Chương 3 Kết Quả Nghiên Cứu
3.4.4.Phân tích hồi quy tuyến tính đa biến
3.4. Hiệu chỉnh mô hình nghiên cu và xây d ng các gi ựả thuyết
3.4.4.Phân tích hồi quy tuyến tính đa biến
Kết quả kiểm định các giả định cần thiết của hồi quy tuyến tính
Nhằm đảm bảo độ tin cậy của phương trình hồi quy được xây dựng cuối cùng là phù hợp, tác giả thực hiện kiểm tra các giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tính của các hàm số hồi quy tuyến tính đã chạy.
Thứ nhất, giả định liên hệ tuyến tính. Phương pháp được sử dụng là biểu đồ
phân tán Scatterplot hình 3.2 với giá trị phần dư chuẩn hóa trên trục hoành và giá trị
dự đoán chuẩn hóa trên trục tung. Nhìn vào biểu đồ ta thấy phần dư không thay đổi theo một trật tự nào đối với giá trị dự đoán, chúng phân tán ngẫu nhiên. Vậy giả thuyết về liên hệ tuyến tính không bị vi phạm.
Hình 3.2. Biểu đồ Scatterplot
Thứ hai, xem xét hiện tượng đa cộng tuyến của mô hình, ở bảng 3.21, hệ số phóng đại phương sai (Variance Inflation Factor –VIF) của tất cả các biến đều nhỏ hơn 10. Vì vậy tác giảcó thể bác bỏ giả thuyết mô hình bị đa cộng tuyến.
Coefficientsa
Model
Unstandardized Coefficients
Standardized
Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) 1.040E-16 .042 .000 1.000 SKMT .341 .043 .341 7.996 .000 1.000 1.000 NTSC .204 .043 .204 4.799 .000 1.000 1.000 TD .400 .043 .400 9.395 .000 1.000 1.000 TTDC .332 .043 .332 7.792 .000 1.000 1.000 CCQ .272 .043 .272 6.395 .000 1.000 1.000 GC .393 .043 .393 9.232 .000 1.000 1.000 a. Dependent Variable: YD Bảng 3.21. Bảng Coefficients Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệ ừu t SPSS
Thứ , tính độc lập của sai số tức không có hiện tượng tự tương quan giữa ba
phần dư: sử dụng đại lượng thống kê Durbin –Watson để kiểm định. Đại lượng
Durbin –Watson của mô hình hồi quy là 2,070 lớn hơn 1 và nhỏ hơn 3, như vậy các
phần dư là độc lập với nhau, tính độc lập của phần dư đã được bảo đảm (bảng 3.22).
Model Summaryb Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 .811a .657 .646 .59485012 2.070 a. Predictors: (Constant), GC, CCQ, TTDC, TD, NTSC, SKMT b. Dependent Variable: YD Bảng 3.22. B ng t ng quan mô hình ả ổ Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệ ừu t SPSS
Thứ ba, giả định phân phối chuẩn của phần dư, sử dụng hai công cụ vẽ của phần mềm SPSS là biểu đồ Histogram và đồ thị P P plot. Nhìn vào biểu đồ -
Histogram hình 3.3 thấy phần dư có phân phối chuẩn với giá trị trung bình gần 0 và độ lệch chuẩn của nó gần bằng 1 (=0.9 ). Nhìn vào đồ thị P84 -P plot hình 3.4 biểu diễn các điểm quan sát thực tế tập trung khá sát đường chép những giá trị kỳ vọng, có nghĩa là dữ liệu phần dư có phân phối chuẩn.
Hình 3.4. Biểu đồ P-P Plot
Như vậy mô hình hồi quy tuyến tính được xây dựng theo phương trình không vi phạm các giả định cần thiết trong hồi quy tính.
Kết quả kiểm định sự tồn tại của mô hình
Giá trị Sig trong bảng 3.23 bằng 0,000 < α=0,05 cho kết luận rằng mô hình hồi quy tồn tại.
ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 128.123 6 21.354 60.348 .000b Residual 66.877 189 .354 Total 195.000 195 a. Dependent Variable: YD b. Predictors: (Constant), GC, CCQ, TTDC, TD, NTSC, SKMT Bảng 3.23. Bảng ANOVA
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệ ừu t SPSS
Kết quả kiểm định sự phù hợp của mô hình
Bảng 3.22 cho thấy giá trị hệ số tương quan bình phương hiệu chỉnh (Adjusted (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
R square) là 0,646 có nghĩa là các biến độc lập giải thích được 64,6% sự thay đổi
của Ý định mua thực phẩm hữu cơ. Từ đó kết luận được rằng mô hình tương đối phù hợp đáng tin cậy.
Kết quả kiểm tra sự ảnh hưởng của các nhân tố
Kết quả phân tích hồi quy cho thấytrong bảng 3.21 giá trị Sig của 6 nhân tố đều nhỏ hơn 0,05 và có hệ số B dương. Do đó có thể kết luận rằng:
-Người tiêu dùng trẻ tuổi tại thành phố Hà Nội càng có thái độ tích cực đối với thực phẩm hữu cơ thì càng có ý định mua thực phẩm hữu cơ.
-Chuẩn mực chủ quan của người tiêu dùng trẻ tuổi tại thành phố Hà Nội có ảnh hưởng thuận chiều đến ý định mua thực phẩm hữu cơ.
-Người tiêu dùng trẻ tuổi tại thành phố Hà Nội càng quan tâm đến sức khỏe và môi trường thì càng có ý định mua thực phẩm hữu cơ.
-Niềm tin vào thực phẩm hữu cơ và sự sẵn có của nó ảnh hưởng thuận chiều đến ý định mua thực phẩm hữu cơ của người tiêu dùng trẻ tuổi tại thành phố Hà Nội.
-Giá cả của thực phẩm hữu cơ có ảnh hưởng thuận chiều đến ý định mua thực phẩm hữu cơ của người tiêu dùng trẻ tuổi tại thành phố Hà Nội.
-Truyền thông đại chúng có ảnh hưởng thuận chiều đến ý định mua thực phẩm hữu cơ của người tiêu dùng trẻ tuổi tại thành phố Hà Nội.
Mối quanhệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập được thể hiện qua phương trình hồi quy tuyến tính sau đây:
YD= βo + 0.4TD + 0.272CCQ + 0.341SKMT + 0.204NTSC + 0.393GC + 0.332TTDC
Trong đó:
YD: Biến phụ thuộc (ý định mua thực phẩm hữu cơ của người trẻ tuổi tại thành phố Hà Nội)
TD, CCQ, SKMT, NTSC, GC, TTDC: Biến độc lập (Các nhân tố trong mô
hình đã điều chỉnh)
βo: Hằng số
Từ hệ số Beta chuẩn hóa của bảng 3.21, ta có thể xác định tầm quan trọng của các nhân tố theo thứ tự như sau:
1) Thái độ - 0,4
2) Giá cả - 0,393
3) Sự quan tâm về sức khỏe và môi trường – 0,41 4) Truyền thông đại chúng – 0,332
5) Chuẩn chủ quan – 0,272 6) Niềm tin & Sự sẵn có – 0,204
Kết quả khẳng định rằng các biến độc lập đều tác động tích cực đến ý định mua thực phẩm hữu cơ của người trẻ tuổi tại thành phố Hà Nội trong đó thái độ tác động nhiều nhất và Niềm tin & Sự sẵn có tác động ít nhất.