9 Hạn chế giao thương 0.044 -0.039 0.341 -0.089 0.346

CET_10 Mua HNgoại: tổn hại KD 0.525 0.165 0.215 -0.062 -0.055

CET_11 Rào cản HNgoại 0.019 0.076 0.478 0.254 -0.034

CET_12 Ủng hộ HNội, dù hao tốn 0.068 -0.072 0.036 0.281 0.358

CET_13 Không cho HNgoại thâm nhập 0.017 -0.089 0.435 -0.079 0.162

CET_14 Đánh thuế HNgoại nặng -0.086 0.116 0.544 0.058 0.029

CET_15 Mua HNgoại: khi không có

Với 17 biến, phân tích cho 05 nhân tố được trích tại eigenvalue 1.04 với tổng phương sai trích chỉ có 42.77% Theo kết quả ở Bảng 4.10, các biến CET_9, CET_12, CET_15 có trọng số <0.4 nên bị loại Quá trình phân tích được lặp nhiều bước và số biến bị loại có thêm CET_10, CET_16, CET_17

Kết quả phân tích tốt nhất có được với 11 biến, trình bày ở Bảng 4.11 Có

04 nhân tố được trích tại eigenvalue=1.04, với tổng phương sai trích đạt 43.88%, tất cả trọng số đều lớn hơn 0.45 và đạt yêu cầu phân biệt Hệ số tin cậy của thang

đo các nhân tố cũng được tính lại, lần lượt có giá trị 0.646, 0.729, 0.604 và 0.510

Như vậy, tính vị chủng được tách thành 04 thành phần với 4 thang đo tương

ứng được chấp nhận cho phân tích tiếp sau Sau khi phân tích nhân tố trường hợp Nhật Bản, các đặc tính của nhân tố này sẽ được tổng hợp, nhận dạng và đặt tên

Bảng 4.11: Phân tích nhân tố -CET (11 biến) : Trung Quốc

Nhân tố

CET_1 Mua HNội: Phát triển kinh tế -0.178 0.660 0.214 -0.029

CET_2 Nhập hàng không thể sản xuất 0.104 0.500 -0.078 0.108

CET_3 Mua HNội: tạo việc làm 0.091 0.751 -0.153 0.022

CET_4 Mua HNgoai: hành vi không

CET_5 Mua HNgoai: gây thất nghiệp 0.882 0.011 -0.084 0.004

CET_7 Mua HNgoại: làm giàu nước

CET_6 Ưu tiên cho HNội 0.071 -0.139 0.735 0.096

CET_8 Tốt nhất là mua HNội 0.092 0.250 0.525 -0.153

CET_11 Rào cản HNgoại -0.047 0.010 0.217 0.561

CET_13 Không cho HNgoại thâm nhập 0.045 -0.025 -0.116 0.496

CET_14 Đánh thuế HNgoại nặng -0.045 0.101 0.009 0.453

Phương sai trích (%) 26.123 7.895 5.284 4.574

Cronbach alpha 0.646 0.729 0.604 0.510

Trường hợp Nhật Bản

Với 17 biến, phân tích cho 04 nhân tố được trích tại eigenvalue 1.125 với tổng phương sai trích chỉ có 41.074% Theo kết quả ở Bảng 4.12, các biến CET_6, CET_11, CET_15 có trọng số <0.4 nên bị loại Quá trình phân tích được lặp một

số bước và phải loại thêm CET_16

Bảng 4.12: Phân tích nhân tố -CET (17 biến) :Nhật Bản

Nhân tố

CET_1 Mua HNội: Phát triển kinh tế 0.063 -0.162 0.499 0.147

CET_2 Nhập hàng không thể sản xuất -0.177 0.175 0.708 -0.054

CET_3 Mua HNội: tạo việc làm 0.195 -0.177 0.602 -0.041

CET_4 Mua HNgoai: hành vi không

CET_5 Mua HNgoai: gây thất nghiệp 0.827 0.097 -0.057 -0.121

CET_7 Mua HNgoại: làm giàu nước

CET_8 Tốt nhất là mua HNội 0.265 -0.067 -0.022 0.589

CET_9 Hạn chế giao thương 0.222 0.457 -0.137 0.086 CET_10 Mua HNgoại: tổn hại KD 0.458 0.338 0.083 -0.050

CET_12 Ủng hộ HNội, dù hao tốn -0.144 0.231 -0.050 0.641

CET_13 Không cho HNgoại thâm nhập 0.017 0.653 -0.018 0.079

CET_15 Mua HNgoại: khi không có

Kết quả phân tích tốt nhất có được với 13 biến, trình bày ở Bảng 4.13 Có

04 nhân tố được trích tại eigenvalue=1.01 với tổng phương sai trích đạt 44.99%, tất cả trọng số đều lớn hơn 0.45 và đạt yêu cầu phân biệt tốt, ngoại trừ biến CET_8

có trọng số ở hai nhân tố (1) và (3) tương ứng là 0.285 và 0.475 nhưng vẫn chấp nhận được Hệ số tin cậy của thang đo các nhân tố cũng được tính lại, lần lượt có giá trị 0.691, 0.771, 0.650 và 0.613, đạt yêu cầu

Như vậy, tương tự như trường hợp Trung Quốc, tính vị chủng được tách

thành 04 khái niệm phân biệt với 04 thang đo tương ứng được chấp nhận cho phân tích tiếp sau

Bảng 4.13: Phân tích nhân tố -CET (13 biến) :Nhật Bản

HNội

CET_4 Mua HNgoai: hành vi không

CET_5 Mua HNgoai: gây thất nghiệp 0.860 -0.072 -0.119 0.035

CET_7 Mua HNgoại: làm giàu nước

CET_10 Mua HNgoại: tổn hại KD 0.523 0.083 -0.049 0.216 CET_8 Tốt nhất là mua HNội 0.285 0.057 0.472 -0.025 CET_12 Ủng hộ HNội, dù hao tốn -0.069 0.001 0.587 0.180 CET_17 HNội không thua kém HNgoại -0.120 -0.007 0.715 -0.011 CET_9 Hạn chế giao thương 0.214 -0.092 0.060 0.503

CET_13 Không cho HNgoại thâm nhập -0.004 0.023 0.062 0.733

Phương sai trích (%) 27.376 8.047 5.673 3.888

Cronbach alpha 0.691 0.771 0.650 0.613

Các thành phần của Tính vị chủng

Qua hai phân tích trên, chúng ta có thể nhận thấy tính vị chủng gồm có bốn thành

phần với các thang đo tương ứng như Bảng 4.14

Trong cả hai trường hợp Trung Quốc và Nhật Bản, hai khái niệm đầu có thang đo khá đồng nhất, có cùng 3 biến Hai khái niệm sau tuy có khác biệt nhưng

về nội dung vẫn có sự nhất quán Qua nghiên cứu ý nghĩa các biến, có thể định

nghĩa các thành phần của tính vị chủng như sau:

Bảng 4.14: Thang đo các thành phần của CET :Trung Quốc-Nhật Bản

đo Trung

CET_1 CET_1 Mua HNội: Phát triển kinh tế CET_2 CET_2 Nhập hàng không thể sản xuất CET_3 CET_3 Mua HNội: tạo việc làm

CET_15 Mua HNgoại: khi không có

CET_7 CET_7 Mua HNgoại: làm giàu nước

ngoài CET_10 Mua HNgoại: tổn hại KD

Nội

CET_8 CET_8 Tốt nhất là mua HNội

CET_12 Ủng hộ HNội, dù hao tốn CET_17 HNội không thua kém HNgoại

CET_9 Hạn chế giao thương

CET_13 CET_13 Không cho HNgoại thâm nhập

1 CET_A: Tác động của mua hàng nội

cho thấy mức độ nhận thức về tác động tích cực của việc mua hàng nội đến cộng đồng và quan điểm chung trong bênh vực hàng nội

2 CET_B: Tác động của mua hàng ngoại

đại diện cho sự nhận thức về các tác động xấu lên kinh tế nước nhà của việc mua hàng ngoại và phê phán hành vi đó về đạo đức

3 CET_C: Phương châm mua hàng nội

là sự cổ súy hàng nội và phương châm hành động trong mua hàng

4 CET_D: Thái độ đối với ngoại thương

biểu hiện độ cởi mở trong quan điểm đối với hàng ngoại nhập hay cường độ bảo vệ cần có đối với hàng nội qua hạn chế sự thâm nhập hàng ngoại

1.3 Hiệu chỉnh mô hình nghiên cứu và các giả thuyết

Điểm nổi bật của quá trình kiểm định thang đo qua xác định độ tin cậy và

phân tích nhân tố là tính vị chủng – đối tượng trọng tâm của nghiên cứu, với thang

đo CETSCALE nguyên thủy là đơn hướng - đã cho thấy có tính đa hướng với sự

tách ra 04 thành phần phân biệt Ngoài ra, khái niệm sẵn lòng mua cũng phân chia thành 02 thành phần là sẵn lòng mua (tổng quát) và sẵn lòng mua về giá Về ý nghĩa, sẵn lòng mua về giá đo lường mức chấp nhận hy sinh vật chất của người mua cho hàng nội trong một tình huống giả định Trong khi đó, sẵn lòng mua có

các biến đo lường mang nội dung tổng quát, phù hợp hơn cho mục tiêu nghiên cứu Từ các kết quả và nhận định trên, mô hình nghiên cứu được điều chỉnh như Hình 4.1

T hái độ đv Ngoại Thương

Sẵn L òng Mua

Hình 4.1 Mơ hình nghiên cứu hiệu chỉnh (2)

Mơ hình này là sự mở rộng của mơ hình hiệu chỉnh (1) (xem mục 3.2),

cùng với giá cả cảm nhận, chất lượng cảm nhận, niềm tin hàng nội, bốn thành phần của tính vị chủng là các biến độc lập sẵn lịng mua (WIL_A) là biến phụ

thuộc của các biến độc lập trên

Do đĩ, các giả thuyết liên quan đến tính vị chủng sẽ được tách thành 4 giá

thuyết con Cụ thể, các giả thuyết cần được kiểm định trong nghiên cứu là

H 1: quan hệ giữa các thành phần tính vị chủng và sẵn lịng mua

H1.a:Tác động của mua hàng nội quan hệ âm với sẵn lịng mua

H1.b:Tác động của mua hàng ngoại quan hệ âm với sẵn lịng mua

H1.c:Phương châm mua hàng nội quan hệ âm với sẵn lòng mua

H1.d:Thái độ đv ngoại thương quan hệ âm với sẵn lòng mua

H 2: Chất lượng cảm nhận quan hệ dương với sẵn lòng mua

H 3 : Giá cả cảm nhận quan hệ âm với sẵn lòng mua

H 4 : Niềm tin hàng nội quan hệ âm với sẵn lòng mua

Để không phải trình bày các giả thuyết con, trong các giả thuyết dưới đây,

từ “tính vị chủng” đại diện cho lần lượt 04 thành phần : tác động của mua hàng nội(CET_A), tác động của mua hàng ngoại (CET_B), phương châm mua hàng nội (CET_C), thái độ đv ngoại thương (CET_D) Ký hiệu các giả thuyết con sẽ được

thêm chữ cái a,b,c hoặc d vào cước số, tương ứng với CET_A, CET_B, CET_C hoặc CET_D khi trình bày cụ thể

H 5: gồm các giả thuyết về biến nhân khẩu học- tính vị chủng:

H5.1: Có sự khác biệt giữa các nhóm tuổi về tính vị chủng

H5.2: Có sự khác biệt giữa các nhóm giới tính về tính vị chủng

H5.3: Có sự khác biệt giữa các nhóm thu nhập về tính vị chủng

H5.4: Có sự khác biệt giữa các nhóm học vấn về tính vị chủng

H 6: Tính vị chủng có tương quan dương giá cả cảm nhận

H 7: Tính vị chủng có tương quan âm với chất lượng cảm nhận

H 8: Tính vị chủng có tương quan âm với sẵn lòng mua về giá

H 9: Tính vị chủng có tương quan dương với niềm tin hàng nội

1.4 Kiểm định sự phù hợp của mô hình- Phân tích hồi quy

Để kiểm định sự phù hợp của mô hình, trước tiên, việc phân tích tương

quan sẽ được tiến hành với sự tập trung vào biến phụ thuộc (sẵn lòng mua) và các biến độc lập (các thành phần tính vị chủng, niềm tin hàng nội, chất lượng cảm nhận và giá cả cảm nhận), các tương quan giữa các biến độc lập sẽ được lưu ý cho

kiểm định đa cộng tuyến khi phân tích hồi quy

Dựa vào ma trận tương quan này, một số mô hình hồi quy sẽ được thực hiện và kiểm tra việc không vi phạm các giả thiết hồi quy Sau cùng, mô hình phù hợp nhất được chọn ra và trình bày dưới đây Về trình tự, việc kiểm định sẽ đi qua từng trường hợp Trung Quốc, Nhật Bản

Nhìn chung kết quả hồi quy đạt mức phù hợp không cao: R2 chỉ trong khoảng 0.195 0.412, nhưng theo Goldberger (1991,p.177), với kiểm định F có sig.=0.000, không ai buộc R2 phải lớn trong phân tích hồi quy Do đó, với mức độ này, kết quả hồi quy được chấp nhận

1.4.1 Kiểm định sự phù hợp của mô hình – trường hợp Trung Quốc

Từ kết quả phân tích nhân tố, lập được ma trận tương quan các khái niệm, thành phần như sau:

Bảng 4.15 Phân tích tương quan: CET[4],BEL,PRI,QUA,WIL - Trung Quốc

Tác Động của Mua Hàng Nội

Tác Động của Mua Hàng Ngoại

Phương Châm Mua Hàng Nội

Thái

Độ đv Ngoại Thương

Niềm Tin Hàng Nội

Chất Lượng Cảm Nhận

Giá Cả Cảm Nhận

-*

0.246*

-*

0.314*

-*

PRI

0.169*

-*

1

WIL_A

0.182*

-*

-0.150*

0.223*

-*

-0.136* 0.445*

*

- không thể hiện các hệ số tương quan có mức ý nghĩa >0.05

- * : tương quan đạt mức ý nghĩa 0.05

- **: tương quan đạt mức ý nghĩa 0.01

Sẵn lòng mua có tương quan chặt với ba trong bốn thành phần tính vị chủng, niềm tin hàng nội và chất lượng cảm nhận nhưng lại không có tương quan với giá cả cảm nhận Sự tương quan có ý nghĩa giữa niềm tin hàng nội, chất lượng cảm nhận với tính vị chủng được chú ý để kiểm định đa cộng tuyến khi phân tích

hồi quy

Như vậy, việc hồi quy đa biến để kiểm định mô hình lý thuyết sẽ được thực

hiện với sẵn lòng mua (WIL_A) là biến phụ thuộc, 05 biến độc lập là: (1) tác động của mua hàng nội (CET_A), (2) tác động của mua hàng ngoại (CET_B), (3) phương châm mua hàng nội (CET_C), (4) chất lượng cảm nhận (QUA) và (5) niềm tin hàng nội (BEL)

Mặc dù sẵn lòng mua tương quan với 05 biến độc lập, nhưng kết quả hồi quy cho thấy chỉ một biến độc lập duy nhất là chất lượng cảm nhận có hệ số hồi

quy chuẩn hóa 0.445 đạt mức ý nghĩa 0.05 (Bảng 4.16) Hệ số R2=0.195, tức chỉ

khoảng 20% phương sai được giải thích bởi chất lượng cảm nhận Phân tích

ANOVA cho trị thống kê F=59.285 (sig.=0.000) Các kiểm tra khác (phân phối phần dư, các biểu đồ ) cho thấy các giả thiết cho hồi quy không bị vi phạm