Phân tích hồi qui tuyến tính bội

Một phần của tài liệu NGHIÊN CỨU CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN SỰ THỎA MÃN CỦA CÁC CÔNG TY NƯỚC NGOÀI KHI THAM DỰ HỘI CHỢ, TRIỂN LÃM TẠI VIỆT NAM.PDF (Trang 81 - 86)

Phân tích hồi quy bội là một kĩ thuật thống kê có thểđược sử dụng để phân tích mối quan hệ giữa một biến phụ thuộc và nhiều biến độc lập. Mục tiêu của việc phân tích hồi quy đa biến là sử dụng các biến độc lập có giá trị biết trước để dự báo một giá trị biến phụ thuộc nào đó được chọn bởi người nghiên cứu. Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2005), khi chạy hồi quy cần quan tâm đến các thông số

sau:

- Hệ số Beta: hệ số hồi quy chuẩn hoá cho phép so sánh trực tiếp giữa các hệ số

dựa trên mối quan hệ giải thích của chúng với biến phụ thuộc.

- Hệ số R2: đánh giá phần biến động của biến phụ thuộc được giải thích bởi các biến dự báo hay biến độc lập. Hệ số này có thể thay đổi từ 0 đến 1.

- Kiểm định ANOVA để kiểm tra tính phù hợp của mô hình với tập dữ liệu gốc. Nếu mức ý nghĩa của kiểm định <0.05 thì ta có thể kết luận mô hình hồi quy phù hợp với tập dữ liệu.

Phân tích tương quan

Bảng 4.6: Ma trận tương quan giữa các biến độc lập với nhau và giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc. BT CT TD VC CH CS TM BT 1 .000 .000 .000 .000 .000 .331** CT .000 1 .000 .000 .000 .000 .502** TD .000 .000 1 .000 .000 .000 .409** VC .000 .000 .000 1 .000 .000 .326** CH .000 .000 .000 .000 1 .000 .214** CS .000 .000 .000 .000 .000 1 .290** TM .331** .502** .409** .326** .214** .290** 1

Trước khi tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính bội thì việc xem xét mối tương quan tuyến tính giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc và giữa các biến độc lập với nhau là công việc phải làm và hệ số tương quan Pearson trong ma trận hệ số

tương quan là phù hợp để xem xét mối tương quan này.

Dựa vào bảng 4.6 ta có thể thấy các biến độc lập là sáu nhân tố trên không có tương quan với nhau do chúng là các nhân tố đã được ước lượng qua quá trình phân tích nhân tố với việc sử dụng kỹ thuật lưu nhân số chuẩn hóa. Trong phân tích nhân tố đã có đủ bằng chứng về giá trị phân biệt và giá trị hội tụ của thang đo.

Nhìn sơ bộ qua các hệ số tương quan, ta có thể kết luận các biến độc lập này có thể đưa vào mô hình để giải thích cho biến phụ thuộc.

Kiểm tra các giảđịnh hồi quy

Giảđịnh liên hệ tuyến tính và phương sai bằng nhau

Theo kết quả từ kiểm định hồi quy kiểm tra bằng biểu đồ phân tán scatter cho phần dư chuẩn hóa (Standardized residual) và giá trị dự doán chuẩn hóa (Standardized predicted value). Các đồ thị cho thấy phần dư chuẩn hóa phân tán ngẫu nhiên qua

đường thẳng qua điểm 0, không tạo thành một hình dạng nào cụ thể. Như vậy, giả định liên hệ tuyến tính và phương sai bằng nhau được thỏa mãn.

Giảđịnh phần dư có phân phối chuẩn

Kiểm tra đồ thị histogram phân tán của phần dư của phương trình hồi quy tuyến tính cho thấy phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn (trung bình mean ≈ 0 và độ lệch chuẩn Std. = ≈ 1). Như vậy, giảđịnh phần dư có phân phối chuẩn không bị vi phạm.

Giảđịnh không có tương quan giữa các phần dư

Đại lượng thống kê Durbin-Watson (d) có giá trị từ 0 đến 4. Nếu các phần dư không có tương quan với nhau, giá trị d sẽ gần bằng 2. Kết quả phân tích cho thấy giá trị d = 1.868 (Bảng 4.8), nằm trong vùng chấp nhận nên không có tương quan giữa các phần dư. Như vậy, giả định không có tương quan giữa các phần dư không bị vi phạm.

Phân tích hồi qui tuyến tính bội

Phân tích hồi qui tuyến tính bội được thực hiện để xem xét mối quan hệ giữa các biến độc lập: Chất lượng dịch vụ từ Ban tổ chức (BT), Chất lượng dịch vụ từ các chủ thể có liên quan (CT), Giá cả để tham dự HCTL (TD), Giá cả cho vận chuyển và nhập khẩu hàng hóa tham dự HCTL (VC), Cơ hội kinh doanh (CH), Cơ sở hạ

tầng, hệ thống thông tin tại Việt Nam (CS) có ảnh hưởng như thế nào đến biến phụ

thuộc sự thỏa mãn (TM) của các công ty nước ngoài khi tham dự HCTL tại Việt Nam.

Căn cứ vào mô hình nghiên cứu đã được điều chỉnh sau khi phân tích nhân tố khám phá, ta có phương trình hồi quy tuyến tính bội như sau:

TM = β0+ β1*BT + β2*CT + β3*TD + β4*VC + β5*CH + β6*CS

Các biến độc lập: Chất lượng dịch vụ từ Ban tổ chức (BT), Chất lượng dịch vụ từ

các chủ thể có liên quan (CT), Giá cảđể tham dự HCTL (TD), Giá cả cho vận chuyển và nhập khẩu hàng hóa tham dự HCTL (VC), Cơ hội kinh doanh (CH) và Cơ sở hạ tầng, hệ thống thông tin tại Việt Nam (CS)

Biến phụ thuộc: Sự thỏa mãn của các công ty nước ngoài khi tham dự HCTL tại Việt Nam (TM)

β0: hệ số chặn (hằng số) là giá trị mong muốn của biến phụ thuộc TM khi các biến

độc lập BT, CT, TD, VC, CH, CS bằng "0".

βk (k=1-6): hệ số hồi qui riêng của từng nhân tố thể hiện mối quan hệ giữa biến phụ

thuộc và biến độc lập với ý nghĩa trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi BT, CT, TD, VC, CH hay CS tăng lên một đơn vị (theo đơn vị tính của các nhân tố đó) thì Sự thỏa mãn (TM) sẽ tăng bình quân βkđơn vị (theo đơn vị tính của sự thỏa mãn).

Bảng 4.7: Các thông số thống kê của từng biến trong phương trình Hệ số hồi qui chưa chuẩn hóa Hệ số hồi qui chuẩn hóa t sig Thống kê đa cộng tuyến

B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận

của biến VIF (Constant) .040 .164 .246 .000 1.000 1.000 BT .015 .037 .017 .416 .000 1.000 1.000 CT .114 .031 .157 3.674 .000 1.000 1.000 TD .215 .033 .273 6.595 .000 1.000 1.000 VC .012 .029 .015 .401 .000 1.000 1.000 CH .321 .031 .391 10.440 .000 1.000 1.000 CS .298 .033 .356 9.139 .000 1.000 1.000

Dựa vào bảng 4.7, ta thấy giá trị sig của sáu biến phụ thuộc rất nhỏ (0.000), nhỏ hơn 5% nên có thể kết luận tất cả sáu hệ số hồi quy riêng phần đều có ý nghĩa trong mô hình.

Đánh giá độ phù hợp của mô hình:

Hệ số R2 điều chỉnh (Adjusted R square) = 0.790 nói lên rằng mô hình hồi quy tuyến tính bội được xây dựng với tập dữ liệu phù hợp đến mức 79% hay nói cách khác sự thỏa mãn của các công ty nước ngoài khi tham dự HCTL tại Việt Nam được giải thích đến 79% bởi 6 biến độc lập.

Bảng 4.8: Kết quả phân tích hồi qui tuyến tính bội

Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin-Watson 1 .892a .796 .790 .24776 1.868 Kiểm định độ phù hợp của mô hình

Kết quả kiểm định trị thống kê F, với giá trị sig = 0.000 từ bảng phân tích phương sai ANOVA nhỏ hơn mức ý nghĩa 5% cho thấy mô hình hồi quy tuyến tính bội đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu và sử dụng được.

Bảng 4.9: Kết quả phân tích hồi qui tuyến tính bội (ANOVA)

Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.

Regression 50.033 6 8.339 135.844 .000

Residual 12.829 209 .061

Hiện tượng đa cộng tuyến

Sử dụng kỹ thuật lưu nhân số chuẩn hóa, tất cả hệ số phóng đại phương sai VIF =1 (bảng 4.7). Vậy, mô hình hồi quy tuyến tính bội không có hiện tượng đa cộng tuyến, nghĩa là các biến độc lập không có tương quan với nhau.

Phương trình hồi quy tuyến tính bội

Dựa vào bảng kết quả hồi quy tuyến tính bội (bảng 4.7), hệ số hồi quy của 6 biến

độc lập Chất lượng dịch vụ từ Ban tổ chức (BT), Chất lượng dịch vụ từ các chủ thể

có liên quan (CT), Giá cảđể tham dự HCTL (TD), Giá cả cho vận chuyển và nhập khẩu hàng hóa tham dự HCTL (VC), Cơ hội kinh doanh (CH), Cơ sở hạ tầng, hệ

thống thông tin tại Việt Nam (CS) ảnh hưởng đến biến phụ thuộc sự thỏa mãn (TM) của các công ty nước ngoài khi tham dự HCTL tại Việt Nam được thể hiện theo các hệ số trong phương trình như sau:

TM = 0.04 + 0.015*BT + 0.114*CT + 0.215*TD + 0.012*VC + 0.321*CH + 0.298*CS

Kiểm định các giả thuyết

Bảng 4.10: Kết quả kiểm định các giả thuyết

Giả thuyết Tên giả thuyết Sig Kết quả

H1 Nhân tố chất lượng dịch vụ từ Ban tổ chức có quan hệ dương với sự thoả mãn

0.000 Chấp nhận H2 Nhân tố Chất lượng dịch vụ từ các chủ thể có

liên quan có quan hệ dương với sự thoả mãn

0.000 Chấp nhận H3 Nhân tố Giá cả để tham dự HCTL có quan hệ

dương với sự thoả mãn

0.000 Chấp nhận H4 Nhân tố Giá cả cho vận chuyển và nhập khẩu

hàng hóa tham dự HCTL

có quan hệ dương với sự thoả mãn

0.000 Chấp nhận

H5 Nhân tố cơ hội kinh doanh có quan hệ dương với sự thoả mãn

0.000 Chấp nhận H6 Nhân tố Cơ sở hạ tầng, hệ thống thông tin tại

Việt Nam có quan hệ dương với sự thoả mãn

Ta thấy các giá trị sig trong bảng đều nhỏ hơn 0.05 do đó tất cả các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5, H6 đều được chấp nhận. Các hệ số hồi quy mang dấu dương, thể

hiện sáu nhân tố trong mô hình hồi quy trên ảnh hưởng tỷ lệ thuận đến sự thỏa mãn. Do đó sự thỏa mãn (TM) của các công ty nước ngoài khi tham dự HCTL tại Việt Nam chịu tác động dương của các thành phần Chất lượng dịch vụ từ Ban tổ chức (BT), Chất lượng dịch vụ từ các chủ thể có liên quan (CT), Giá cả để tham dự

HCTL (TD), Giá cả cho vận chuyển và nhập khẩu hàng hóa tham dự HCTL (VC), Cơ hội kinh doanh (CH) và Cơ sở hạ tầng, hệ thống thông tin tại Việt Nam (CS). Trong sáu nhân tố trên, căn cứ vào hệ số hồi quy từ phương trình hồi quy tuyến tính bội, nhân tố ảnh hưởng mạnh nhất đến sự thỏa mãn của các công ty nước ngoài khi tham dự HCTL tại Việt Nam là Cơ hội kinh doanh (CH) với hệ số hồi quy lớn nhất 0.321, kếđến là nhân tố Cơ sở hạ tầng, hệ thống thông tin tại Việt Nam (CS) với hệ

số hồi quy 0.298, tiếp theo là nhân tố Giá cả để tham dự HCTL (TD) với hệ số hồi quy 0.215, sau đó là nhân tố Chất lượng dịch vụ từ các chủ thể có liên quan (CT) với hệ số hồi quy 0.114, kế tiếp là nhân tố Chất lượng dịch vụ từ Ban tổ chức (BT) với hệ số hồi quy 0.015 và sau cùng là nhân tố Giá cả cho vận chuyển và nhập khẩu hàng hóa tham dự HCTL (VC) với hệ số hồi quy nhỏ nhất 0.012.

Một phần của tài liệu NGHIÊN CỨU CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN SỰ THỎA MÃN CỦA CÁC CÔNG TY NƯỚC NGOÀI KHI THAM DỰ HỘI CHỢ, TRIỂN LÃM TẠI VIỆT NAM.PDF (Trang 81 - 86)