CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.6.Xây dựng mô hình hồi quy tuyến tính
Dựa vào cơ sở lý thuyết và kết quả phân tích hệ số tương quan Pearson, tác giả sử dụng phép phân tích hồi quy tuyến tính để đưa tất cả các biến độc lập vào mô hình hồi quy với biến phụ thuộc là ý định sử dụng ứng dụng giao đồ ăn (YD).
Bảng 4.13. Kết quả hồi quy đa biến Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients T Sig, Collinearity Statistics B Std, Error Beta Tolerance 1 (Constant) -0,668 0,384 -1,740 0,083 HQ 0,192 0,037 0,252 5,244 0,000 0,892 NL 0,257 0,060 0,212 4,269 0,000 0,835 XH 0,108 0,050 0,107 2,174 0,030 0,842 TL 0,178 0,045 0,195 4,000 0,000 0,869 TH 0,131 0,048 0,131 2,752 0,006 0,910 GC 0,291 0,089 0,168 3,275 0,001 0,778
Nguồn: Xử lý của tác giả trên SPSS
Bảng kết quả cho thấy các biến độc lập đều có mối tương quan thuận chiều với biến phụ thuộc YD. Trong đó, biến HQ có tương quan mạnh nhất, với hệ số Beta chuẩn hóa là 0,252. Theo sau đó là biến NL, với giá trị là 0,212. Đứng thứ ba là biến TL, có giá trị là 0,195. Tiếp theo là biến GC có giá trị 0,168, biến TH có giá trị là 0,131. Và cuối cùng là biến XH với hệ số là 0,107. Như vậy, ta có phương trình hồi quy như sau:
YD = 0,252*HQ + 0,212*NL + 0,107*XH + 0,195*TL + 0,131*TH + 0,168*GC Trong đó: YD: Ý định sử dụng HQ: Kỳ vọng hiệu quả NL: Kỳ vọng nỗ lực XH: Ảnh hưởng xã hội TL: Điều kiện thuận lợi
TH: Động lực thụ hưởng GC: Giá trị giá cả
4.6.1. Đánh giá độ phù hợp của mô hình
Bảng 4.14. Kiểm định F, Durbin-Watson và R bình phương hiệu chỉnh Model Summaryb Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 0,627a 0,393 0,381 0,82723 2,011 ANOVAa Model Sum of Squares Df Mean Square F Sig. 1 Regression 130,873 6 21,812 31,875 0,000b Residual 201,873 295 0,684 Total 332,746 301
Nguồn: Xử lý của tác giả trên SPSS
Bảng 4.15. Kiểm định đa cộng tuyến Coefficientsa Model Collinearity Statistics VIF 1 (Constant) HQ 1,120 NL 1,197 XH 1,187 TL 1,150 TH 1,099 GC 1,286
Nguồn: Xử lý của tác giả trên SPSS
Kết quả kiểm tra sự phù hợp của mô hình cho thấy, hệ số R bình phương hiệu chỉnh là 0,393, thể hiện mô hình hồi quy phản ánh được 6 nhân tố tác động 39,3% lên biến phụ thuộc và 60,7% là phụ thuộc vào các nhân tố khác. Kiểm định F có giá trị là 31,875 với sig < 0,05 chứng tỏ mô hình hồi quy có sự phù hợp với tổng thể mẫu nghiên
cứu. Hệ số Durbin-Watson thuộc khoảng (1;3) thể hiện mô hình nghiên cứu không có hiện tượng tự tương quan của các sai số kề nhau. Các hệ số VIF đều nhỏ hơn 2, chứng tỏ không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình nghiên cứu.
4.6.2. Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Kiểm định giả thuyết H1: Kỳ vọng hiệu quả có ảnh hưởng tích cực đến ý định sử dụng ứng dụng giao đồ ăn của người tiêu dùng. Từ bảng 4.14, ta thấy hệ số beta của biến HQ là 0,252 lớn hơn 0 và sig = 0,000 (bé hơn 0,05). Như vậy với hệ số tin cậy là 95% ta có thể cho rằng yếu tố Kỳ vọng hiệu quả có ảnh hưởng tích cực đến ý định sử dụng ứng dụng giao đồ ăn. Hay nói cách khác, ta chấp nhận giả thuyết H1. Kết quả cho thấy, Kỳ vọng hiệu quả là yếu tố có ảnh hưởng lớn nhất đến ý định sử dụng ứng dụng giao đồ ăn. Nếu Kỳ vọng hiệu quả tăng thêm 1 đơn vị thì mức độ ý định sử dụng sẽ tăng bình quân lên 0,252 đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác không đổi.
Kiểm định giả thuyết H2: Kỳ vọng nỗ lực có ảnh hưởng tích cực đến ý định sử dụng ứng dụng giao đồ ăn của người tiêu dùng. Từ bảng 4.14, ta thấy hệ số beta của biến NL là 0,212 lớn hơn 0 và sig = 0,000 (bé hơn 0,05). Như vậy với hệ số tin cậy là 95% ta có thể cho rằng yếu tố Kỳ vọng nỗ lực có ảnh hưởng tích cực đến ý định sử dụng ứng dụng giao đồ ăn. Hay nói cách khác, ta chấp nhận giả thuyết H2. Kết quả cho thấy, Kỳ vọng nỗ lực là yếu tố ảnh hưởng lớn thứ hai đến ý định sử dụng ứng dụng giao đồ ăn. Nếu Kỳ vọng nỗ lực tăng thêm 1 đơn vị thì mức độ ý định sử dụng sẽ tăng bình quân lên 0,212 đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác không đổi.
Kiểm định giả thuyết H3: Ảnh hưởng xã hội có ảnh hưởng tích cực đến ý định sử dụng ứng dụng giao đồ ăn của người tiêu dùng. Từ bảng 4.14, ta thấy hệ số beta của biến XH là 0,107 lớn hơn 0 và sig = 0,030 (bé hơn 0,05). Như vậy với hệ số tin cậy là 95% ta có thể cho rằng yếu tố ảnh hưởng xã hội có ảnh hưởng tích cực đến ý định sử dụng ứng dụng giao đồ ăn. Hay nói cách khác, ta chấp nhận giả thuyết H3. Kết quả cho thấy, ảnh hưởng xã hội có ảnh hưởng nhỏ nhất đến ý định sử dụng ứng dụng giao đồ ăn. Nếu ảnh hưởng xã hội tăng thêm 1 đơn vị thì mức độ ý định sử dụng sẽ tăng bình quân lên 0,107 đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác không đổi.
Kiểm định giả thuyết H4: Điều kiện thuận lợi có ảnh hưởng tích cực đến ý định sử dụng ứng dụng giao đồ ăn của người tiêu dùng. Từ bảng 4.14, ta thấy hệ số beta của biến TL là 0,195 lớn hơn 0 và sig = 0,000 (bé hơn 0,05). Như vậy với hệ số tin cậy là 95% ta có thể cho rằng yếu tố điều kiện thuận lợi có ảnh hưởng tích cực đến ý định sử dụng ứng dụng giao đồ ăn. Hay nói cách khác, ta chấp nhận giả thuyết H4. Kết quả cho thấy, điều kiện thuận lợi là yếu tố ảnh hưởng lớn thứ ba đến ý định sử dụng ứng dụng giao đồ ăn. Nếu điều kiện thuận lợi tăng thêm 1 đơn vị thì mức độ ý định sử dụng sẽ tăng bình quân lên 0,195 đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác không đổi.
Kiểm định giả thuyết H5: Động lực thụ hưởng có ảnh hưởng tích cực đến ý định sử dụng ứng dụng giao đồ ăn của người tiêu dùng. Từ bảng 4.14, ta thấy hệ số beta của biến TH là 0,131 lớn hơn 0 và sig = 0,006 (bé hơn 0,05). Như vậy với hệ số tin cậy là 95% ta có thể cho rằng yếu tố động lực thụ hưởng có ảnh hưởng tích cực đến ý định sử dụng ứng dụng giao đồ ăn. Hay nói cách khác, ta chấp nhận giả thuyết H5. Nếu động lực thụ hưởng càng cao thì mức độ ý định sử dụng càng nhiều. Nếu động lực thụ hưởng tăng thêm 1 đơn vị thì mức độ ý định sử dụng sẽ tăng bình quân lên 0,131 đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác không đổi.
Kiểm định giả thuyết H6: Giá trị giá cả có ảnh hưởng tích cực đến ý định sử dụng ứng dụng giao đồ ăn của người tiêu dùng. Từ bảng 4.14, ta thấy hệ số beta của biến GC là 0,168 lớn hơn 0 và sig = 0,001 (bé hơn 0,05). Như vậy với hệ số tin cậy là 95% ta có thể cho rằng yếu tố giá trị giá cả có ảnh hưởng tích cực đến ý định sử dụng ứng dụng giao đồ ăn. Hay nói cách khác, ta chấp nhận giả thuyết H6. Nếu giá trị giá cả càng cao thì mức độ ý định sử dụng càng nhiều. Nếu giá trị giá cả tăng thêm 1 đơn vị thì mức độ ý định sử dụng sẽ tăng bình quân lên 0,168 đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác không đổi.
Bảng 4.16. Kết quả kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Các giả thuyết Kết quả kiểm định
H1: Kỳ vọng hiệu quả ảnh hưởng tích cực đến ý định sử dụng ứng dụng giao đồ ăn của người tiêu dùng Việt Nam
Chấp nhận (ở mức ý nghĩa thống kê 5%) H2: Kỳ vọng nỗ lực ảnh hưởng tích cực đến ý định sử
dụng ứng dụng giao đồ ăn của người tiêu dùng Việt Nam
Chấp nhận (ở mức ý nghĩa thống kê 5%) H3: Ảnh hưởng xã hội ảnh hưởng tích cực đến ý định sử
dụng ứng dụng giao đồ ăn của người tiêu dùng Việt Nam
Chấp nhận (ở mức ý nghĩa thống kê 5%) H4: Điều kiện thuận lợi ảnh hưởng tích cực đến ý định sử
dụng ứng dụng giao đồ ăn của người tiêu dùng Việt Nam
Chấp nhận (ở mức ý nghĩa thống kê 5%) H5: Động lực thụ hưởng ảnh hưởng tích cực đến ý định sử
dụng ứng dụng giao đồ ăn của người tiêu dùng Việt Nam (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Chấp nhận (ở mức ý nghĩa thống kê 5%) H6: Giá trị giá cả ảnh hưởng tích cực đến ý định sử dụng
ứng dụng giao đồ ăn của người tiêu dùng Việt Nam
Chấp nhận (ở mức ý nghĩa thống kê 5%)
Nguồn: Tác giả tổng hợp