Sau khi tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính trên phần mềm SPSS 22.0, ta có kết quả các yếu tố ảnh hưởng tới hành vi sử dụng rượu bia của giới trẻ trong độ tuổi từ 15-26 tuổi tại TP. HCM như sau:
Các hệ số Tolerance đều > 0.0001 nên các biến đều đạt được tiêu chuẩn chấp nhận. Các hệ số phóng đại phương sai VIF đều < 10 nên không có hiện tượng đa cộng tuyến. Hệ số Sig. của 5 biến độc lập đều < 0.05 nên cả 6 biến độc lập này đều được nhận. Đồng thời, các hệ số Beta > 0 cho thấy các biến độc lập tác động thuận chiều với biến
phụ thuộc. Nghĩa là khi tăng bất kỳ một nhân tố nào thì cũng sẽ làm hành vi sử dụng rượu bia ở giới trẻ tăng lên.
Do đó, tất cả các giả thuyết này đều được chấp nhận.
Bảng 4.16: Kết quả phân tích h i quy ồ
Mô hình
Hệ số hồi quy
Hệ số hồi quy đã
chuẩn hóa Giá trị
t Sig.
Chẩn đoán đa cộng tuyến
B Độ lệch chuẩn Beta Tolerance VIF
1 Hằng số .315 .090 3.492 .001 KM .207 .019 .274 10.873 .000 .823 1.216 CL .165 .019 .222 8.880 .000 .834 1.199 QD .164 .013 .299 12.322 .000 .885 1.130 DD .175 .012 .347 14.805 .000 .951 1.052 HVPH .205 .016 .315 13.055 .000 .897 1.115 ế h h ộ
Mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập được thể hiện trong phương trình hồi quy đa biến sau:
46
HV: “Hành vi sử dụng rượu bia” (là trung bình của các biến HV1, HV2, HV3, HV4) KM: “Chương trình khuyến mãi” (là trung bình của các biến KM1, KM2, KM3,
KM4, KM5)
CL: “Chất lượng sản phẩm” (là trung bình của các biến CL1, CL2, CL3, CL4) QD: “Quan điểm phụ huynh” (là trung bình của các biến PH5,PH6) DD: “Nhóm đồng đẳng” (là trung bình của các biến DD5, DD6)
HVPH: “Sự ảnh hưởng của hành vi phụ huynh (là trung bình của các biến PH1, PH3)
Phương trình hồi quy đa biến có dạng như sau:
HV = 0.274*KM + 0.222*CL + 0.299*QD + 0.347*DD + 0.315*HVPH
Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi yếu tố Chương trình khuyến mãi tăng lên 1 đơn vị thì sẽ làm cho hành vi sử dụng rượu bia của giới trẻ tăng lên 0.274 đơn vị.
Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi yếu tố Chất lượng sản phẩm tăng lên 1 đơn vị thì sẽ làm cho hành vi sử dụng rượu bia của giới trẻ tăng lên 0.222 đơn vị.
Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi yếu tố Quan điểm phụ huynh tăng lên 1 đơn vị thì sẽ làm cho hành vi sử dụng rượu bia của giới trẻ tăng lên 0.299 đơn vị.
Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi yếu tố Nhóm đồng đẳng tăng lên 1 đơn vị thì sẽ làm cho hành vi sử dụng rượu bia của giới trẻ tăng lên 0.347 đơn vị.
Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi yếu tố Sự ảnh hưởng của hành vi của phụ huynh tăng lên 1 đơn vị thì sẽ làm cho hành vi sử dụng rượu bia của giới trẻ tăng lên 0.315 đơn vị.
Đánh giá ý nghĩa mô hình
Bảng 4.17: Hệ s ố ý nghĩa của mô hình
Mô hình R R2 R2 hiệu chỉnh Độ lệch chuẩn Durbin-Watson
1 .862a .743 .740 .23153 1.864
Qua bảng đánh giá độ phù hợp của mô hình hồi quy Model summary, cho thấy: Ở mức ý nghĩa 5%, hệ số R hiệu chỉnh = 0.740 cho thấy độ phù hợp của mô hình là 2
74.0%. Nói cách khác, các biến độc lập giải thích được 70.4% sự biến thiên của biến phụ thuộc.
Hệ số Durbin Watson = 1.864 nằm trong khoảng từ 0 đến 4 nên không xảy ra hiện tượng - tương quan chuỗi bậc nhất trong mô hình.
Kiểm định sự phù hợp của mô hình
Bảng 4.18: Kết quả phân tích ANOVA c a mô hình ủ
ANOVAa
Mô hình Tổng bình phương df bình phương Trung bình định F Kiểm Sig.
1 Hồi quy 76.410 5 15.282 285.086 .000b Phần dư 26.481 494 .054 Tổng 102.891 499 Biến phụ thuộc: HV Biến độc lập: KM, CL, QD, DD, HVPH
Bảng ANOVA cho thấy kết quả kiểm định F có giá trị Sig. = 0.000 (<0.05), nên mô hình sử dụng là phù hợp.
Kiểm định sự vi phạm các giả thuyết hồi quy
Kiểm định hiện tượng tương quan giữa các phần dư: Nhìn vào bảng phân tích hồi quy cho ta thấy hệ số Durbin Watson d = 1.864. Do đó, mô hình nghiên cứu không có hiện - tượng tương quan giữa các phần dư.
Kiểm định đa cộng tuyến: Nhìn vào bảng phân tích hồi quy ta nhận thấy: yếu tố tiến hành kiểm định KM, CL, QD, DD, HVPH thật sự có ý nghĩa tác động đến HV với mức ý nghĩa 5%. Độ chấp nhận các Tolerance (độ chấp nhận của biến) đều nhỏ hơn 1 và các hệ số phóng đại phương sai (VIF) nhỏ hơn 10 nên hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra rất thấp (hoặc có thể nói hầu như không xảy ra). Mô hình không vi phạm về đa cộng tuyến.
48
Hình 4.3: Kiểm định phân ph i chu n c a phố ẩ ủ ần dư
Các phần dư có phân phối chuẩn: Kết quả đồ thị tần số Histogram có giá trị trung bình (Mean) rất nhỏ gần bằng 0 và độ lệch chuẩn là 0.995 xấp xỉ 1. Từ đó có thể kết luận phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Phương sai của phần dư không đổi: Nhìn vào biểu đồ cho ta thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên xung quanh đường đi của trục tung và trục hoành chứ không tạo nên hình dạng nào. Như vậy nhóm tác giả có thể nói rằng: giả định phương sai không đổi của mô hình hồi quy là không vi phạm.
Sau khi thực hiện các bước kiểm tra ý nghĩa của mô hình, sự phù hợp của mô hình và sự vi phạm của các giả thuyết hồi quy. Nhóm nghiên cứu nhận thấy mô hình hồi quy tuyến tính của biến phụ thuộc HV là phù hợp.
Tóm lại, sau khi phân tích bằng phần mềm SPSS 22.0 ta có mô hình các yếu tố ảnh hưởng tới hành vi sử dụng rượu bia của giới trẻ từ 15 26 tuổi tại Thành phố Hồ Chí Minh - như sau:
Hình 4.5: K t qu mô ế ả hình “Các y u t ế ố ảnh hưởng t i hành vi s dớ ử ụng rượu bia c a ủ
giới trẻ tại thành phố H Chí Minh ồ ”