5. Phương pháp nghiên cứu
2.2.4.2. Phân tích hồi quy tácđộng của các nhân tố đến ýđịnh mua
Phân tích hồi quy được thực hiện đểxác định mối quan hệnhân quảgiữa biến phụthuộc ý định mua và các biến độc lập:Sựquan tâm tới sức khỏe, Sựquan tâm tới môi trường, Sựtín nhiệm thương hiệu, Nhận thức vềchất lượng, Kiến thức vềTPHC, Chuẩn mực chủquan, Nhận thức vềgiá bán. Mô hình nghiên cứu của luận án bao gồm một biến phụthuộc và nhiều biến độc lập. Vì vậy tác giảsửdụng mô hình hồi quy tuyến tính bội.
Để đánh giá độphù hợp của mô hình hồi quy, tác giảcăn cứvào hệsốxác định R2. HệsốR 2 cho biết % sựbiến động của biến phụthuộc được giải thích bởi các biến độc lập trong mô hình:
• Khi R2 = 0 ta kết luận biến phụthuộc và các biến độc lập không có quan hệvới nhau. • Khi R2 = 1 ta kết luận đường hồi quy phù hợp hoàn hảo.
Đểkiểm định độphù hợp của mô hình, tác giảsửdụng kiểm định F. Đây là phép kiểm định giảthuyết về độphù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thểnhằm xem xét biến phụthuộc có liên hệtuyến tính với toàn bộcác biến độc lập không. Mô hìnhđược coi là phù hợp khi giá trịsignificant < 0,05.
Mô hình hồi quy:
Y=β o + β1*SK + β2*MT+β 3*TH+β 4*KT +β5 *CL +β 6 *CM +β 7 *GB +ε Trong đó:
• Y là YD: ý định mua thực phẩm hữu cơ • SK là sựquan tâm tới sức khỏe
• MT là sựquan tâm tới môi trường • TN là sựtín nhiệm thương hiệu • KT là kiến thức vềthực phẩm hữu cơ
• CL là nhận thức vềchất lượng • CQ là chuẩn mực chủquan • GB là nhận thức vềgiá bán •β o là hằng số
•β 1, β2, β3, β4, β5, β6, β7 là hệsốhồi quy •ε là sai sốngẫu nhiên
Bảng tổng hợp kết quảphân tích hồi quy nhưsau:
Bảng 2.15. Kết quảphân tích hồi quy Hệs ố chưa chuẩn hóa Hệs ố chuẩn hóa
Sig. Tolerance VIF
B Sai số chuẩn Beta
Hằng số -0,074 0,278 0,790 SK 0,179 0,056 0,209 0,002 0,622 1,606 MT 0,190 0,058 0,199 0,001 0,730 1,370 TH 0,110 0,047 0,135 0,020 0,803 1,246 KT 0,119 0,054 0,133 0,029 0,737 1,356 CL 0,121 0,056 0,140 0,032 0,635 1,576 CM 0,065 0,044 0,087 0,140 0,766 1,306 GB 0,229 0,057 0,266 0,000 0,609 1,642 R2 hiệu chỉnh 0,602
Sig. của kiểm định F 0,000
(Nguồn: Kết quảphân tích sốliệu điều tra, 2019)
Kiểm định F: đểxem biến phụthuộc có mối quan hệtuyến tính với các biến độc lập hay không.
Giảthuyết: H 0: hệsốR 2 = 0 (mô hình không phù hợp) (Sig > 0,05) H1: hệsốR 2 ≠ 0 (mô hình phù hợp) (Sig < 0,05)
Theo kết quảkiểm định cho thấy trị số F có mức ý nghĩa Sig. = 0,000 (<0,05), có nghĩa là mô hình hồi quy phù hợp với dữ liệu thu thập được và các biếnđưa vào có ý nghĩa trong thống kê với mức ý nghĩa 5%. Ta có thể bác bỏ giả thiết H0, điều này có nghĩa là kết hợp của 7 yếu tốcó trong mô hình có thểgiải thích được sựthay đổi của biến phụ thuộc Ý định mua.
Đánh giá độphù hợp của mô hình:Hệsốxác định R 2 và R2 hiệu chỉnh được dùng để đánh giá độphù hợp của mô hình. Vì R 2 sẽtăng khi đưa thêm biến độc lập vào mô hình nên dùng R2 hiệu chỉnh sẽan toàn hơn khi đánh giá độphù hợp của mô hình. R2 hiệu chỉnh càng lớn thểhiện độphù hợp của mô hình càng cao. Ta có giá trị R2 hiệu chỉnh bằng 0,602 có nghĩa 60,2% sựbiến thiên của yếu tốÝ định mua TPHC được giải thích bởi 7 yếu tốtrên.
Hệsốphóng đại phương sai VIFdùng đểxem xét hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập. Theo Hoàng Trọng – Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), quy tắc là khi VIF vượt quá 10, đó là dấu hiệu của đa cộng tuyến. Nhìn vào kết quảhồi quy cho thấy giá trịVIF của các biến độc lập đều bé hơn 2 nên có thểkết luận hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập không xảy ra.
Đồng thời, kết quảphân tích hồi quy cũng cho thấyđa sốcác giá trịsig. của các nhân tố:sựquan tâm tới sức khỏe, sựquan tâm tới môi trường, sựtín nhiệm thương hiệu, kiến thức vềTPHC, nhận thức vềchất lượng, nhận thức vềgiá bánđều nhỏhơn 0,05, điều đó cho thấy các biến nàyđều có ý nghĩa trong mô hình, ngoại trừnhân tố chuẩn mực chủquan có giá trịsig. là 0,140 > 0,05, do đó nhân tốnày không có ý nghĩa.
Nhưvậy, kết quảhồi quy cho thấy chỉcó 6 yếu tố đưa vào hồi quy đều cóảnh hưởng đến biến phụthuộc Ý định mua TPHC. Phương trình hồi quy tổng quát của mô hìnhđược viết lại như sau:
YDM = -0,074+ 0,179*SK + 0,190*MT+ 0,110*TH+ 0,119*KT +0,121 *CL + 0,229*GB
Các hệsốbeta đều mang dấu dương chứng tỏcác biến độc lập có quan hệcùng chiều với biến phụthuộc Ý định mua, nghĩa là trongđiều kiện các yếu tốkhác không đổi, nếu một biến độc lập tăng thì biến phụthuộc tăng và ngược lại.
Từmô hình ta có thểthấy yếu tố“Nhận thức vềgiá bán” có tác động mạnh nhất (0,229)đến Ýđịnh mua TPHC của người tiêu dùngđối với công ty TNHH MTV Nông sản Hữu cơ QuếLâm trên địa bàn thành phốHuế. Cụthể, trong điều kiện các yếu tốkhác không đổi, khi nhân tốNhận thức vềgiá bánthay đổi 1 đơn vịthì làm cho ý định mua TPHC cũng biến động cùng chiều 0,229đơn vị. Sựtác động lớn nhất của biếnNhận thức vềgiá bántrong tất cảcác biến lên Ýđịnh mua TPHC cho thấy rằng
khi NTD thấy mức giá đó hợp lý so với chất lượng của thực phẩm và đặc biệt phải phù hợp với nhu cầu, nằm trong khảnăng chi trảcủa họ, thìđó là lý do mạnh mẽnhất để dẫn đến hành vi mua của NTD.
Kết quảhồi quy cũng cho thấy hệsốbeta của biến độc lậpsựtín nhiệm thương hiệucó giá trịnhỏnhất trong tất cảcác biến độc lập, nghĩa là yếu tốsựtín nhiệm thương hiệucó tác động yếu nhất đến Ý định mua TPHC của người tiêu dùngđối với công ty TNHH MTV Nông sản Hữu cơ QuếLâm trên địa bàn thành phốHuế. Cụthể, khi nhân tốsựtín nhiệm thương hiệuthay đổi 1 đơn vịtrong khi các yếu tốkhác không đổi thì làm cho ý định mua TPHC tăng thêm 0,110đơn vị.
Với hệsốbeta bằng 0,179 có nghĩa khi nhân tốSựquan tâm tới sức khỏe thay đổi 1 đơn vịthì thì làm cho ý định mua TPHC tăng thêm 0,179 đơn vịtrong khi các yếu tố khác không đổi.
Với hệsốbeta bằng 0,190 có nghĩa khi nhân tốSựquan tâm tới môi trường thay đổi 1 đơn vịthì thì làm cho ý định mua TPHC tăng thêm 0,190 đơn vịtrong khi các yếu tốkhác không đổi.
Với hệsốbeta bằng 0,119 có nghĩa khi nhân tốKiến thức vềTPHC thay đổi 1 đơn vịthì thì làm cho ý định mua TPHC tăng thêm 0,119 đơn vịtrong khi các yếu tố khác không đổi.
Với hệsốbeta bằng 0,121 có nghĩa khi nhân tốNhận thức vềchất lượng thay đổi 1 đơn vịthì thì làm cho ý định mua TPHC tăng thêm 0,121 đơn vịtrong khi các yếu tố khác không đổi.