Phân tích hồi quy

4.2 Kết quả sơ cấp

4.2.5 Phân tích hồi quy

Sau khi tiến hành phân tích nhân tố khám phá, nhóm các biến theo từng yếu tố và tiếp tục tiến hành phân tích hồi quy. Mơ hình hồi quy đã áp dụng là mơ hình hồi quy đa biến (mơ hình hồi quy bợi). Muốn đo lường xem mức độ ảnh hưởng của từng yếu tố tác động đến Năng lực cạnh tranh bằng phân tích hồi quy dựa trên việc đo lường sự ảnh hưởng của các nhân tố được rút trích. Kết quả phân tích tương quan Pearson có biến NCPT không ảnh hưởng đến NLCT cho nên yếu tố này được loại ra trong hồi quy đa biến. Cho nên mơ hình hồi quy với 8 biến đợc lập có phương trình

như sau: NLCT= β0 + β1TDQL + β2QHKD + β3NNL + β4MKT+ β5NV+

β6CTG + β7CN + β8SMTH + ei

Bảng 4.7 Kết quả phân tích hồi quy đa biến

Mơ hình

Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa

Hệ số hồi quy

chuẩn hóa t Sig.

B Std. Error Beta Hằng số -0,561 0,311 -1,805 0,072 TDQL 0,207 0,037 0,254 5,519 0,000 QHKD 0,086 0,034 0,129 2,561 0,011 NNL 0,075 0,034 0,101 2,244 0,026 MKT 0,096 0,036 0,152 2,710 0,007 NV 0,315 0,039 0,427 8,131 0,000 CTG 0,138 0,037 0,182 3,681 0,000 CN 0,153 0,040 0,182 3,868 0,000 SMTH 0,129 0,032 0,188 4,035 0,000

R2 hiệu chỉnh = 0,531; Kiểm định F với giá trị Sig: 0,000

Kết quả cho thấy kiểm định F cho giá trị Sig. < 0,05 chứng tỏ là mơ hình phù hợp

và cùng với đó R2 hiệu chỉnh có giá trị bằng 0,531; có nghĩa là mơ hình hồi quy giải

thích được 53,1% sự biến thiên của biến phụ tḥc. Ta có phương trình hồi quy chuẩn hóa như sau:

NLCT = 0,254*TDQL + 0,129*QHKD + 0,101*NNL + 0,152*MKT + 0,427*NV + 0,182*CTG + 0,182*CN + 0,188*SMTH

Như vậy qua phương trình hồi quy ta thấy trong 8 yếu tố tác đợng đến NLCT thì yếu tố NV tác đợng mạnh nhất với trọng số 0,427 (26,44%), tác động thứ hai là yếu tố TDQL với trọng số 0,254 (15,72%), tác động thứ ba là SMTH với trọng số là 0,188 (11,64%), tác động thứ tư và thứ năm là yếu tố là yếu tố CTG với trọng số 0,182 (11,27%), CN với trọng số 0,182 (11,27%), tác động thứ sáu là yếu tố MKT với trọng số là 0,152 (9,41%) và hai yếu tố tác động yếu nhất tương ứng là yếu tố QHKD với trọng số 0,129 (7,99%), yếu tố NNL với trọng số 0,101 (6,25%).

- Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư

Phương sai của phần dư không đổi:

Phương sai của phần dư được thể hiện trên đồ thị của phần dư chuẩn hóa theo giá trị dự báo của biến phụ tḥc kết quả đã được chuẩn hóa. Theo quan sát trên biểu đồ trên, thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên quanh trục 0 (tức quanh giá trị trung bình của phần dư) trong 1 phạm vi khơng đổi. Điều này có nghĩa là phương sai của phần dư là không đổi.

Phần dư có phân phối chuẩn:

Hình 4.2 Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn

Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS Biểu đồ Histrogram trong biểu đồ trên cho ta thấy trong mơ hình hồi quy có kết quả đợ lệch chuẩn = 0,984 và phân phối chuẩn của phần dư (mean) = 0. Vì vậy, xác định phần dư có phân phối chuẩn được chấp nhận.

- Giả định tính độc lập của sai số

Đại lượng Durbin – Watson được dùng để kiểm định tương quan của các sai số kề nhau. Giả thuyết khi tiến hành kiểm định này là:

H0: hệ số tương quan tổng thể của các phần dư bằng 0.

Thực hiện hồi quy cho ta kết quả về trị kiểm định d của Durbin – Watson trong bảng tóm tắt mơ hình bằng 2,310.

Tuy nhiên, trong thực tế khi tiến hành kiểm định Durbin-Watson có thể áp dụng quy tắc như sau (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mợng Ngọc, 2010):

Nếu 1 < D < 3 thì kết luận mơ hình khơng có tự tương quan; Nếu 0 < D < 1 thì kết luận mơ hình có tự tương quan dương; Nếu 3 < D < 4 thì kết luận mơ hình có tự tương quan âm.

Giá trị d tính được rơi vào miền chấp nhận giả thuyết khơng có tự tương quan. Như vậy mơ hình khơng vi phạm giả định về hiện tượng tự tương quan.

- Giả định khơng có hiện tượng đa cộng tuyến

Mợt trong những u cầu của mơ hình hồi quy tuyến tính bợi là các biến đợc lập khơng có tương quan chặt với nhau, nếu u cầu này khơng được thỏa mãn thì mơ hình đã xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Một trong những cách phát hiện mơ hình có tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến hay khơng mà theo Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008) là sử dụng hệ số phóng đại phương sai (VIF), nếu VIF bằng hoặc vượt quá 10 thì xem như có hiện tượng đa cộng tuyến. Theo kết quả Bảng 4.10, với hệ số phóng đại phương sai (Variance Inflation Factor - VIF) của các biến nhỏ, mơ hình hồi quy không vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến. Hồi quy vi phạm hiện tượng đa cợng tuyến khi có giá trị VIF lớn hơn hay bằng 10.

- Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến

Một trong những u cầu của mơ hình hồi quy tuyến tính bợi là các biến đợc lập khơng có tương quan chặt với nhau, nếu u cầu này khơng được thỏa mãn thì mơ hình đã xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Một trong những cách phát hiện mô hình có tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến hay không mà theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008) là sử dụng hệ số phóng đại phương sai (VIF), nếu VIF bằng hoặc vượt quá 10 thì xem như có hiện tượng đa cộng tuyến. Theo kết quả Bảng 4.8, với hệ số phóng đại phương sai (Variance Inflation Factor - VIF) của các biến nhỏ, mơ hình hồi quy khơng vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến. Hồi quy vi phạm hiện tượng đa cợng tuyến khi có giá trị VIF lớn hơn hay bằng 10.

Bảng 4.8 Kiểm định hiện tượng đa cợng tuyến

Mơ hình Đo lường đa cộng tuyến

Độ chấp nhận Hệ số phóng đại phương sai

TDQL 0,888 1,126 QHKD 0,746 1,341 NNL 0,935 1,070 MKT 0,599 1,670 NV 0,683 1,464 CTG 0,771 1,296 CN 0,851 1,175 SMTH 0,872 1,146

Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS Với độ chấp nhận (Tolerance) lớn và hệ số phóng đại phương sai (Variance Inflation Factor - VIF) của các biến nhỏ, mơ hình hồi quy không vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến. Hồi quy vi phạm hiện tượng đa cợng tuyến khi có giá trị VIF lớn hơn hay bằng 10.

4.2.6 Thảo luận kết quả phân tích hồi quy

Bảng 4.9 Kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu

Giả

thuyết Nội dung Sig. Kết quả kiểm định

H1

Yếu tố “Trình độ tổ chức quản lý” có ảnh hưởng đến năng lực cạnh tranh bên trong của

Công ty Cổ phần Thực phẩm Sữa TH. 0,000

Chấp nhận giả thuyết H2

Yếu tố “Nguồn vốn” có ảnh hưởng đến năng lực cạnh tranh bên trong của Công ty Cổ phần Thực

phẩm Sữa TH 0,000

Chấp nhận giả thuyết H3

Yếu tố “Cơng nghệ” có ảnh hưởng đến năng lực cạnh tranh bên trong của Công ty Cổ phần Thực phẩm Sữa TH.

0,000 Chấp nhận giả

thuyết H4

Yếu tố “Nguồn nhân lực” có ảnh hưởng đến năng lực cạnh tranh bên trong của Công ty Cổ phần Thực phẩm Sữa TH.

0,026 Chấp nhận giả

thuyết H5

Yếu tố “Hoạt động Marketing” có ảnh hưởng đến năng lực cạnh tranh bên trong của Công ty Cổ phần Thực phẩm Sữa TH.

0,007 Chấp nhận giả

thuyết H6

Yếu tố “Sức mạnh thương hiệu” có ảnh hưởng đến năng lực cạnh tranh bên trong của Công ty Cổ

phần Thực phẩm Sữa TH. 0,000

Chấp nhận giả thuyết H7

Yếu tố “Cạnh tranh về giá” có ảnh hưởng đến năng lực cạnh tranh bên trong của Công ty Cổ

phần Thực phẩm Sữa TH. 0,000

Chấp nhận giả thuyết

H8

Yếu tố “Hoạt động nghiên cứu và phát triển

chiến lược” có ảnh hưởng đến năng lực cạnh

tranh bên trong của Công ty Cổ phần Thực phẩm Sữa TH.

0,917 Bác bỏ giả thuyết

H9

Yếu tố “Phát triển quan hệ kinh doanh” có ảnh hưởng đến năng lực cạnh tranh bên trong của Công ty Cổ phần Thực phẩm Sữa TH.

0,011 Chấp nhận giả

thuyết

Nguồn: Tổng hợp kết quả phân tích dữ liệu bằng SPSS Theo Bảng 4.9, có 9 giả thuyết theo mơ hình đề xuất sau khi kiểm định hồi quy bác bỏ 1 giả thuyết là H8: Hoạt động nghiên cứu và phát triển ảnh hưởng đến năng lực cạnh tranh bên trong của Cơng ty Cổ phần Thực phẩm Sữa TH do có Sig = 0,917 và lớn hơn 0,05. Chấp nhận 8 giả thuyết sau:

- Giả thuyết H1: Yếu tố “Trình độ tổ chức quản lý” có ảnh hưởng đến năng lực cạnh tranh bên trong của Công ty Cổ phần Thực phẩm Sữa TH. Giả thiết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn 0,05, với hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0,254 chứng tỏ mối quan hệ giữa Năng lực cạnh tranh và trình đợ tổ chức quản lý là cùng chiều. Vậy khi yếu tố trình đợ tổ chức quản lý tăng lên 1 đơn vị thì Năng lực cạnh tranh tăng lên tương ứng 0,254 đơn vị và là yếu tố ảnh hưởng mạnh thứ hai.

- Giả thuyết H2: Yếu tố “Nguồn vốn” có ảnh hưởng đến năng lực cạnh tranh bên trong của Công ty Cổ phần Thực phẩm Sữa TH. Giả thiết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn 0,05 với hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0,427 chứng tỏ mối quan hệ giữa Năng lực cạnh tranh và nguồn vốn là cùng chiều. Vậy khi yếu tố nguồn vốn tăng lên 1 đơn vị thì Năng lực cạnh tranh tăng lên tương ứng 0,427 đơn vị và là yếu tố ảnh hưởng mạnh nhất.

- Giả thuyết H3: Yếu tố “Cơng nghệ” có ảnh hưởng đến năng lực cạnh tranh bên

trong của Công ty Cổ phần Thực phẩm Sữa TH. Giả thiết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn 0,05, với hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0,182 chứng tỏ mối quan hệ giữa Năng lực cạnh tranh và công nghệ là cùng chiều. Vậy khi yếu tố cơng nghệ tăng lên 1 đơn vị thì Năng lực cạnh tranh tăng lên tương ứng 0,182 đơn vị và là yếu tố ảnh hưởng thứ tư.

- Giả thuyết H4: Yếu tố “Nguồn nhân lực” có ảnh hưởng đến năng lực cạnh tranh bên trong của Công ty Cổ phần Thực phẩm Sữa TH. Giả thiết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn 0,05, với hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0,101 chứng tỏ mối quan hệ giữa Năng lực cạnh tranh và nguồn nhân lực là cùng chiều. Vậy khi yếu tố Mức đợ an tồn tăng lên 1 đơn vị thì Năng lực cạnh tranh tăng lên tương ứng 0,101 đơn vị và là yếu tố ảnh hưởng yếu nhất.

- Giả thuyết H5: Yếu tố “Hoạt động Marketing” có ảnh hưởng đến năng lực cạnh tranh bên trong của Công ty Cổ phần Thực phẩm Sữa TH. Giả thiết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn 0,05, với hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0,152

chiều. Vậy khi yếu tố hoạt động Marketing tăng lên 1 đơn vị thì Năng lực cạnh tranh tăng lên tương ứng 0,152 đơn vị và là yếu tố ảnh hưởng mạnh thứ sáu.

- Giả thuyết H6: Yếu tố “Sức mạnh thương hiệu” có ảnh hưởng đến năng lực cạnh tranh bên trong của Công ty Cổ phần Thực phẩm Sữa TH. Giả thiết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn 0,05, với hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0,188 chứng tỏ mối quan hệ giữa Năng lực cạnh tranh và sức mạnh thương hiệu là cùng chiều. Vậy khi yếu tố sức mạnh thương hiệu tăng lên 1 đơn vị thì Năng lực cạnh tranh tăng lên tương ứng 0,188 đơn vị và là yếu tố ảnh hưởng thứ ba.

- Giả thuyết H7: Yếu tố “Cạnh tranh về giá” có ảnh hưởng đến năng lực cạnh tranh bên trong của Công ty Cổ phần Thực phẩm Sữa TH. Giả thiết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn 0,05, với hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0,182 chứng tỏ mối quan hệ giữa Năng lực cạnh tranh và cạnh tranh giá là cùng chiều. Vậy khi yếu tố cạnh tranh giá tăng lên 1 đơn vị thì Năng lực cạnh tranh tăng lên tương ứng 0,182 đơn vị và là yếu tố ảnh hưởng thứ năm.

- Giả thuyết H8: Yếu tố “Hoạt động nghiên cứu và phát triển chiến lược” có ảnh

hưởng đến năng lực cạnh tranh bên trong của Công ty Cổ phần Thực phẩm Sữa TH. Giả thiết này bị bác bỏ do giá trị Sig lớn hơn 0,05. Theo đó yếu tố này không tác động đến lực cạnh tranh của Công ty Cổ phần Thực phẩm Sữa TH là do ngành sữa hiện nay là một ngành đặc thù, vấn đề sức khoẻ của người tiêu dùng đặc biệt là trẻ nhỏ, trẻ sơ sinh và người già khi sử dụng các sản phẩm từ sữa rất quan trọng. Hiện nay Việt Nam chưa phát triển mạnh về hoạt đợng nghiên cứu và phát triển do đó ở mợt vùng an tồn nào đó thì vấn đề nghiên cứu và phát triển những sản phẩm mới, công thức mới cần mất khá nhiều thời gian và chi phí để thử nghiệm, chưa phù hợp với ngành sữa của Việt Nam nói chung và Cơng ty Cổ phần Thực phẩm Sữa TH nói riêng, do đó yếu tố này qua khảo sát đã bị loại khỏi mơ hình nghiên cứu khi đánh giá các yếu tố bên trong ảnh hưởng đến năng lực cạnh tranh của Công ty Cổ phần Thực phẩm Sữa TH

- Giả thuyết H9: Phát triển quan hệ kinh doanh có ảnh hưởng đến năng lực cạnh tranh bên trong của Công ty Cổ phần Thực phẩm Sữa TH. Giả thiết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn 0,05, với hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0,129 chứng tỏ mối quan hệ giữa Năng lực cạnh tranh và phát triển quan hệ kinh doanh là cùng chiều. Vậy khi yếu tố phát triển quan hệ kinh doanh tăng lên 1 đơn vị thì Năng lực cạnh tranh tăng lên tương ứng 0,129 đơn vị và là yếu tố ảnh hưởng thứ bảy.

4.2.7 Kiểm định sự khác biệt

4.2.7.1 Kiểm định sự khác biệt theo giới tính

Bảng 4.10 Sự khác biệt về Năng lực cạnh tranh theo các nhóm giới tính

Giới

tính N

Trung bình

Độ lệch

chuẩn chuẩn Sai số Năng lực cạnh tranh Nam 161 3,4759 0,55013 0,04336

Nữ 89 3,5098 0,59029 0,06257

Kiểm định Independent Samples

Kiểm định

Levene's Kiểm định T-test

F Sig. t Df Sig.

(2-tailed) Phương sai đồng nhất 0,160 0,690 -0,454 248 0,650 Phương sai không đồng nhất -0,445 171,095 0,657

Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS Kết quả kiểm định Levene đối với phương sai giữa hai nhóm Nam và Nữ cho hệ số Sig= 0,690 > 0,05 nên phương sai giữa hai nhóm nam và nữ là đồng nhất. Kết quả kiểm định Independent với phương sai đồng nhất cho gái trị Sig. Là 0,650> 0,05 do

đó có thể kết luận rằng Năng lực cạnh tranh giữa các đánh giá của Nam và Nữ là

4.2.7.2 Kiểm định sự khác biệt theo tuổi

Bảng 4.11 Sự khác biệt về Năng lực cạnh tranh theo tuổi

Nhóm N Trung bình Độ lệch chuẩn

Dưới 30 32 3,5078 0,52741

Từ 30 – 45 112 3,5223 0,56358

Trên 45 106 3,4458 0,57684

Kiểm định Levene df1 df2 Sig.

0,236 2 247 0,790

Kiểm định ANOVA Tổng bình phương F Sig.

Between Groups 0,334 0,523 0,593

Within Groups 78,818

Total 79,151

Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS Kiểm định Levene cho giá trị Sig = 0,790> 0,05, do đó phương sai giữa các nhóm tuổi là như nhau. Kết quả kiểm định ANOVA cho thấy giá trị Sig: 0,593 > 0,05, vậy khơng có sự khác biệt trong Năng lực cạnh tranh theo tuổi.

4.2.7.3 Kiểm định sự khác biệt theo các nhóm trình độ học vấn

Bảng 4.12 Sự khác biệt về Năng lực cạnh tranh theo các nhóm trình đợ học vấn

Nhóm N Trung bình Độ lệch chuẩn

Cao đẳng 54 3,3588 0,53257

Đại học 146 3,4829 0,59806

Trên đại học 50 3,6425 0,45528

Kiểm định Levene df1 df2 Sig.

2,814 2 247 0,062

Kiểm định ANOVA Tổng bình phương F Sig.