Phân tích tương quan Pearson’s sẽ được sử dụng trong phần này để phân tích mối
quan hệ tuyến tính giữa các yếu tố trong nghiên cứu. Từ mô hình nghiên cứu ta có tương quan giữa biến phụ thuộc Thái độđối với quảng cáo truyền hình (TD) với 5 biến
độc lập còn lại, bao gồm: Tính giải trí (TGT), Giá trị thông tin (GTTT), Sự tin tưởng (STT), Sự không phiền toái (SKPT), Nhân vật nổi tiếng (NVNT).
Kết quả phân tích tương quan (Phụ lục 7) chỉ ra rằng các hệ số tương quan đều có ý nghĩa thống kê (Sig < 0,05) nên tất cả các biến sẽđược sử dụng trong phân tích hồi quy ởbước tiếp theo.
4.5.2 Xây dựng mô hình hồi quy tuyến tính
Phân tích hồi quy bội đo lường ảnhhưởng của 5 biến độc lập: Tính giải trí, Giá trị
48
Thái độ đối với quảng cáo truyền hình. Phân tích hồi quy được thực hiện bằng phương pháp “Enter”. Các kiểm định được áp dụng thông qua hệ số xác định RP
2 P
hiệu chỉnh và kiểm định F, và sau đó là kiểm tra sự vi phạm các giảđịnh của hồi quy đểđảm bảo mô hình phù hợp với lý thuyết hồi quy.
Mô hình hồi quy tuyến tính được biểu diễn như sau:
Y = BR1R* XR1R + BR2R*XR2R + BR3R*XR3 R+ BR4R*XR4R + BR5R*XR5
Hoặc
Thái độđối với quảng cáo truyền hình
= BR1R*Tính giải trí + BR2R*Giá trị thông tin + BR3R*Sự tin tưởng
+ BR4R* Sự không phiền toái + BR5R*Nhân vật nổi tiếng Trong đó:
• Y: Thái độ đối với quảng cáo truyền hình (TD) • XR1R: Tính giải trí (TGT)
• XR2R: Giá trị thông tin (GTTT) • XR3R: Sự tin tưởng (STT)
• XR4R: Sự không phiền toái (SKPT) • XR5R: Nhân vật nổi tiếng (NVNT)
Bảng 4.5: Tóm tắt mô hình hồi quy tuyến tính
Hệ số R Hệ số xác định – RP 2 Hệ số RP 2 Phiệu chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng
Chỉ số
Durbin- Watson
0,718 0,516 0,507 0,583980 1,455
Biến độc lập: (Constant), NVNT, TGT, STT, SKPT, GTTT
Biến phụ thuộc: Thái độ đối với quảng cáo truyền hình - TD
49
Bảng 4.6: Trọng số hồi quy
Nhân tố Hệch sốư beta a chuẩn hóa
Hệ số beta
chuẩn hóa Giá trị t Giá trị Sig.
Hệ số phóng đại phương sai - VIF (Hằng số) -.241 .246 -.980 .328 TGT .123 .117 2.763 .006 1.019 GTTT .195 .193 3.381 .001 1.850 STT .293 .265 4.622 .000 1.865 SKPT .219 .214 3.852 .000 1.745 NVNT .228 .213 3.955 .000 1.637
Biến phụ thuộc: Thái độ đối với quảng cáo truyền hình - TD
(Nguồn: Tính toán của tác giả)
Kiểm định tương quan giữa biến độc lập và biến phụ thuộc: Hệ số RP 2
P hiệu chỉnh là 0,507 > 0,5 (Phụ lục 8) cho thấy sự tương quan giữa biến độc lập và biến phụ
thuộc ở mức trung bình. Các biến độc lập giải thích được 50,7% biến phụ thuộc Thái
độđối với quảng cáo truyền hình.
Hệ số beta của mô hình: Các hệ số beta của biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê
(Sig. < 0,05). Các biến độc lập TGT, GTTT, STT, SKPT, NVNT có hệ số beta dương chứng tỏ có ảnh hưởng thuận chiều đến biến phụ thuộc TD – Thái độ đối với quảng
cáo truyền hình (Phụ lục 8)
Bảng 4.7: Phân tích ANOVA
Tổng bình
phương Bậc tự do bình phươngTrung bình Hệ số F Giá trị Sig.
Hồi quy 99.656 5 19.931 58.444 .000 Phần dư 93.443 274 .341
Tổng 193.099 279
Biến phụ thuộc: Thái độ đối với quảng cáo truyền hình - TD
Biến độc lập: (Constant), NVNT, TGT, STT, SKPT, GTTT
(Nguồn: Tính toán của tác giả)
Bảng phân tích ANOVA của mô hình hồi quy cho thấy mô hình hồi quy có kiểm định F = 58.444, Sig. < 0,05 cho thấy sự phù hợp về tổng thể của mô hình hồi quy.
50
Vậy mô hình hồi quy bội chưa chuẩn hóa như sau:
Y= - 0,241 + 0,123*TGT + 0,195*GTTT + 0,293*STT + 0,219*SKPT +0,228*NVNT
Hình 4.1: Mô hình nghiên cứu chính thức
(Nguồn: Tính toán của tác giả)
4.5.3 Kiểm định sự tuân thủ các giảđịnh về mô hình hồi quy tuyến tính
Mô hình hồi quy tuyến tính bằng phương pháp Enter được thực hiện với một số giả định và mô hình chỉ thực sự có ý nghĩa khi các giả định này được đảm bảo. Do vậy, để đảm bảo cho độ tin cậy của mô hình, chúng ta còn phải thực hiện một loạt các dò tìm sự vi phạm các giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tính.
- Giả định đầu tiên là giả định liên hệ tuyến tính. Phương pháp được sử dụng là biểu đồ phân tán Scatterplot với giá trị phần dư chuẩn hóa trên trục tung và giá trị dự đoán chuẩn hóa trên trục hoành
Biểu đồ 4.1: Biểu đồ phân tán Scatterplot
(Nguồn: Tính toán của tác giả)
Tính giải trí Giá trị thông tin
Nhân vật nổi tiếng
0,117
Thái độ của người tiêu dùng đối với quảng
cáo truyền hình 0,193 0,265 0,214 0,213 Sự tin tưởng Sự không phiền toái
51
Nhìn vào biểu đồ ta thấy phần dư không thay đổi theo một trật tự nào đối với giá trị dự đoán, chúng phân tán ngẫu nhiên. Vậy giả thuyếtvề liên hệ tuyến tính không bị vi phạm.
- Giả định tiếp theo cần xem xét là phương sai của phần dư không đổi. Để thực hiện kiểm định này, chúng ta sẽ tính hệ số tương quan hạng Spearman (phụ lục
9) của giá trị tuyệt đối phần dư và các biến độc lập. Giá trị Sig. của các hệ số tương quan với độ tin cậy 95% đều lớn hơn 0.05 cho thấy ta không đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết HR0R là giá trị tuyệt đối của phần dư độc lập với các biến độc lập. Như vậy, kết luận phương sai của sai số không thay đổi => giả định không
bị vi phạm.
- Để dò tìm sự vi phạm giả định phân phối chuẩn của phần dư ta sẽ dùng hai công cụ vẽ của phần mềm SPSS là biểu đồ Histogram và đồ thị P-P plot. Nhìn vào
biểu đồ Histogram ta thấy phần dư có phân phối chuẩn với giá trị trung bình rất
nhỏ gần bằng 0 (Mean = 1.43E -15) và độ lệch chuẩn của nó gần bằng 1
(SD=0.991). Nhìn vào đồ thị P-P plot biểu diễn các điểm quan sát thực tế tập trung khá sát đường chéo những giá trị kỳ vọng, có nghĩa là dữ liệu phần dư có phân phối chuẩn.
Biểu đồ 4.2: Biểu đồ Histogram
52
Biểu đồ 4.3: Đồ thị P-P plot
(Nguồn: Tính toán của tác giả)
- Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập cho thấy hệ số 1< Durbin –Watson = 1.455 < 3 là thỏa điều kiện. Hệ số này nằm trong miền chấp nhận giả thuyết không có tương quan chuỗi bậc nhất. Đồng thời hệ số phóng đại
phương sai VIF < 10 cho thấy các biến độc lập không có quan hệ chặt chẽ với
nhau nên không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra.
Như vậy mô hình hồi quy tuyến tính được xây dựng theo phương trình trên không vi phạm các giảđịnh cần thiết trong hồi quy tuyến tính.
4.5.4 Kiểm định các giả thuyết
4.5.4.1 Tính giải trí (TGT)
Giả thuyết HR1R: “Tính giải trí có ảnh hưởng cùng chiều đến thái độ của người tiêu
dùng đối với quảng cáo ngành chăm sóc da qua truyền hình”
Hệ số hồi quy chuẩn hóa βR1R= 0,117; Sig. (βR1R) = 0,006 < 0,5: Ủng hộ giả thuyết
Nhận xét:
Kết quả hồi quy cho thấy yếu tố Tính giải trí có tác động dương (+) lên Thái độ đối với quảng cáo truyền hình. Điều này hoàn toàn phù hợp với những lý thuyết và nghiên cứu trước đây đều cho rằng quảng cáo truyền hình luôn có sự vui vẻ, hài hước và mang lại nhiều tiếng cười cho người xem truyền hình. Yếu tố này còn có ý nghĩa
53
đối với các loại hình quảng cáo khác như quảng cáo trực tuyến, quảng cáo qua thiết bị di động vì các hình thức quảng cáo này cũng luôn đề cao tính giải trí.
4.5.4.2 Giá trị thông tin (GTTT)
Giả thuyết HR2R: “Giá trị thông tin có ảnh hưởng cùng chiều đến thái độ của người tiêu dùng đối với quảng cáo ngành chăm sóc da qua truyền hình”
Hệ số hồi quy chuẩn hóa βR2R = 0,193; Sig. (βR2R) = 0,001 < 0,5: Ủng hộ giả thuyết
Nhận xét:
Quảng cáo truyền hình được đánh giá là một kênh truyền thông quan trọng cung cấp thông tin cho người tiêu dùng. Do đó giá trị thông tin mà quảng cáo mang lại luôn phải hấp dẫn và thu hút người xem. Vì vậy kết quả mô hình hồi quy cho thấy yếu tố
Giá trị thông tin có tác động dương (+) lên thái độ đối với quảng cáo truyền hình là hợp lý. Quảng cáo truyền hình mang đến những thông tin hữu ích về sản phẩm, thương hiệu mà người tiêu dùng quan tâm và có nhu cầu. Ngoài ra nó còn là kênh tham khảo
ra quyết định mua sắm của người tiêu dùng khi họ xem quảng cáo và thường xuyên
được nhắc nhớ vì sự xuất hiện liên tục của nó.
4.5.4.3 Sựtin tưởng (STT)
Giả thuyết HR3R: “Sự tin tưởng có ảnhhưởng cùng chiều đến thái độ của người tiêu dùng đối với quảng cáo ngành chăm sóc da qua truyền hình”
Hệ số hồi quy chuẩn hóa βR3 R= 0,265; Sig. (βR3R) = 0,000 < 0,5: Ủng hộ giả thuyết
Nhận xét:
Kết quả mô hình hồi quy cho thấy yếu tố Sự tin tưởng có tác động dương (+) lên thái độ đối với quảng cáo truyền hình. Điều này cũng phù hợp với tính chất của quảng
cáo truyền hình vì nó là kênh truyền thông có ngân sách cao nhất trong tất cả các kênh khác. Do đó thông tin, hình ảnh, nhân vật luôn được đầu tư chăm chút cẩn thận và phải
có độ tin cậy cao mới có thể tác động được đến người xem truyền hình. Ngoài ra do sự
cạnh tranh của các mẫu quảng cáo truyền hình luôn phải xuất hiện cạnh nhau nên đòi
hỏi thông điệp quảng cáo phải chân thật, ngắn gọn và tinh tế. Từ đó người tiêu dùng mới có thái độ tin tưởng các mẫu quảng cáo truyền hình.
54
4.5.4.4 Sự không phiền toái (SKPT)
Giả thuyết HR4R: “Sự không phiền toái có ảnh hưởng cùng chiều đến thái độ của người tiêu dùng đối với quảng cáo ngành chăm sóc da qua truyền hình”
Hệ số hồi quy chuẩn hóa βR4R = 0,214; Sig. (βR4R) = 0,000 < 0,5: Ủng hộ giả thuyết
Nhận xét:
Số lượng đài truyền hình và kênh truyền hình ngày càng tăng, người tiêu dùng có thêm nhiều lựa chọn khi xem quảng cáo truyền hình. Họ được quyền chủ động chọn kênh để xem phù hợp với nhu cầu sở thích. Do đó, nếu một kênh truyền hình nào có xuất hiện quảng cáo liên tục, gây phiền toái thì họ sẽ chuyển kênh ngay lập tức. Vì thế
tạo ra sức cạnh tranh cho các nhà đài phải chọn lọc những mẫu quảng cáo phù hợp thuần phong mỹ tục, có thông điệp rõ ràng, hữu ích và có giá trị với người xem mới được phát sóng quảng cáo. Từ thực trạng trên, các nhà đài luôn làm mới và cải tiến về
mặt nội dung truyền hình và kiểm duyệt chặt chẽ các mẫu quảng cáo truyền hình. Do
đóngười xem hiện nay đã dần cảm thấy không bị phiền toái khi xem quảng cáo truyền hình. Chính vì vậy, kết quả mô hình hồi quy cho thấy yếu tố Sự không phiền toái có tác động dương (+) lên Thái độ đối với quảng cáo truyền hình là phù hợp.
4.5.4.5 Nhân vật nổi tiếng (NVNT)
Giả thuyết HR5R: “Nhân vật nổi tiếngcó ảnh hưởng cùng chiều đến thái độ của người tiêu dùng đối với quảng cáo ngành chăm sóc da qua truyền hình”
Hệ số hồi quy chuẩn hóa βR5 R= 0,213; Sig. (βR5R) = 0,000 < 0,5: Ủng hộ giả thuyết
Nhận xét:
Hiện nay, công chúng luôn quan tâm tới những nhân vật nổi tiếng xuất hiện trên các phương tiện truyền thông. Vì vậy, ngay trong quảng cáo truyền hình có sự tham gia góp mặt của những người nổi tiếng luôn được người tiêu dùng thích thú và háo hức khi xem. Bên cạnhđó, để sản xuất một phim quảng cáo truyền hình có người nổi tiếng thì ngân sách quảng cáo luôn rất lớn vì phải trả chi phí để độc quyền cho hình ảnh
người nổi tiếng và sức lan tỏa đến công chúng từ hình ảnh của người nổi tiếng đó. Vì vậy, một khi quảng cáo truyền hình có nhân vật nổi tiếng luôn được đầu tư chăm chút
55
rất kỹ lưỡng để hình ảnh người nổi tiếng và thông điệp quảng cáo phảiđồng nhất và có sức ảnh hưởng đến công chúng. Do đó, yếu tố Nhân vật nổi tiếng có tác động dương (+) lên Thái độđối với quảng cáo truyền hình là kết quả hợp lý cho mô hình hồi quy.
Bảng 4.8: Tóm tắt kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Giả
thuyết Nội dung
Sig. (P- value)
Kết quả kiểm định
HR1
Tính giải trí có ảnhhưởng cùng chiều đến thái độ của người tiêu dùng đối với quảng cáo
ngành chăm sóc da qua truyền hình
0,006 Chấp nhận HR1
HR2
Giá trị thông tin có ảnhhưởng cùng chiều đến thái độ của người tiêu dùng đối với quảng cáo
ngành chăm sóc da qua truyền hình
0,001 Chấp nhận HR2
HR3
Sự tin tưởng có ảnhhưởng cùng chiều đến thái độ của người tiêu dùng đối với quảng cáo
ngành chăm sóc da qua truyền hình
0,000 Chấp nhận HR3
HR4
Sự không phiền toái có ảnhhưởng cùng chiều đến thái độ của người tiêu dùng đối với quảng
cáo ngành chăm sóc da qua truyền hình
0,000 Chấp nhận HR4
HR5
Nhân vật nổi tiếngcó ảnhhưởng cùng chiều đến thái độ của ngườitiêu dùng đối với quảng
cáo ngành chăm sóc da qua truyền hình
0,000 Chấp nhận HR5
(Nguồn: Tác giả tổng hợp)
4.6 KIỂM ĐỊNH SỰ KHÁC BIỆT CỦA ĐẶC ĐIỂM CÁ NHÂN ĐẾN THÁI ĐỘ ĐỐI VỚI QUẢNG CÁO TRUYỀN HÌNH
4.6.1 Thái độ đối với quảng cáo truyền hình
Từ nội dung kiểm định ở phần Cronbach’s alpha và phân tích nhân tố EFA, thái độ đối với quảng cáo truyền hình sẽđược thể hiện thông qua các yếu tố là tính giải trí, giá trị thông tin, sựtin tưởng, sự không phiền toái, nhân vật nổi tiếng. Tính toán dữ liệu từ
mẫu ta có thái độ đối với quảng cáo truyền hình có giá trị trung bình là 3.20. Giá trị
này là giá trị của mẫu, nên ta phải kiểm định xem có phải thái độ của toàn bộ tổng thế
56
dụng phương pháp One-sample T-test. Kết quả cho thấy, ta không thể bác bỏ giả
thuyết HR0R: thái độ đối với quảng cáo truyền hình của tổng thể có giá trị 3.20 trong thang đo Likert năm mức độ. Nếu ta bác bỏ giả thuyết này thì xác suất mắc sai lầm lên
đến 97,1%.
Bảng 4.9: Kiểm định One-sample T-test biến thái độđối với quảng cáo truyền hình Giá trị kiểm định = 3.20 Giá trị t Số bậc tự do Mức ý nghĩa Sig. (2 phía) Mức khác biệt Độ tin cậy 95% Thấp hơn Cao hơn Thái độ .036 279 .971 .001786 -.09608 .09965
(Nguồn: Tính toán của tác giả)
4.6.2 Sự khác biệt của giới tính đến thái độđối với quảng cáo truyền hình
Để xác định xem có sự khác biệt giữa 2 nhóm giới tính so với thái độ đối với
quảng cáo truyền hình hay không, tác giả sử dụng Kiểm định Independent-samples T- test
Kết quả kiểm định cho thấy trong kiểm định Levene Test có giá trị Sig. = 0,008 < 0,5 thì phương sai của hai giá trị trung bình giới tính nam & nữ khác nhau nên ta sử dụng kết quả kiểm định t ở dòng Equal variances not assumed (Phụ lục 10b). Theo kết
quả từ bảng kiểm định t ta thấy Sig. = 0,000 < 0,5 nghĩa là có sự khác biệt giữa giới tính nam & nữ về thái độđối với quảng cáo truyền hình.
4.6.3 Sự khác biệt củađộ tuổi đến thái độđối với quảng cáo truyền hình
Đầu tiên, ta dùng Levene test để tiến hành kiểm định xem phương sai của thái độ đối với quảng cáo truyền hình theo từng nhóm tuổi có phân phối chuẩn hay không, và ta có kết quả (Phụ lục 10c) hệ số Sig. = 0,007 < 0,05, chứng tỏ giữa các nhóm có