Mơ hình Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số đã chuẩn hóa t Sig.
Thống kê đa cộng tuyến Hệ số hồi quy B Sai số chuấn Hệ số hồi quy riêng (Beta) Dung sai Nhân tử phóng đại phƣơng sai
VIF 1 Hằng số 0.119 0.179 0.664 0.507 EWOM1 0.129 0.037 0.150 3.461 0.001 0.746 1.340 EWOM2 0.378 0.037 0.421 10.190 0.000 0.826 1.211 EWOM3 0.415 0.041 0.422 10.100 0.000 0.807 1.239
a. Biến phụ thuộc: YDINHMUA
(Nguồn: Kiểm định mơ hình - Phụ lục 8)
Với kết quả đạt được từ những kiểm định được trình bày ở trên, ta có thể thấy các thành phần của truyền miệng điện tử trong đó có biến chất lượng eWOM, số lượng eWOM và biến chun mơn của người cung cấp thơng tin có các hệ số trong phương trình hồi quy có ý nghĩa thống kê và các hệ số hồi quy riêng đều có giá trị dương. Như vậy, dựa vào kết quả phân tích từ bảng 4.20 giả thuyết H1; H2; H3 được chấp nhận. Đồng nghĩa với vấn đề trong trường hợp nghiên cứu này chất lượng eWOM, số lượng
eWOM và chuyên môn của người cung cấp thông tin tác động dương đến ý định mua hàng.
Phương trình hồi quy về mối quan hệ giữa truyền miệng điện tử đến ý định mua hàng như sau:
PI = 0.119 + 0.129 EWOM1 + 0.378 EWOM2 + 0.415 EWOM3 + εi.
Hay:
YDINHMUA = 0.119 + 0.129*CHATLUONG eWOM + 0.378*SOLUONG
eWOM + 0.415*CHUYENMON + εi.
Dựa vào kết quả hồi quy như trên cho thấy khi biến CHATLUONG eWOM thay đổi 1 đơn vị trong điều kiện biến SOLUONG eWOM và biến CHUYENMON khơng đổi thì biến YDINHMUA sẽ thay đổi 0.129 đơn vị và ngược lại khi biến SOLUONG eWOM thay đổi 1 đơn vị trong điều kiện biến CHATLUONG eWOM và CHUYENMON khơng đổi thì YDINHMUA sẽ thay đổi 0.378 đơn vị và biến YDINHMUA sẽ thay đổi 0,415 đơn vị nếu biến CHUYENMON thay đổi 1 đơn vị trong điều kiện biến CHATLUONG eWOM và
SOLUONG eWOM khơng đổi.
Ngồi ra, dựa vào bảng 4.20 cũng cho thấy hệ số hồi quy chuẩn hóa của các biến thành phần của biến truyền miệng điện tử có sự chênh lệch rõ ràng và từ đó có thể kết luận khả năng giải thích sự biến thiên của biến CHUYENMON đối với biến YDINHMUA là cao nhất (0.422) so với hai biến còn lại, tiếp đến là biến SOLUONG eWOM (0.421) và cuối cùng là biến CHATLUONG eWOM (0.150). Như vậy từ kết quả phân tích với mẫu khảo sát cho thấy sự chun mơn của người cung cấp thơng tin có tác động mạnh nhất đến ý định mua hàng so với 02 biến chất lượng eWOM và số lượng eWOM.
4.5.4 Phân tích ảnh hƣởng và mức độ ảnh hƣởng biến ý định mua hàng đến quyết định mua hàng.
Qua việc phân tích tương quan ở phần trên cho thấy rằng biến thành phần của ý định mua hàng có mối quan hệ tương quan dương với biến quyết định mua hàng. Nhằm mục đích đánh giá và xem xét mức độ ảnh hưởng của biến ý định mua hàng đến quyết định mua hàng như thế nào, bước tiếp theo, tác giả sẽ tiến hành phân tích hồi quy và trình bày kết quả nghiên cứu theo những nội dung bên dưới:
Bảng 4.21: Kiểm định sự phù hợp của mơ hình hồi quy (2)
(Nguồn: Kiểm định mơ hình - Phụ lục 8)
Bảng 4.22: Đánh giá sự phù hợp của mơ hình hồi quy
(Nguồn: Kiểm định mơ hình - Phụ lục 8)
Kết quả từ bảng 4.22 với hệ số R2 = 0.598 phù hợp với với mức ý nghĩa 0.05 đều này có nghĩa là 59,8% biến thiên của quyết định mua hàng được giải thích bởi sự biến thiên đồng thời của biến ý định mua hàng. Bên cạnh đó hệ số R2 hiệu chỉnh = 0.597 nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính ở trên phù hợp với bộ dữ liệu đến 59,7% hay nói cách khác hơn là 59,7% sự khác biệt về quyết định mua hàng được giải thích bởi sự
Mơ hình Tổng bình phƣơng Df Trung bình bình phƣơng F Sig.
1
Hồi quy 27.449 1 27.449 443.900 0.000a
Phần dư 18.427 298 0.062
Tổng 45.876 299
a. Biến độc lập: YDINHMUA
b. Biến phụ thuộc: QUYETDINHMUA
Mơ hình R R bình phƣơng R bình phƣơng điều chỉnh Sai số chuẩn của đo lƣờng Durbin- Watson 1 0.774a 0.598 0.597 0.24867 1.754 a. Biến độc lập: YDINHMUA
khác biệt trong truyền miệng điện ý định mua hàng. Kiểm định F về mức độ phù hợp của mơ hình chính là kiểm định giả thuyết:
H0: R2 = 0 H1: R2 # 0
Phép kiểm định này tương đương với kiểm định F trong ANOVA: nghĩa là so sánh biến thiên hồi quy với biến thiên phần dư. Ý nghĩa của phép kiểm định này cho biết: nếu biến thiên hồi quy lớn hơn nhiều so với biến thiên phần dư thì mơ hình hồi quy càng phù hợp vì tổng biến thiên của biến phụ thuộc chủ yếu do các biến độc lập giải thích. Cặp giả thuyết trên được thay thế cho cặp giả thuyết sau:
H0:1 = 0 (khơng có quan hệ tuyến tính)
H1: j # 0 (j = 1) (tối thiểu 1 biến độc lập có quan hệ tuyến tính với biến phụ thuộc)
Dựa vào bảng kết quả 4.21 cho thấy giá trị Sig = 0.000 (<0.05) nên chúng ta bác bỏ giả thuyết H0 và chấp nhận giả thuyết H1, đều này nói lên rằng biến ý định mua hàng trong mơ hình có tương quan tuyến tính với quyết định mua hàng.
Kiểm định các giả định của mơ hình hồi quy
Tương tự như mơ hình hồi quy 1, tác giả tiếp tục kiểm định các giả định cho mơ hình hồi quy 2 với các giả định:
Kiểm định phần dƣ có phân phối chuẩn
Quan sát biểu đồ phần dư 4.2 cho chúng ta thấy phân phối của phần dư có giá trị trung bình xấp xĩ chuẩn ( 0), độ lệch chuẩn là 0.998 1. Do đó có thể kết luận phân phối chuẩn của phần dư khơng bị vi phạm.
Hình 4.2: Biểu đồ phần dƣ mơ hình 2
(Nguồn: Kiểm định mơ hình hồi quy – Phụ Lục 8)
Kiểm định khơng có sự tƣơng quan giữa các phần dƣ mơ hình 2:
Tác giả sử dụng hệ số Durbin – Watson để kiểm định sự tương quan giữa các phần dư:
Từ kết quả bảng 4.22 ta thấy giá trị thống kê tự tương quan (Durbin-Watson) d = 1.754 nằm trong khoảng từ 1 đến 3 tức là các phần dư độc lập với nhau (khơng có hiện tượng tự tương quan với nhau giữa các phần dư với nhau). Như vậy, dựa vào kết quả kiểm định các giả định của hàm tương quan không bị vi phạm và những kiểm định về độ phù hợp, ý nghĩa của các hệ số hồi quy đều phù hợp cho thấy mơ hình hồi quy nghiên cứu ở chương 2 là phù hợp với một phần của tổng thể.
Kết quả phân tích hồi quy mơ hình 2