Mơ hình
Hệ số hồi quy khơng chuẩn hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa t Sig. Collinearity Statistics B Độ lệch chuẩn Beta Tolera nce VIF 1 (Cons tant) -,119 ,226 -,529 ,598 TH ,159 ,039 ,178 4,042 ,000 ,861 1,162 CLa ,354 ,061 ,321 5,805 ,000 ,544 1,839 CLb ,140 ,031 ,202 4,538 ,000 ,842 1,187 GC ,070 ,044 ,085 1,577 ,116 ,579 1,728 QC ,239 ,042 ,294 5,679 ,000 ,623 1,605 AH -,027 ,036 -,034 -,751 ,454 ,803 1,246 VT ,134 ,037 ,177 3,594 ,000 ,685 1,460
Nguồn từ nghiên cứu của tác giả (Mẫu = 200)
Sau khi thực hiện bước kiểm tra tính tương quan thơng qua ma trận Pearson. Ta cần kiểm tra lại các giả định, trước khi lập mơ hình hồi quy:
+ Kiểm định hiện tượng tương quan bằng đại số thống kê Durbin – Watson. “Nếu Durbin – Watson nằm trong khoảng từ 1 – 3 thì các phần dư khơng có hiện tượng tương quan chuỗi bậc nhất với nhau” (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Kết quả ở đây, Durbin – Watson = 2,038 ,vậy phân tích hồi quy khơng vi phạm tự tương quan.
+ Kiểm tra nguy cơ xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập bằng hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation Factor). “Với VIF < 2 ta có thể bác bỏ giả thuyết mơ hình bị hiện tượng đa cộng tuyến” (Nguyễn Đình Thọ, 2011). Ở đây, ta thấy các yếu tố trong mơ hình đều có giá trị VIF < 2 ,vì vậy khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
+ Giả định về phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm. Phần dư có phân phối xấp xỉ chuẩn (trung bình Mean xấp xỉ = 0,00 và độ lệch chuẩn Std.Dev = 0,982), điều kiện về phần dư đã được mơ hình đáp ứng.
+ Kiểm tra giả định phương sai của sai số không đổi, sử dụng biểu đồ phân tán phần dư, theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008): “Nếu các phần dư phân tán một cách ngẫu nhiên quanh trục 0 – quanh giá trị trung bình của phần dư trong một phạm vi khơng đổi thì chứng tỏ rằng giả định phương sai của sai số không đổi không bị vi phạm”. Ở đây, giả định về phương sai của sai số không đổi. Các giá trị phần dư phân tán một cách ngẫu nhiên quanh trục 0.
Hình 4.2 Biểu đồ phân phối chuẩn phần dƣ
Hình 4.3 Biểu đồ P-P Plot
Nguồn từ nghiên cứu của tác giả
Hình 4.4 Biểu đồ Scatterplot
Từ những kết quả kiểm định trên, ta có thể kết luận các kết quả phân tích hồi quy trên là đáng tin cậy. Phương trình hồi quy được xác định:
Y = -0,119 + 0,354X2 + 0,239X5 + 0,159X1 + 0,140X3 + 0,134X7
Trong đó,
Y: Ý định lựa chọn rạp chiếu phim X1: Thương hiệu
X2: Chất lượng sản phẩm chính X3: Chất lượng cơ sở vật chất X5: Chiêu thị
X7: Vị trí
4.3.3 Giải thích kết quả hồi quy:
Từ kết quả hồi quy ta nhận thấy có 7 nhân tố ảnh hưởng đến ý định lựa chọn rạp chiếu phim của khán giả tại TP.HCM nhưng với các mức độ tương quan khác nhau.
Qua phương trình hồi quy cho thấy các biến độc lập đều có ảnh hưởng đến ý định lựa chọn rạp chiếu phim. Chi tiết từng nhân tố như sau:
Nhóm yếu tố chất lượng sản phẩm chính trong nhân tố chất lượng dịch vụ có ảnh hưởng cao hơn các nhân tố cịn lại với beta = 0,354. Điều này có nghĩa là các yếu tố về sản phẩm chính của rạp có mức độ quan trọng cao nhất trong các yếu tố ảnh hưởng đến ý định lựa chọn rạp xem phim của khán giả TP.HCM. Từ phương trình ta thấy hồi quy ta thấy, khi điểm đánh giá nhóm yếu tố chất lượng sản phẩm chính tăng lên 1 đơn vị thì ý định lựa chọn rạp chiếu phim tăng lên 0,354 điểm, giữ nguyên các biến độc lập cịn lại khơng đổi.
Kế tiếp là về chiêu thị, được xem là yếu tố quan trọng tiếp theo đến ý định lựa chọn rạp xem phim với hệ số beta = 0,239. Có thể nói rằng, các chương trình khuyến mãi, quảng cáo cũng được các khán giả TP.HCM quan tâm. Từ phương
trình ta thấy hồi quy ta thấy, khi điểm đánh giá chiêu thị tăng lên 1 đơn vị thì ý định lựa chọn rạp chiếu phim tăng lên 0,239 điểm, giữ ngun các biến độc lập cịn lại khơng đổi.
Ở vị trí thứ ba về mức độ quan trọng đến ý đỉnh lựa chọn rạp xem phim là thương hiệu với hệ số beta = 0,159. Cũng có thể hiểu, khi thương hiệu là một phần trong các quyết định lựa chọn rạp xem phim của khán giả TP.HCM. Từ phương trình ta thấy hồi quy ta thấy, khi điểm đánh giá thương hiệu tăng lên 1 đơn vị thì ý định lựa chọn rạp chiếu phim tăng lên 0,159 điểm, giữ nguyên các biến độc lập cịn lại khơng đổi.
Với hệ số beta = 0,140, nhóm yếu tố chất lượng cơ sở vật chất trong nhân tố chất lượng dịch vụ cũng có ảnh hưởng đến ý định lựa chọn rạp xem phim của khán giả TP.HCM. Từ phương trình ta thấy hồi quy ta thấy, khi điểm đánh giá nhóm yếu tố chất lượng cơ sở vật chất tăng lên 1 đơn vị thì ý định lựa chọn rạp chiếu phim tăng lên 0,140 điểm, giữ ngun các biến độc lập cịn lại khơng đổi.
Tiếp sau đó là vị trí, với hệ số beta = 0,134. Khơng q khó hiểu, khi đây là một yếu tố quan trọng trong ngành dịch vụ giải trí. Từ phương trình ta thấy hồi quy ta thấy, khi điểm đánh giá vị trí tăng lên 1 đơn vị thì ý định lựa chọn rạp chiếu phim tăng lên 0,134 điểm, giữ nguyên các biến độc lập còn lại không đổi.
Về giá cả, đây được xem là có mức độ ảnh hưởng dương thấp nhất với hệ số beta = 0,139, Sig = 0,116. Do vậy yếu tố này không tác động đến ý định lựa chọn rạp xem phim.
Cuối cùng là ảnh hưởng xã hội với hệ số beta = -0,027, Sig = 0,454. Do đó, yếu tố ảnh hưởng xã hội cũng khơng có tác động đến ý định lựa chọn rạp xem phim của khán giả tại TP.HCM
4.4 Kiểm định các giả thuyết từ mơ hình
Từ kết quả phân tích hồi quy ở trên, ta tiến hành kiểm định các giả thuyết nghiên cứu đã đề ra trước đó, với mức ý nghĩa 5%.
Giả thuyết H1: Có mối quan hệ dương giữa nhận biết thương hiệu và ý định lựa chọn rạp chiếu phim của khán giả. Thành phần “Thương Hiệu” có giá trị Sig = 0 nên giả thuyết này được chấp nhận.
Giả thuyết H2a : Có mối quan hệ dương giữa chất lượng sản phẩm chính và ý định lựa chọn rạp của khán giả. Thành phần “Chất Lượng Sản Phẩm Chính” có giá trị Sig=0 nên giả thuyết này được chấp nhận
Giả thuyết H2b : Có mối quan hệ dương giữa chất lượng cơ sở vật chất và ý định lựa chọn rạp của khán giả. Thành phần “Chất Lượng Cơ Sở Vật Chất” có giá trị Sig=0 nên giả thuyết này được chấp nhận
Giả thuyết H3: Có mối quan hệ dương giữa giá dịch vụ và ý định lựa chọn rạp chiếu phim của khán giả. Thành phần “Giá cả” có giá trị Sig = 0,116 nên giả thuyết này bị bác bỏ.
Giả thuyết H4: Có mối quan hệ dương giữa chiêu thị và ý định lựa chọn rạp chiếu phim của khán giả. Thành phần “Chiêu thị” có giá trị Sig = 0,000 nên giả thuyết này được chấp nhận.
Giả thuyết H5: Có mối quan hệ dương giữa ảnh hưởng xã hội và ý định lựa chọn rạp chiếu phim của khán giả. Thành phần “Ảnh hưởng xã hội” có giá trị Sig = 0,454 nên giả thuyết này bị bác bỏ.
Giả thuyết H6: Có mối quan hệ dương giữa vị trí/sự thuận tiện và ý định lựa chọn rạp chiếu phim của khán giả. Thành phần “Vị trí” có giá trị Sig = 0,000 nên giả thuyết này được chấp nhận.
Kết luận rằng, với các kết quả phân tích như trên, ta thấy rằng mơ hình nghiên cứu ban đầu có sự điều chỉnh, trong đó có 2 giả thuyết bị bác bỏ và 5 giả thuyết được chấp nhận giữa các thang đo với ý định lựa chọn rạp chiếu phim của khán giả tại TP.HCM.
4.5 Điều chỉnh mơ hình sau khi phân tích hồi quy
Sau khi phân tích hồi quy tuyến tính, kết quả cho thấy, trong 7 giả thuyết tác giả đưa ra trong mơ hình nghiên cứu điều chỉnh, chỉ có 5 nhân tố tác động đến ý định lựa chọn rạp chiếu phim của khán giả tại TP.HCM. Cụ thể như sau:
Hình 4.5 Mơ hình nghiên cứu chỉnh sửa sau khi phân tích hồi quy
Nguồn từ nghiên cứu của tác giả
4.6 Đánh giá sự khác biệt trong ý định lựa chọn rạp chiếu phim theo đặc điểm của khách hàng của khách hàng
4.6.1 Nhóm tuổi
Giả thuyết Hb: Khơng có sự khác biệt về nhóm tuổi đến ý định lựa chọn rạp chiếu phim.
Để kiểm định ý định lựa chọn rạp chiếu phim là khác nhau giữa các nhóm tuổi, tác giả sử dụng phương pháp phân tích ANOVA.
0,140 Chất lượng dịch vụ 0,159 0,354 0,239 0,134 Thương hiệu Chất lượng sản phẩm chính Chất lượng cơ sở vật chất Chiêu thị Vị trí Ý định lựa chọn rạp chiếu phim