1.3.4 .Cấu trúc thị trường bán lẻ hàng tiêu dùng ngoại nhập
2.5. Thực trạng các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định chọn cửahàng bán lẻ
2.5.5. Phân tích hồi quy tuyến tính đa bội
2.5.5.1. Dò tìm các vi phạm giả định hồi quy
a. Hiện tương tự tương quan bậc 1
Kết quả phân tích hồi quy tại bảng 2.12 cho thấy, hệ số Durbin - Watson = 2.005 với cỡ mẫu = 200, mức ý nghĩa 5%, mô hình 6 biến độc lập, tra bảng có DL= 1.707, DU= 1.831. Thấy DU<DW<4-DU nên kết luận không có tự tương quan bậc 1.
b. Hiện tượng phương sai sai số thay đổi
Đồ thị phân tán của giá trị dự báo và phần dư trong Hình 2.2 cho thấy, các giá trị phần dư phân tán một cách ngẫu nhiên trong một phạm vi quanh trục 0 (giá trị trung bình của phần dư), nghĩa là phương sai của phần dư không đổi và chứng tỏ rằng không bị vi phạm giả định liên hệ tuyến tính.
Bảng 2. 12. Kết quả phân tích hồi quy Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients P VIF β Std. Error Beta 1 (Constant) -1.599 .370 .000 LLBH .156 .042 .208 .000 1.312 DTNB .264 .044 .299 .000 1.057 QCKM .136 .042 .158 .001 1.017 HH .178 .039 .223 .000 1.022 CSVC .304 .048 .354 .000 1.331 GQVD .356 .043 .409 .000 1.017
R bình phương chưa chuẩn hóa: 0.544 R bình phương đã chuẩn hóa: 0.529 P(Anova): 0.000
Durbin – Watson: 2.005
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả điều tra)
Hình 2. 2. Đồ thị phân tán giữa giá trị dự đoán và phần dư từ hồi quy
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả điều tra)
Hình 2. 3. Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả điều tra)
Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa trong Hình 2.3 cho thấy giá trị trung bình, mode, trung vị xấp xỉ nhau và bằng 0, các giá trị phân bố cân đối quanh 2 phía giá trị trung bình theo hình chuông. Do đó có thể kết luận rằng giả định phân phối chuẩn của phần dư có phân phối chuẩn không bị vi phạm.
d. Hiện tượng đa cộng tuyến
Bảng 2.12 cho thấy, tất cả các hệ số VIF của các biến độc lập đều nhỏ hơn 10 cho nên có thể kết luận trong mô hình không hề có đa cộng tuyến.
2.5.5.2. Kết quả hồi quy
Hệ số R2 đã hiệu chỉnh ở kết quả phân tích hồi quy bằng 0.529 đạt yêu cầu (xem chi tiết Bảng 2.12 và Phụ lục 6). Như vậy các biến độc lập giải thích được 52.9% (>50%) sự biến thiên của biến phụ thuộc HDBL.
Bảng 2.12 cho thấy, Sig của anova = 0.000 < 0.05 nên hàm hồi quy là hoàn toàn phù hợp.
Đồng thời, hệ số tự do và các hệ số hồi quy của các biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê bởi đảm bảo các giá trị Sig tương ứng đều < 0.05.
Như vậy, tất cả 6 giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5, H6 đều được chấp nhận tại mức ý nghĩa 5%. Cụ thể như sau (xem thêm Bảng 2.12):
Giả thuyết H1 có p-value = 0.000 < 0.05, giá trị p này có ý nghĩa nên Lực lượng bán hàng ảnh hưởng cùng chiều (+) đến quyết định chọn cửa hàng bán lẻ hàng tiêu dùng ngoại nhập tại thị trường Đà Nẵng với β = 0.208 > 0, do đó giả thuyết H1 được chấp nhận.
Giả thuyết H2 có p-value = 0.000 < 0.05, giá trị p này có ý nghĩa nên Danh tiếng người bán ảnh hưởng cùng chiều (+) đến quyết định chọn cửa hàng bán lẻ hàng tiêu dùng ngoại nhập tại thị trường Đà Nẵng với β = 0.299 > 0, do đó giả thuyết H2 được chấp nhận.
Giả thuyết H3 có p-value = 0.001 < 0.05, giá trị p này có ý nghĩa nên Quảng cáo, khuyến mại ảnh hưởng cùng chiều (+) đến quyết định chọn cửa hàng bán lẻ hàng tiêu dùng ngoại nhập tại thị trường Đà Nẵng với β = 0.158 > 0, do đó giả thuyết H3 được chấp nhận.
Giả thuyết H4 có p-value = 0.000 < 0.05, giá trị p này có ý nghĩa nên Hàng hóa ảnh hưởng cùng chiều (+) đến quyết định chọn cửa hàng bán lẻ hàng tiêu dùng ngoại nhập tại thị trường Đà Nẵng với β = 0.223 > 0, do đó giả thuyết H4 được chấp nhận.
Giả thuyết H5 có p-value = 0.000 < 0.05, giá trị p này có ý nghĩa nên Cơ sở vật chất ảnh hưởng cùng chiều (+) đến quyết định chọn cửa hàng bán lẻ hàng tiêu dùng ngoại nhập tại thị trường Đà Nẵng với β = 0.354 > 0, do đó giả thuyết H5 được chấp nhận.
Giả thuyết H6 có p-value = 0.000 < 0.05, giá trị p này có ý nghĩa nên Giải quyết vấn đề ảnh hưởng cùng chiều (+) đến quyết định chọn cửa hàng bán lẻ hàng tiêu dùng ngoại nhập tại thị trường Đà Nẵng với β = 0.409 > 0, do đó giả thuyết H6 được chấp nhận.
Như vậy, phương trình hồi quy có dạng:
HDBL = β + β1LLBH+ β2DTNB + β3QCKM + β4HH + β5CSVC + β6GQVD Mô hình hồi quy chưa chuẩn hóa:
HDBL = -1.599 + 0.156*LLBH+ 0.264*DTNB + 0.136*QCKM + 0.178*HH + 0.304*CSVC + 0.356*GQVD
Mô hình hồi quy đã chuẩn hóa:
HDBL = 0.208*LLBH+ 0.299*DTNB + 0.158*QCKM + 0.223*HH + 0.354*CSVC + 0.409*GQVD