4. Kết cấu bài nghiên cứu
2.2.5. Phân tích hồi quy đa biến
Bảng 2.12.Đánh giá độphù hợp của mô hình
(Nguồn: Kết quả điều tra năm 2020)
Dựa vào bảng 2.12, giá trị R2 hiệu chỉnh bằng 0.501 cho thấy các biến độc lập đưa vào chạy hồi quy ảnh hưởng đến 50.1% sự thay đổi của biến phụ thuộc, còn lại 49,9% là do các biến ngoài mô hình và sai số ngẫu nhiên. Hệ số Durbin – Watson = 2,023, nằm trong khoảng 1.5 đến 2.5 nên không có hiện tượng tự tương quan chuỗi bậc nhất xảy ra. Bảng 2.13. Kết quảphân tích ANOVA Model Summaryb Model R R2 Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 0,722a 0,521 0,501 0,451 2,023
a. Predictors: (Constant), RUI_RO, QUANG_CAO, NIEM_TIN, KIEM_SOAT, HUU_ICH
b. Dependent Variable: Y_DINH
ANOVAa Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 25,863 5 5,173 25,471 0,000b Residual 117 0,203 Total 49,622 122
a. Dependent Variable: Y_DINH
b. Predictors: (Constant), RUI_RO, QUANG_CAO, NIEM_TIN, KIEM_SOAT, HUU_ICH
Sig kiểm định F = 0.00 < 0.05, như vậy mô hình hồi quy tuyến tính phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
Bảng 2.14. Kết quảphân tích hồi quy vềcác nhân tố ảnh hưởng đến ý định mua mỹ
phẩm trực tuyến của khách hàng tại Công ty TNHH Quyết Thành Vinh
Sig kiểm định t hệ số hồi quy của 5 biến độc lập sự hữu ích (HI),nhận thức kiểm soát hành vi (KS), tính tương tác/ quảng cáo (QC), niềm tin (NT) đều nhỏ hơn 0.05. Do đó, cả 5 biến độc lập đều tác động lên biến phụ thuộcýđịnh (YD).
Hệ số VIF của các biến độc lập đều nhỏ hơn 2.0, vì vậy không có đa cộng tuyến xảy ra. Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standar dized Coeffic ients t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error
Beta Tolerance VIF
1 (Constant) 0,077 0,523 0,146 0,884 HUU_ICH 0,377 0,066 0,378 5,699 0,000 0,928 1,077 KIEM_SOAT 0,119 0,053 0,146 2,237 0,027 0,966 1,036 QUANG_CAO 0,382 0,078 0,320 4,873 0,000 0,948 1,055 NIEM_TIN 0,313 0,059 0,346 5,317 0,000 0,965 1,036 RUI_RO -0,223 0,069 -0,214 -3,249 0,002 0,940 1,064
a. Dependent Variable: Y_DINH
Các hệ số hồi quy của các biến độc lập sự hữu ích (HI); nhận thức kiểm soát hành vi (KS); tính tương quan/ quảng cáo (QC); niềm tin (NT) đều lớn hơn 0. Do đó, các biến này được lập đưa vào phân tích hồi quy đều tác động cùng chiều tới biến phụ thuộc. Ngược lại, hệ số hồi quy của biến độc lậpnhận thức rủi ro (RR) có giá trị âm, vì vậy biến nhận thức rủi ro được lập đưa vào phân tích hồi quy đều với sự tác động ngược chiều tới biến phụ thuộc ýđịnh (YD). Dựa vào độ lớn của hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta, thứ tự mức độ tác động từ mạnh nhất tới yếu nhất của các biến độc lập tới biến phụ thuộc ý địnhlà:
Sự hữu ích (0,378) > Niềm tin (0,346) > Tính tương tác, quảng cáo (0,320) > Nhận thức rủi ro (- 0,214) > Nhậnthức kiểm soát hành vi (0,146).
Tương ứng với:
Biến sự hữu ích tác động tích cực mạnh nhất tới ý định mua mỹ phẩm trực tuyến tại Công ty TNHH Quyết Thành Vinh.
Biến niềm tin tác động tích cực thứ 2 tới ý định mua mỹ phẩm trực tuyến tại Công ty TNHH Quyết Thành Vinh.
Biến tính tương tác, quảng cáo tác động tích cực thứ 3 tới ý định mua mỹ phẩm trực tuyến tại Công ty TNHH Quyết Thành Vinh.
Biến nhận thức rủi ro tác động tiêu cực thứ 4 tới ý định mua mỹ phẩm trực tuyến tại Công ty TNHH Quyết Thành Vinh.
Biến nhận thức kiểm soát hành vi tác động tích cực yếu nhất tới ý định mua mỹphẩm trực tuyến tại Công ty Quyết Thành Vinh.
Giá trị trung bình Mean = -6,676E-15 gần bằng 0, độ lệch chuẩn là 0.979 gần bằng 1, như vậy phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn. Do đó, ta kết luận rằng, giả thiết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm. Các điểm phân vị trong phân phối của phần dư tập trung thành 1 đường chéo, như vậy, giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Phần dư chuẩn hóa phân bổ tập trung xung quanh đường hoành độ 0, do vậy giả định quan hệ tuyến tính không bị vi phạm.
Như vậy, với 7 giả thuyết từ H1 đến H7 tác giả được tác giả đề xuất trong mô hình nghiên cứu. Sau khi tiến hành phân tích, có 5 giả thuyết được chấp nhận là: H1, H3, H5, H6, H7 tương ứng vớisự hữu ích;nhận thức rủi ro;tính tương tác/ quảng cáo; niềm tin và nhận thức kiểm soát hành vi.
Bảng 2.15. Kết quảcuối cùng STT Tên biến được chấp nhận Giảthuyết được chấp nhận Hệ số hồi quy 1 Sự hữu ích H1: Cảm nhận về tính hữu ích ảnh hưởng tích cực đến ý định mua mỹ phẩm trực tuyến của khách hàng tại Công ty TNHH Quyết Thành Vinh.
0.378
2 Nhận thức rủi ro
H3: Nhận thức rủi ro có tác động tiêu cực đến ý định muamỹ phẩm trực tuyếncủa khách hàng tại Công ty TNHH Quyết Thành Vinh.
-0.214
3 Tính tương tác, quảng cáo
H5: Tính tương tác, quảng cáo ảnh hưởng tích cực đến ý định mua mỹ phẩm trực tuyến của khách hàng tại Công ty TNHH Quyết Thành Vinh.
0.320
4 Niềm tin
H6: Niềm tin tác động tích cực đến ý định mua mỹ phẩm trực tuyến của khách hàng tại Công ty TNHH Quyết Thành Vinh.
0,346
5 Nhận thức kiểm soát hành vi
H7: Nhận thức kiểm soát hành vi tác động tích cực đến ý định mua mỹ phẩm trực tuyến của khách hàng tại Công ty TNHH Quyết Thành Vinh.
0,146
(Nguồn: Kết quả điều tra năm 2020)
Trước khi phân tích hồi quy đa biến, tác giả loại giả thuyết H4 (Chuẩn mực chủ quan có ảnh hưởngtích cực đến ý định mua mỹ phẩm trực tuyến của khách hàng tại Công ty TNHH Quyết Thành Vinh) bởi vì không có ý nghĩa trong mô hình hồi quy.
Phương trình hồi quy chuẩn hóa:
YD = 0,378*HI + 0,346*NT + 0.320*QC –0,214*RR + 0,146*KS
Ý định mua mỹ phẩm trực tuyến = 0.378*Sự Hữu ích + 0,346*Niềm tin + 0,320*Tính tương tác/ quảng cáo – 0,214*Nhận thức rủi ro + 0,146*Nhận thức kiểm soát hành vi