1. Lý thuyết về hành vi người tiêu dùng
3.3.2. Phân tích hồi quy bội
Mô hình lý thuyết cuối cùng có 6 khái niệm nghiên cứu, trong đó Quyết định mua là nhân tố phụ thuộc, còn 5 biến còn lại là các biến độc lập và được giả thuyết là có quan hệ đồng biến với quyết định mua của khách hàng. Phương pháp kiểm định được sử dụng là hàm hồi quy tuyến tính bội với phương pháp đưa vào một lượt
Sau khi phân tích hồi quy, tác giả đã tiến hành kiểm tra các giả thiết của mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển, đặc biệt là giả thuyết về phân phối chuẩn của phần dư, đa cộng tuyến và phương sai của sai số thay đổi.
a. Với mẫu tại Hà Nội
Kết quả cho thấy các phần dư tuân theo quy luật phân phối chuẩn tắc, vì giá trị trung bình Mean = 8.13E - 17 tức gần bằng 0 và phương sai Std.Dev2 = 0,988 xấp xỉ bằng 1. Do đó có thể kết luận rằng giả thuyết phân phối chuẩn không bị vi phạm
Hình 3.3. Đồ thị phần dư chuẩn hóa - HN
Quan sát đồ thị P-P Plot, kết quả cho thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng. Do đó, có thể kết luận rằng giả thuyết phân phối chuẩn không bị vi phạm
các giả định của mô hình hồi quy tuyến tính với kết quả là các giả định của mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển đều không bị vi phạm. Do đó, các kết quả của mô hình hồi quy làđáng tin cậy
Kết quả phân tích hồi quy được thể hiện như sau:
• Hệ số xác định R2 là 0.463 và hệ số xác định R2 điều chỉnh là 0.450, điều này cho thấy rằng độ thích hợp của mô hình là 45% hay nói các khác là 45% độ biến thiên Quyết định mua của khách hàng (QD) được giải thích bởi các biến độc lập trong mô hình.
• Trong kết quả phân tích phương sai ANOVA, trị thống kê F được tính từ giá trị R2 có giá trị sig. rất nhỏ (sig = 0,000) cho thấy sự thích hợp của mô hình hồi quy tuyến tính với tập dữ liệu phân tích
• Kết quả phân tích hệ số hồi quy cho thấy các yếu tố trong mô hình nghiên cứu đều có hệ số Beta dương, có nghĩa là mối quan hệ giữa các yếu tố của biến độc lập có mối quan hệ cùng chiều với Quyết định mua của khách hàng. Giá trị Sig. của các biến CL, TH, TQ, CT đều nhỏ hơn 0,05 và 0,1 (sig < 0,05 và sig < 0,1) do đó, ta có thể thấy rằng 4 thành phần này có ý nghĩa trong mô hình và có tác động dương đến quyết định mua của khách hàng.
Bảng 3.22. Kết quả kiểm định Durbin Waston
Mô hình
R R bình
phương R bình phương sau điều chỉnh Sai số chuẩn ước tính Durbin- Watson 1 .680a .463 .450 .74192381 1.763 a. Biến dựđoán: (Hằng số), CT, TQ, TH, GC, CL b. Biến phụ thuộc: QD Bảng 3.23. Kết quả ANOVA Mô hình Tổng bình
phương df Bình phương giá trị trung bình F Sig. 1 Hồi quy 94.910 5 18.982 34.484 .000b Phần dư 110.090 200 .550 Tổng 205.000 205 a. Biến phụ thuộc: QD
b. Biến dựđoán: (Hằng số), CT, TQ, TH, GC, CL
Bảng 3.24. Kết quả hồi quy
Mô hình Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa t Sig. B Sai số chuẩn Beta 1 (Hẳng số) -4.942E- 017 .052 .000 1.000 CT .346 .052 .346 6.684 .000 TQ .065 .052 .065 1.257 .210 CL .353 .052 .353 6.806 .000 TH .415 .052 .415 8.003 .000 GC .206 .052 .206 3.973 .000 a. Biến phụ thuộc: QD
Từ bảng trên, ta có phương trình hồi quy:
Quyết định mua = 0.346 CT + 0.065 TQ + 0.353 CL + 0.415 TH + 0.206 GC
Như vậy, từ kết quả phân tích hồi quy, ta thấy các yếu tố trong mô hình nghiên cứu đều có hệ số Beta dương, nên có 4 yếu tố tác động đến Quyết định mua bia Hà Nội của khách hàng đó là: Chất lượng (CL), Thương hiệu (TH), Giá cả (GC), Chiêu thị (CT). Trong đó: nhân tố Thương hiệu tác động mạnh nhất đến quyết định mua bia Hà Nội của khách hàng (0.415), tiếp đến là Chất lượng (0.353), Chiêu thị (0.346), và cuối cùng là Giá cả (0.246)
b. Với mẫu tại Thanh Hóa
Hình 3.5. Đồ thị phần dư chuẩn hóa - TH
Kết quả cho thấy các phần dư tuân theo quy luật phân phối chuẩn tắc, vì giá trị trung bình Mean = 5.03E - 17 tức gần bằng 0 và phương sai Std.Dev2 = 0,987 xấp xỉ bằng 1. Do đó có thể kết luận rằng giả thuyết phân phối chuẩn không bị vi phạm
Hình 3.6. Đồ thị P-P Plot - TH
tán quá xa đường thẳng kỳ vọng. Do đó, có thể kết luận rằng giả thuyết phân phối chuẩn không bị vi phạm
Kiểm định Durbin Watson có giá trị 2.120 nằm trong khoảng 1.5 đến 2.5 nên không vi phạm giả định tự tương quan chuỗi bậc nhất. Như vậy, qua kiểm tra các giả định của mô hình hồi quy tuyến tính với kết quả là các giả định của mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển đều không bị vi phạm. Do đó, các kết quả của mô hình hồi quy là đáng tin cậy
Kết quả phân tích hồi quy được thể hiện như sau:
• Hệ số xác định R2 là 0.533 và hệ số xác định R2điều chỉnh là 0.520, điều này cho thấy rằng độ thích hợp của mô hình là 52% hay nói các khác là 52% độ biến thiên Quyết định mua của khách hàng (QD) được giảithích bởi các biến độc lập trong mô hình.
• Trong kết quả phân tích phương sai ANOVA, trị thống kê F được tính từ giá trị R2 có giá trị sig. rất nhỏ (sig = 0,000) cho thấy sự thích hợp của mô hình hồi quy tuyến tính với tập dữ liệu phân tích
• Kết quả phân tích hệ số hồi quy cho thấy các yếu tố trong mô hình nghiên cứu đều có hệ số Beta dương, có nghĩa là mối quan hệ giữa các yếu tố của biến độc lập có mối quan hệ cùng chiều với Quyết định mua của khách hàng. Giá trị Sig. của các biến GC, TH, TQ đều nhỏ hơn 0,05 và 0,1 (sig < 0,05 và sig < 0,1) do đó, ta có thể thấy rằng 3 thành phần này có ý nghĩa trong mô hình và có tác động dương đến quyết định mua của khách hàng.
Bảng 3.25. Kết quả kiểm định Durbin Waston
Mô hình
R R bình
phương R bình phương sau điều chỉnh Sai số chuẩn ước tính Durbin- Watson 1 .730a .533 .520 .69268987 2.120 a. Biến dựđoán: (Hằng số), TQGC, TH, GT, CT, CL b. Biến phụ thuộc: QD
Bảng 3.26. Kết quả ANOVA
Mô hình Tổng bình
phương df Bình phương giá trị trung bình F Sig. 1 Hồi quy 101.233 5 20.247 42.196 .000b Phần dư 88.767 185 .480 Tổng 190.000 190 a. Biến phụ thuộc: QD b. Biến dựđoán: (Hằng số), TQGC, TH, GT, CT, CL
Bảng 3.27. Kết quả hồi quy
Mô hình Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa t Sig. B Sai số chuẩn Beta 1 (Hằng số) 7.417E- 017 .050 .000 1.000 TQGC .142 .050 .142 2.832 .005 CL .341 .050 .341 6.788 .000 CT .356 .050 .356 7.090 .000 TH .519 .050 .519 10.319 .000 GT .018 .050 .018 .356 .722 a. Biến phụ thuộc: QD
Từ bảng trên, ta có phương trình hồi quy:
Quyết định mua = 0.142 TQGC + 0.341 CL + 0.356 CT + 0.519 TH + 0.018 GT
Như vậy, từ kết quả phân tích hồi quy, ta thấy các yếu tố trong mô hình nghiên cứu đều có hệ số Beta dương, nên có 4 yếu tố tác động đến Quyết định mua bia Hà Nội của khách hàng đó là: Thói quen và Giá cả (TQGC), Thương hiệu (TH), Chiêu thị (CT) và Chất lượng (CL). Trong đó: nhân tố Thương hiệu tác động mạnh nhất đến quyết định mua bia Hà Nội của khách hàng (0.516), tiếp đến là Chiêu thị (0.356), Chất lượng (0.341) và cuối cùng là Thói quen và Giá cả (0.142)