3.5.3.1. Phõn tớch hồi quy tương quan
Phõn tớch hồi quy sẽ xỏc định mối quan hệ nhõn quả giữa biến phụ thuộc (sự trung thành thương hiệu) với cỏc biến độc lập (mức độ quan tõm; giỏ trị chức năng; giỏ trị xó hội; giỏ trị cảm xỳc; sự tương xứng về giỏ cả; sự hài lũng; niềm tin vào thương hiệu; và cam kết với thương hiệu). Mụ hỡnh hồi quy sẽ mụ tả hỡnh thức cỏc mối quan hệ đú qua đú giỳp ta dự đoỏn được mức độ của biến phụ thuộc khi biết trước giỏ trị của biến độc lập. Để xỏc định, đo lường và đỏnh giỏ mức độ ảnh hưởng
của cỏc nhõn tố đến sự trung thành thương hiệu của người tiờu dựng, tỏc giả sử dụng phương phỏp hồi quy tuyến tớnh bội giữa cỏc nhõn tố ảnh hưởng thu được từ phõn tớch EFA và cronbach alpha ở trờn với biến phụ thuộc là trung thành về thỏi độ; hành vi phàn nàn; từ chối sản phẩm cạnh tranh; và xu hướng trung thành thương hiệụ
Để đỏnh giỏ độ phự hợp của mụ hỡnh hồi quy tuyến tớnh bội, tỏc giả sử dụng hệ số xỏc định R2. Hệ số R2 cho biết % sự biến động của biến phụ thuộc (Y) được giải thớch bởi cỏc biến độc lập (X) trong mụ hỡnh. Nếu giỏ trị R2 = 1 thỡ đường hồi quy phự hợp hoàn hảọ Nếu giỏ trị R2 = 0 thỡ X và Y khụng cú quan hệ với nhaụ Sử dụng hệ số xỏc định R2 cú nhược điểm là giỏ trị R2 tăng khi số biến X đưa vào mụ hỡnh tăng mặc dự biến đưa vào khụng cú ý nghĩạ Vỡ vậy, tỏc giả sử dụng R2 điều chỉnh để quyết định việc đưa thờm biến vào mụ hỡnh. Ngoài ra, trị số thống kờ Durbin–Watson là một thống kờ kiểm định được sử dụng để kiểm tra xem cú hiện tương tự tương quan (autocorrelation) hay khụng trong phần dư (residuals) của một phộp phõn tớch hồi quỵ Giỏ trị thống kờ d của Durbin–Watson = 4 thỡ cú tự tương quan hoàn hảo õm. Giỏ trị d = 2 thỡ khụng cú tự tương quan; d = 0 thỡ tự tương quan hoàn hảo dương.
Để kiểm định độ phự hợp của mụ hỡnh, tỏc giả sử dụng kiểm định F. Đõy là phộp kiểm định giả thuyết về độ phự hợp của mụ hỡnh hồi quy tuyến tớnh tổng thể nhằm xem xột biến phụ thuộc cú liờn hệ tuyến tớnh với toàn bộ tập hợp cỏc biến độc lập khụng.
Đa cộng tuyến là trạng thỏi trong đú cỏc biến độc lập cú tương quan chặt chẽ với nhaụ Vấn đề của hiện tượng đa cộng tuyến là chỳng cung cấp cho mụ hỡnh những thụng tin rất giống nhau, và rất khú tỏch rời ảnh hưởng của từng biến một đến biến phụ thuộc. Hiệu ứng khỏc của sự tương quan khỏ chặt giữa cỏc biến độc lập là nú làm tăng độ lệch chuẩn của cỏc hệ số hồi quy và làm giảm trị thống kờ t của kiểm định ý nghĩa của chỳng nờn cỏc hệ số cú khuynh hướng kộm ý nghĩa hơn khi khụng đa cộng tuyến. Để kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến, tỏc giả sử dụng hệ số phúng đại phương sai (VIF). Nếu giỏ trị hệ số này < 2 thỡ quan hệ đa cộng tuyến giữa cỏc biến độc lập là khụng đỏng kể.
3.5.3.1.1.Phõn tớch hồi quy sản phẩm nước uống đúng chai
ạ Đỏnh giỏ độ phự hợp của mụ hỡnh hồi quy tuyến tớnh bội:
Bảng 3.9 cho thấy giỏ trị hệ số R2 điều chỉnh là 0,581. Điều này cho thấy sự tương thớch của mụ hỡnh với biến quan sỏt là hợp lý và biến phụ thuộc “trung thành về thỏi độ” được giải thớch khỏ tốt bởi 7 biến độc lập trong mụ hỡnh. Hệ số Durbin- Watson = 1,83 (bảng 4.14 ) cho thấy mụ hỡnh khụng vi phạm khi sử dụng phương phỏp hồi quy bội và cho phộp ta chấp nhận giả thuyết khụng cú tương quan chuỗi bậc nhất trong mụ hỡnh. Như vậy, mụ hỡnh hồi quy bội thỏa món cỏc điều kiện đỏnh giỏ và kiểm định độ phự hợp cho việc rỳt ra cỏc kết quả nghiờn cứụ
Bảng 3.13: Kết quả phõn tớch hồi quy tuyến tớnh bội - trung thành về thỏi độ
Model R R2 R2 điều chỉnh Se Durbin-Watson
1 .768a .589 .581 .80030656 1.830
Phõn tớch hệ số R2 tương tự với “hành vi phàn nàn”, “xu hướng trung thành”, và hành vi “từ chối sản phẩm cạnh tranh” của khỏch hàng ta cú giỏ trị R2 lần lượt là 0,680; 0,592; và 0,572 [Phụ lục 4 - bảng 4.41; 4.42; 4.43]. Điều này cho thấy sự tương thớch của mụ hỡnh với biến độc lập là hợp lý và biến phụ thuộc “hành vi phàn nàn”, “xu hướng trung thành”, và hành vi “từ chối sản phẩm cạnh tranh”
của khỏch hàng được giải thớch khỏ tốt bởi 7 biến độc lập trong mụ hỡnh.
b. Kiểm định độ phự hợp của mụ hỡnh
Bảng 3.10 cho thấy giỏ trị F = 45,530; giỏ trị sig = 0,000 tức là mối quan hệ này đảm bảo độ tin cậy với mức độ cho phộp là 5%. Như vậy, cú thể kết luận cỏc biến độc lập cú tỏc động đến “trung thành về thỏi độ” của khỏch hàng và mụ hỡnh hồi quy tuyến tớnh bội phự hợp với tập dữ liệu và cú thể sử dụng được.
Bảng 3.14: Phõn tớch phương sai ANOVAa - trung thành về thỏi độ
Mụ hỡnh Tổng bỡnh phương df Trung bỡnh F Sig.
1
Hồi quy 233.291 7 33.327 45.530 .000b
Phần dư 398.385 622 .640
Tổng 631.676 629
Nguồn: (2013), “Nghiờn cứu cỏc nhõn tố ảnh hưởng đến lũng trung thành thương hiệu của người tiờu dựng Việt Nam đối với sản phẩm nước uống đúng chai”, Tạp
Hệ số phúng đại phương sai (VIF) của cỏc biến độc lập trong mụ hỡnh đều < 2 (bảng 3.11) thể hiện tớnh đa cộng tuyến của cỏc biến độc lập khụng đỏng kể và cỏc biến trong mụ hỡnh được chấp nhận.
Bảng 3.15: Hệ số của mụ hỡnh hồi quy mẫu - trung thành về thỏi độ
Mụ hỡnh Hệ số chưa chuẩn húa Hệ số đó chuẩn húa t Sig. Thống kờ cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận VIF 1 (Hằng số) .001 .032 1.833 .057 Mức độ quan tõm .055 .038 .054 2.031 .031 .705 1.417 Giỏ trị xó hội .071 .036 .070 2.374 .015 .774 1.291 Giỏ trị chức năng .197 .039 .196 4.703 .000 .696 1.437 Sự hài lũng .212 .037 .211 6.068 .000 .727 1.375
Cam kết với thương hiệu .241 .035 .241 7.186 .000 .841 1.189
Sự tương xứng về giỏ .126 .033 .126 2.735 .007 .893 1.120
Niềm tin vào thương hiệu .273 .034 .273 10.225 .000 .891 1.123
Nguồn: (2013), “Nghiờn cứu cỏc nhõn tố ảnh hưởng đến lũng trung thành thương hiệu của người tiờu dựng Việt Nam đối với sản phẩm nước uống đúng chai”, Tạp
chớ Khoa học Thương Mại, Số 55, pp. 31-35 [10]. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Phõn tớch tương tự ta cú giỏ trị F của “hành vi phàn nàn”, “xu hướng trung thành’, và “từ chối sản phẩm cạnh tranh” lần lượt là 82,868; 171,974; và 20,576 [Phụ lục 4 - bảng 4.44; 4.46; 4.48]. Ngoài ra hệ số phúng đại phương sai (VIF) của cỏc biến độc lập trong mụ hỡnh đều < 2 [Phụ lục 4 - bảng 4.45; 4.47; 4.49] thể hiện tớnh đa cộng tuyến của cỏc biến độc lập khụng đỏng kể và cỏc biến trong mụ hỡnh được chấp nhận. Như vậy, mụ hỡnh hồi quy tuyến tớnh bội phự hợp với tập dữ liệu và cú thể sử dụng được.
3.5.3.1.2. Phõn tớch hồi quy sản phẩm dầu gội đầu
ạ Đỏnh giỏ độ phự hợp của mụ hỡnh hồi quy tuyến tớnh bội
Phõn tớch tương tự với hệ số R2 cho thấy giỏ trị R2 điều chỉnh lần lượt là 0,524; 0,667; 0,615; và 0,556. Điều này cho thấy sự tương thớch của mụ hỡnh với biến quan sỏt là hợp lý, và biến phụ thuộc “trung thành về thỏi độ”; “hành vi phàn nàn”; “xu hướng trung thành”; và hành vi “từ chối sản phẩm cạnh tranh” của khỏch hàng được giải thớch khỏ tốt bởi 8 biến độc lập trong mụ hỡnh. Hệ số Durbin- Watson = 1,746; 1,824; 1,769; và 1,673 [Phụ lục 4 - bảng 4.50; 4.51; 4.52; 4.53] cho thấy mụ hỡnh khụng vi phạm khi sử dụng phương phỏp hồi quy bội và cho phộp ta chấp nhận giả thuyết khụng cú tương quan chuỗi bậc nhất trong mụ hỡnh. Như vậy, mụ hỡnh hồi quy bội thỏa món cỏc điều kiện đỏnh giỏ và kiểm định độ phự hợp cho việc rỳt ra cỏc kết quả nghiờn cứụ
b. Kiểm định độ phự hợp của mụ hỡnh
Bảng 3.12 cho thấy giỏ trị F = 41,057; giỏ trị sig = 0,000 tức là mối quan hệ này đảm bảo độ tin cậy với mức độ cho phộp là 5%. Như vậy, cú thể kết luận cỏc biến độc lập cú tỏc động đến “trung thành về thỏi độ” của khỏch hàng và mụ hỡnh hồi quy tuyến tớnh bội phự hợp với tập dữ liệu và cú thể sử dụng được.
Bảng 3.16: Phõn tớch phương sai ANOVAa - trung thành về thỏi độ
Mụ hỡnh Tổng bỡnh phương df Trung bỡnh F Sig.
1
Hồi quy 198.297 8 24.787 41.057 .000b
Phần dư 350.578 560 .626
Tổng 548.875 568
Nguồn: (2013), “Nghiờn cứu cỏc nhõn tố ảnh hưởng đến sự trung thành về thỏi độ của người tiờu dựng Việt Nam đối với sản phẩm dầu gội đầu”, Tạp chớ Kinh tế Phỏt
triển, Số 191, thỏng 5, pp. 63-68 [8].
Hệ số phúng đại phương sai (VIF) của cỏc biến độc lập trong mụ hỡnh đều < 2 [bảng 3.13] thể hiện tớnh đa cộng tuyến của cỏc biến độc lập khụng đỏng kể và cỏc biến trong mụ hỡnh được chấp nhận.
Bảng 3.17: Hệ số của mụ hỡnh hồi quy mẫu - trung thành về thỏi độ Mụ hỡnh Hệ số chưa chuẩn húa Hệ số đó chuẩn húa t Sig. Thống kờ cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận VIF 1 (Hằng số) .009 .029 1.873 .065 Mức độ quan tõm .124 .034 .125 3.291 .001 .635 1.559 Giỏ trị xó hội .049 .032 .049 2.342 .014 .681 1.446 Giỏ trị chức năng .178 .034 .177 5.703 .000 .766 1.293 Sự hài lũng .184 .033 .186 7.068 .000 .632 1.554
Cam kết với thương hiệu .201 .031 .201 9.286 .000 .715 1.367
Sự tương xứng về giỏ .086 .028 .085 2.935 .005 .982 1.008
Niềm tin vào thương hiệu .263 .030 .262 10.125 .000 .766 1.280
Giỏ trị cảm xỳc .062 .031 .062 2.768 .008 .644 1.478
Nguồn: (2013), “Nghiờn cứu cỏc nhõn tố ảnh hưởng đến sự trung thành về thỏi độ của người tiờu dựng Việt Nam đối với sản phẩm dầu gội đầu”, Tạp chớ Kinh tế Phỏt
triển, Số 191, thỏng 5, pp. 63-68 [8].
Phõn tớch tương tự ta cú giỏ trị F của “hành vi phàn nàn”, “xu hướng trung thành’, và “từ chối sản phẩm cạnh tranh” lần lượt là 96,436; 124,368; và 32.463 [Phụ lục 4 - bảng 4.54; 4.56; 4.58]. Ngoài ra hệ số phúng đại phương sai (VIF) của cỏc biến độc lập trong mụ hỡnh đều < 2 [Phụ lục 4 - bảng 4.55; 4.57; 4.59] thể hiện tớnh đa cộng tuyến của cỏc biến độc lập khụng đỏng kể và cỏc biến trong mụ hỡnh được chấp nhận. Như vậy, mụ hỡnh hồi quy tuyến tớnh bội phự hợp với tập dữ liệu và cú thể sử dụng được.
3.5.3.2. Kiểm định tham số trong mụ hỡnh bằng t test
Kiểm định t test được sử dụng nhằm kiểm định độ tin cậy của từng tham số trong mụ hỡnh. Những biến quan sỏt cú giỏ trị sig > 0,05 sẽ bị loại bỏ vỡ khụng đỏp ứng được tiờu chuẩn nghiờn cứu cho phộp (sig < 0,05). Hệ số Beta chuẩn húa > 0 hoặc < 0 cho thấy cỏc biến độc lập tỏc động thuận chiều hoặc nghịch chiều với biến kết quả.
3.5.3.2.1. Kiểm định tham số trong mụ hỡnh sản phẩm nước uống đúng chai Kết quả phõn tớch hồi quy bảng 4.16 cho thấy cỏc biến độc lập đều cú ảnh hưởng đến “trung thành về thỏi độ” của khỏch hàng. Tuy nhiờn giỏ trị sig của hằng số là 0,057 (> 0,05) nờn tỏc giả quyết định loại bỏ hằng số khỏi phương trỡnh hồi quỵ Mối quan hệ giữa biến phụ thuộc “trung thành về thỏi độ” với 7 biến độc lập được thể hiện trong phương trỡnh sau:
Y1 = 0,055 X1+ 0,197 X2 + 0,071 X3+ 0,126 X4 + 0,212 X6+ 0,273 X7 + 0,241 X8
(Ghi chỳ: Y1: Trung thành về thỏi độ; X1: mức độ quan tõm; X2: giỏ trị chức năng; X3: giỏ trị xó hội; X5: sự tương xứng về giỏ cả; X6: sự hài lũng; X7: niềm tin vào thương hiệu; X8: cam kết với thương hiệu)
Bảng 4.16 cho thấy giỏ trị sig của cỏc biến độc lập đều nhỏ hơn 0,05 nờn tỏc giả quyết định giữ lại cỏc biến này trong phương trỡnh hồi quỵ Như vậy, theo phương trỡnh trờn khi 1 đơn vị “Trung thành thương hiệu về thỏi độ” tăng lờn thỡ theo đú phải cú sự cộng hưởng dương của 0,055 “Mức độ quan tõm”; 0,071 “Giỏ trị xó hội”; 0,197 “Giỏ trị chức năng”; 0,212“Sự hài lũng”; 0,241“Cam kết với thương hiệu”; 0,126“Sự tương xứng về giỏ cả”;và 0,273“Niềm tin vào thương hiệu”. Phương trỡnh hồi quy cho thấy cỏc hệ số beta chuẩn húa đều >0 cho thấy cỏc biến độc lập tỏc động thuận chiều với “Trung thành thương hiệu về thỏi độ”. Kết quả này khẳng định giả thuyết H1, H5, H13, H17, H21, H25, và H29 nờu ra trong mụ hỡnh nghiờn cứu được chấp nhận và được kiểm định phự hợp.
Kết quả phõn tớch hồi quy bảng 4.55 [Phụ lục 4] cho thấy cỏc biến độc lập đều cú ảnh hưởng đến “Hành vi phàn nàn” của khỏch hàng. Mối quan hệ giữa biến phụ thuộc “Hành vi phàn nàn” với 7 biến độc lập được thể hiện trong phương trỡnh sau: (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Y2 = 0,046 X1- 0,266 X2- 0,075 X3- 0,128 X5- 0,285 X6 - 0,121 X7 - 0,179 X8
(Ghi chỳ: Y2: Hành vi phàn nàn)
Bảng 4.55 [Phụ lục 4] cho thấy giỏ trị sig của cỏc biến độc lập đều nhỏ hơn 0,05 nờn tỏc giả quyết định giữ lại cỏc biến độc lập này trong phương trỡnh hồi quỵ
Như vậy, theo phương trỡnh trờn khi 1 đơn vị “Hành vi phàn nàn” tăng lờn thỡ theo đú phải cú sự cộng hưởng dương của 0,046“Mức độ quan tõm”; và cộng hưởng õm của 0,075“Giỏ trị xó hội”; 0,266“Giỏ trị chức năng”; 0,285“Sự hài lũng”; 0,179“Cam kết với thương hiệu”; 0,128“Sự tương xứng về giỏ cả”; và 0,121“Niềm tin vào thương hiệu”. Phương trỡnh hồi quy cho thấy cỏc hệ số beta chuẩn húa> 0 và < 0, cho thấy cỏc biến độc lập tỏc động cả thuận và nghịch chiều với “Hành vi phàn nàn”. Kết quả này khẳng định giả thuyết H2, H6, H14, H18, H22, H26, và H30 nờu ra trong mụ hỡnh nghiờn cứu được chấp nhận và được kiểm định phự hợp.
Kết quả phõn tớch hồi quy bảng 4.57 [Phụ lục 4] cho thấy cỏc biến độc lập đều cú ảnh hưởng đến “Xu hướng trung thành” của khỏch hàng. Mối quan hệ giữa biến phụ thuộc “Xu hướng trung thành” với 7 biến độc lập được thể hiện trong phương trỡnh sau:
Y3 = 0,045 X1 + 0,198 X2 + 0,062 X3+ 0,086X5+ 0,219 X6 + 0,225 X7 + 0,236 X8
(Ghi chỳ: Y3: Xu hướng trung thành)
Bảng 4.57 [Phụ lục 4] cho thấy giỏ trị sig của cỏc biến độc lập đều nhỏ hơn 0,05 nờn tỏc giả quyết định giữ lại cỏc biến này trong phương trỡnh hồi quỵ Như vậy, theo phương trỡnh trờn khi 1 đơn vị “Xu hướng trung thành” tăng lờn thỡ theo đú phải cú sự cộng hưởng dương của 0,045 “Mức độ quan tõm”; 0,062 “Giỏ trị xó hội”; 0,198 “Giỏ trị chức năng”; 0,219 “Sự hài lũng”; 0,236 “Cam kết với thương hiệu”; 0,107 “Sự tương xứng về giỏ cả”; và 0,225 “Niềm tin vào thương hiệu”. Phương trỡnh hồi quy cho thấy cỏc hệ số beta chuẩn húa đều > 0 cho thấy cỏc biến độc lập tỏc động thuận chiều với “Xu hướng trung thành”. Kết quả này khẳng định giả thuyết H3, H7, H15, H19, H23, H27, và H31 nờu ra trong mụ hỡnh nghiờn cứu được chấp nhận và được kiểm định phự hợp.
Kết quả phõn tớch hồi quy bảng 4.59 [Phụ lục 4]cho thấy cỏc biến độc lập đều cú ảnh hưởng đến “Hành vi từ chối sản phẩm cạnh tranh” của khỏch hàng. Mối quan hệ giữa biến phụ thuộc “Hành vi từ chối sản phẩm cạnh tranh” với 7 biến độc lập được thể hiện trong phương trỡnh sau:
Y4 = 0,043 X1+ 0,197 X2+ 0,066 X3+ 0,141 X5+ 0,214 X6+ 0,218 X7+ 0,227 X8
(Ghi chỳ: Y4: Từ chối sản phẩm cạnh tranh)
Bảng 4.59 [Phụ lục 4] cho thấy giỏ trị sig của cỏc biến độc lập đều nhỏ hơn 0,05 nờn tỏc giả quyết định giữ lại cỏc biến này trong phương trỡnh hồi quỵ Như vậy, theo phương trỡnh trờn khi 1 đơn vị “Từ chối sản phẩm cạnh tranh” tăng lờn thỡ theo đú phải cú sự cộng hưởng dương của 0,043“Mức độ quan tõm”; 0,066
“Giỏ trị xó hội”; 0,197 “Giỏ trị chức năng”; 0,214“Sự hài lũng”; 0,227“Cam kết với thương hiệu”; 0,141“Sự tương xứng về giỏ cả”; và 0,218“Niềm tin vào thương hiệu”. Phương trỡnh hồi quy cho thấy cỏc hệ số beta chuẩn húa đều > 0 cho thấy cỏc