Yếu tố 1 2 3 4 5 GC4 0,892 GC1 0,884 GC3 0,878 GC2 0,877 KT3 0,797 KT4 0,79 KT1 0,734 KT2 0,675 KT5 0,654 CL4 0,877 CL5 0,865 CL3 0,649 CL1 0,632 CL2 0,594 DV3 0,829 DV4 0,81 DV1 0,691 DV2 0,678 GH2 0,774 GH3 0,745 GH1 0,582
Phƣơng pháp trích: Principal Component Analysis. Phƣơng pháp xoay: Varimax with Kaiser Normalization.
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS-Phụ lục IV. Bảng ma trận nhân tố sau khi xoay cho thấy các biến quan sát đều có hệ số tải nhân tố lớn hơn 0,55. Có 5 nhân tố tác động đến quyết định chọn mua sản phẩm chữa cháy FM200 của cơng ty KIĐẸ
4.4 Phân tích tƣơng quan và phân tích hồi qui bộị
Mơ hình hồi qui bội có dạng:
QDi=β0+β1CL1i+β2GC2i+β3GH3i+β4KT4i+β5DV5i+εi Trong đó:
QD: Biến phụ thuộc quyết định mua sản phẩm chữa cháy FM200 của công ty KIĐẸ QD=(QD1 + QD2 + QD3 + QD4 + QD5)/5 CL: Biến độc lập chất lƣợng. CL=(CL1 + CL2 + CL3 + CL4 + CL5)/5 GC: Biến độc lập giá cả. GC=(GC1 + GC2 + GC3 + GC4)/4 GH:Biến độc lập giao hàng. GH=(GH1 + GH2 + GH3)/3 KT:Biến độc lập giao hàng. KT=(KT1 + KT2 + KT3 + KT4 + KT5)/5 DV: Biến độc lập dịch vụ. DV=(DV1 + DV2 + DV3 + DV4)/4
β0 … β5: Hệ số hồi qui riêng phần
4.4.1Phân tích tƣơng quan giữa các biến. Bảng 4.13 Ma trận tƣơng quan. Bảng 4.13 Ma trận tƣơng quan. CL GC GH KT DV QD CL Pearson Correlation 1 ,208 ** ,419** ,343** ,426** ,653** Sig. (2-tailed) 0,002 0 0 0 0 N 216 216 216 216 216 216 GC Pearson Correlation ,208 ** 1 ,265** ,471** ,511** ,658** Sig. (2-tailed) 0,002 0 0 0 0 N 216 216 216 216 216 216 GH Pearson Correlation ,419 ** ,265** 1 ,425** ,410** ,485** Sig. (2-tailed) 0 0 0 0 0 N 216 216 216 216 216 216 KT Pearson Correlation ,343 ** ,471** ,425** 1 ,610** ,677** Sig. (2-tailed) 0 0 0 0 0 N 216 216 216 216 216 216 DV Pearson Correlation ,426 ** ,511** ,410** ,610** 1 ,716** Sig. (2-tailed) 0 0 0 0 0 N 216 216 216 216 216 216 QD Pearson Correlation ,653 ** ,658** ,485** ,677** ,716** 1 Sig. (2-tailed) 0 0 0 0 0 N 216 216 216 216 216 216
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS-Phụ lục IV. Hệ số tƣơng quan Pearson đƣợc sử dụng để lƣợng hóa mức độ chặt chẽ của mối liên hệ tuyến tính giữa tất cả các biến định lƣợng. Bao gồm mối quan hệ giữa biến độc lập với các biến phụ thuộc và mối quan hệ giữa các biến độc lập với nhaụ
Giả thuyết không là hệ số tƣơng quan trong tổng thể bằng khơng. Hay nói cách khác khơng có mối quan hệ giữa các biến.
Trong bảng ma trận tƣơng quan, với mức ý nghĩa 0,01, mức ý nghĩa Sig. ở tất cả các ô đều nhỏ hơn 0,01. Do đó, có thể bác bỏ giả thuyết và kết luận là có mối quan hệ giữa các biến.
Kết quả từ ma trận tƣơng quan cũng cho thấy, biến phụ thuộc quyết định mua sản phẩm chữa cháy FM200 của cơng ty KIĐE có tƣơng quan chặt chẽ nhất với biến dịch vụ ( hệ số tƣơng quan 0,716). Ngồi ra có mối tƣơng quan cùng chiều giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập.
4.4.2Phân tích hồi qui lần một.
Kết quả phân tích sau khi chạy hồi qui:
Bảng 4.14 Tóm tắt mơ h nh hồi qui lần một.
Mơ hình
R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn SE
Durbin-Watson 1 ,902 ,814 ,809 ,18585 1,659
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS-Phụ lục IV.
Bảng 4.15 Anova của hồi qui lần một.
Mơ hình Tổng bình phƣơng df Trung bình bình phƣơng F Sig. 1 Hồi qui 31,723 5 6,345 183,688 ,000a
Phần dƣ 7,254 210 ,035
Tổng cộng 38,977 215
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS-Phụ lục IV. Trong bảng tóm tắt mơ hình, hệ số R2 hiệu chỉnh là 0,809. Có nghĩa là mức độ phù hợp của mơ hình là 80,9% hay mơ hình này giải thích đƣợc 80,9% quyết định mua sản phẩm chữa cháy FM200 của công ty KIĐE bởi 5 biến độc lập bao gồm chất lƣợng, giá cả, giao hàng, trình độ kỹ thuật và dịch vụ.19,1% cịn lại đƣợc giải thích bởi các biến khác khơng có trong mơ hình.
Trong bảng Anova, có kết quả kiểm định F là một phép kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mơ hình hồi qui tuyến tính tổng thể với giả thuyết khơng là mơ hình hồi quy tuyến tính khơng phù hợp hay các hệ số hồi qui đều bằng 0. Kết quả kiểm định cho thấy mức ý nghĩa Sig. =0,000<0,05 có nghĩa là mơ hình hồi qui là phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng đƣợc.
Bảng 4.16 Các thơng số thống kê của từng biến trong phƣơng tr nh của hồi qui lần một. trong phƣơng tr nh của hồi qui lần một.
Mơ hình Các hệ số chƣa chuẩn
hóa Các hệ số đã chuẩn hóa
t Sig. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Tƣơng quan Thống kê đa cộng tuyến B Error Std. Beta không Cấp Từng phần phần án Tolerance VIF 1 Hằng số ,112 ,130 ,861 ,390 DV ,170 ,033 ,213 5,098 ,000 ,716 ,332 ,152 ,510 1,962 CL ,344 ,030 ,393 11,375 ,000 ,653 ,617 ,339 ,743 1,346 GC ,237 ,024 ,348 9,750 ,000 ,658 ,558 ,290 ,697 1,435 GH ,037 ,030 ,043 1,240 ,216 ,485 ,085 ,037 ,722 1,384 KT ,191 ,033 ,230 5,776 ,000 ,677 ,370 ,172 ,559 1,788
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS-Phụ lục IV. Từ bảng các thông số thống kê của từng biến, biến giao hàng (GH) có tác động dƣơng vào biến quyết định mua (QD) hệ thống chữa cháy FM200 của công ty KIĐẸ Tuy nhiên nó khơng có ý nghĩa thống kê bởi vì kết quả kiểm định t của biến giao hàng có mức ý nghĩa Sig. =0,216 >0,05, nên biến này sẽ bị loại khỏi mơ hình hồi quị Thực hiện kiểm tra lại mơ hình hồi qui với bốn biến: Chất lƣợng, giá cả, trình độ kỹ thuật và dịch vụ.
4.4.3Phân tích hồi qui lần haị
Sau khi loại biến độc lập giao hàng và thực hiện hồi qui lần thứ hai, các kết quả nhƣ sau :
Bảng 4.17 Tóm tắt mơ h nh hồi qui lần haị
Mơ hình
R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn SE Durbin-Watson 1 ,901 ,813 ,809 ,18609 1,642
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS-Phụ lục IV.
Bảng 4.18 Anova của hồi qui lần haị
Mơ hình Tổng của bình phƣơng df Trung bình bình phƣơng
F Sig.
1 Hồi qui 31,670 4 7,918 228,642 ,000a
Phần dƣ 7,307 211 ,035 Tổng cộng 38,977 215
R hiệu chỉnh có giá trị khơng thay đổi sau khi loại đi biến giao hàng. Giá trị của R hiệu chỉnh là 0,809. Có nghĩa là mức độ phù hợp của mơ hình là 80,9% hay mơ hình này giải thích đƣợc 80,9% quyết định mua sản phẩm chữa cháy FM200 của công ty KIĐE bởi 4 biến độc lập bao gồm chất lƣợng, giá cả, trình độkỹ thuật và dịch vụ.19,1% cịn lại đƣợc giải thích bởi các biến khác khơng có trong mơ hình.
Kết quả của kiểm định F về độ phù hợp cuả mơ hình, có mức ý nghĩa là Sig.= 0,000 < 0,05. Do đó mơ hình hồi qui là phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử
dụng đƣợc.
Kết quả kiểm định Durbin Watson có giá trị 1,642 (1<1,642<3) do đó mơ hình khơng có tự tƣơng quan.
Bảng 4.19 Các thông số thống kê của từng biến trong phƣơng tr nh hồi quị
Mơ hình Các hệ số chƣa chuẩn hóa Các hệ số đã chuẩn hóa t Sig.
Tƣơng quan Thống kê đa cộng tuyến B Error Std. Beta không Cấp Từng phần phần án Tolerance VIF 1 (Hằng số) ,161 ,124 1,295 ,197 CL ,354 ,029 ,405 12,190 ,000 ,653 ,643 ,363 ,806 1,241 GC ,237 ,024 ,349 9,775 ,000 ,658 ,558 ,291 ,697 1,434 KT ,200 ,032 ,240 6,156 ,000 ,677 ,390 ,183 ,584 1,712 DV ,175 ,033 ,219 5,268 ,000 ,716 ,341 ,157 ,516 1,936
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS-Phụ lục IV. Ở bảng các thông số thống kê của từng biến trong phƣơng trình hồi qui có hệ số β0 là 0,161 tuy nhiên nó khơng có ý nghĩa thống kê vì kết quả kiểm định t của β0 có mức ý nghĩa Sig.=0,197>0,05. Do đó có thể loại β0 ra khỏi phƣơng trình.
Tham số ƣớc lƣợng Tolerance(Độ chấp nhận của biến) của các biến độc lập đều khá lớn và hệ số phóng đại phƣơng sai VIF( VIF là nghịch đảo của Tolerance) nhỏ hơn 2 nên có thể kết luận khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến.
Phƣơng trình hồi qui đƣợc rút ra nhƣ sau:
Nhân tố chất lƣợng có ảnh hƣởng lớn nhất đến quyết định chọn mua hệ thống chữa cháy FM200 của cơng ty KIĐẸ ên cạnh đó, các nhân tố nhƣ giá cả, trình độ kỹ thuật và dịch vụ cũng có ảnh hƣởng rất rõ ràng đến quyết định của ngƣời muạ
4.4.4Kiểm tra các vi phạm giả định hồi quị
4.4.4.1 Giả định liên hệ tuyến tính.
Giả định liên hệ tuyến tính đƣợc kiểm tra bằng biểu đồ phân tán Scatterplot cho phần dƣ chuẩn hóa và giá trị dự đốn chuẩn hóạ
H nh 4.4 Biểu đồ phân tán.
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS-Phụ lục IV. Biểu đồ phân tán Scatterplot cho thấy khơng có liên hệ gì giữa các giá trị dự đoán và phần dƣ, chúng phân tán ngẫu nhiên.
4.4.4.2 Giả định phương sai của sai số không đổị (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Sử dụng kiểm định White để kiểm định giả thuyết H0: phƣơng sai của sai số ngẫu nhiên của mơ hình khơng đổị Có thể kiểm định giả thuyết này bằng cách lập một mơ hình hồi qui phụ có dạng:
e = a0 + a1CL + a2GC + a3KT+ a4DV+ a5CL + a6GC + a7KT + a8DV + a9CL*GC*KT*DV + v
Với e2 là phần dƣ của mơ hình hồi qui lần haị
Sau khi chạy mơ hình hồi qui với các biến trong mơ hình, có đƣợc bảng kết quả:
Bảng 4.20 Tóm tắt mơ h nh hồi qui phụ.
Mơ hình
R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn SE Durbin-Watson 1 ,237 ,056 ,015 ,12412 1,697
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS-Phụ lục IV. Xét tích n*R2=216*0,056=12,096. Với R2 là kết quả lấy từ mơ hình hồi qui phụ (bảng 4.20).
Giá trị Chi-bình phƣơng với k bậc tự do(k=9), mức ý nghĩa 0,05 là 16,92 . Trong đó k là số hệ số của mơ hình khơng kể hệ số chặn.
So sánh : n*R2=12,096 < 16,92.
Kết luận : phƣơng sai của sai số ngẫu nhiên của mơ hình khơng đổị
4.4.4.3 Giả định về phân phối chuẩn của phần dư.
H nh 4.5 Biểu đồ tần số của phần dƣ chuẩn hóạ
Biểu đồ tần số của phần dƣ chuẩn hóa thể hiện phân phối phần dƣ xấp xỉ chuẩn với
trung bình Mean là -4,98*10-16 gần bằng giá trị 0 và độ lệch chuẩn là Std.Dev = 0,991 gần bằng giá trị 1. Nhƣ vậy, giả định về phân phối chuẩn của phần
dƣ không bị vi phạm.
H nh 4.6 Biểu đồ P-P của phần dƣ đã chuẩn hóạ
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS-Phụ lục IV. Biểu đồ P-P của phần dƣ đã chuẩn hóa cho thấy các điểm thực tế phân tán không quá xa đƣờng kỳ vọng. Do đó có thể kết luận phân phối của phần dƣ là gần chuẩn.
4.4.4.4 Giả định về tính độc lập của sai số( khơng có tương quan giữa các phần dư).
Giá trị đại lƣợng thống kê Durbin-Watson có giá trị 1,642 gần bằng và nhỏ hơn 2 (xem bảng 4.17), do đó phần dƣ khơng có tƣơng quan chuỗi bậc nhất với nhaụ
4.4.4.5 Giả định khơng có mối tương quan giữa các biến độc lập(đo lường đa cộng tuyến).
Nhƣ phân tích ở trên tham số ƣớc lƣợng Tolerance (Độ chấp nhận của biến) của các biến độc lập đều khá lớn và hệ số phóng đại phƣơng sai VIF (VIF là nghịch đảo của Tolerance) nhỏ hơn 2 (xem bảng 4.19) nên có thể kết luận khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến.
4.5 Kiểm định sự phù hợp của giả thuyết nghiên cứụ
Sau khi thực hiện phân tích hồi qui và phân tích ở trên, kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu nhƣ sau:
Giả thuyết H1: Thành phần chất lƣợng có quan hệ cùng chiều với quyết định lựa chọn mua của ngƣời mua đối với sản phẩm chữa cháy FM200 của Công ty KIĐẸ
Sau khi thực hiện hồi qui lần thứ hai, kiểm định t của giả thuyết H1 có mức ý nghĩa Sig. =0,000 < 0,05 do đó chấp nhận giả thuyết H1. Biến chất lƣợng đƣợc giữ lại trong mơ hình nghiên cứụ
Giả thuyết H2: Thành phần giá cả có quan hệ cùng chiều với quyết định lựa chọn mua của ngƣời mua đối với sản phẩm sản phẩm chữa cháy FM200 của Công ty KIĐẸ
Sau khi thực hiện hồi qui lần thứ hai, kiểm định t của giả thuyết H2 có mức ý nghĩa Sig. =0,000 < 0,05 do đó chấp nhận giả thuyết H2. Biến giá cả đƣợc giữ lại trong mơ hình nghiên cứụ
Giả thuyết H3: Thành phần giao hàng có quan hệ cùng chiều với quyết định lựa chọn mua của ngƣời mua đối với sản phẩm chữa cháy FM200 của Công ty KIĐẸ
Sau khi thực hiện hồi qui lần thứ nhất, kiểm định t của giả thuyết H3 có mức ý nghĩa Sig. =0,216 > 0,05 do đó khơng chấp nhận giả thuyết H3. Biến giao hàng bị loại ra khỏi mơ hình nghiên cứu do khơng có ý nghĩa thống kê. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Tuy nhiên điều này khơng có nghĩa là nhân tố giao hàng khơng có ảnh hƣởng đến quyết định mua hệ thống chữa cháy FM200 của cơng ty KIĐE vì giữa hai biến này vẫn có mối tƣơng quan với nhau khi phân tích tƣơng quan. Mặc khác giữa các biến độc lập khác và biến giao hàng cũng có tƣơng quan với nhau nên có thể hệ số của biến giao hàng khơng thể hiện chính xác tầm quan trọng của biến giao hàng.
Giả thuyết H4: Thành phần trình độ kỹ thuật có quan hệ cùng chiều với quyết định lựa chọn mua của ngƣời mua đối với sản phẩm chữa cháy FM200 của Công ty KIĐẸ
Sau khi thực hiện hồi qui lần thứ hai, kiểm định t của giả thuyết H4 có mức ý nghĩa Sig. =0,000 < 0,05 do đó chấp nhận giả thuyết H4. Biến trình độ kỹ thuật đƣợc giữ lại trong mơ hình nghiên cứụ
Giả thuyết H5: Thành phần dịch vụ có quan hệ cùng chiều với quyết định
lựa chọn mua của ngƣời mua đối với sản phẩm chữa cháy FM200 của Công ty KIĐẸ
Sau khi thực hiện hồi qui lần thứ hai, kiểm định t của giả thuyết H5 có mức ý nghĩa Sig. =0,000 < 0,05 do đó chấp nhận giả thuyết H5. Biến dịch vụ đƣợc giữ lại trong mơ hình nghiên cứụ
H nh 4.7 Mơ h nh sau khi thực hiện phân tích hồi quị
4.6 Kiểm định sự khác biệt trong quyết định mua hệ thống chữa cháy
FM200 của công ty KIĐẸ
Phƣơng pháp One-way Anova và Independent Sample T-test đƣợc sử dụng để phân tích và kiểm định sự khác biệt giữa các nhóm giới tính, nghề nghiệp và mục đích sử dụng trong quyết định mua hệ thống chữa cháy FM200 của công ty KIĐẸ
Giả thuyết H1: Khơng có sự khác biệt về quyết định mua hệ thống chữa cháy
FM200 của cơng ty KIĐE giữa các nhóm giới tính.
Nhân tố tác động đến quyết định chọn mua hệ thống chữa cháy
FM200 của công ty KIĐẸ Chất lƣợng
Giá cả
Trình độ kỹ thuật
Dịch vụ
Nhân tố tác động đến quyết định chọn mua hệ thống chữa cháy Nhân tố tác động đến quyết định
chọn mua hệ thống chữa cháy Nhân tố tác động đến quyết định
FM200 của công ty KIĐẸ +0,405
+0,349
+0,240
Giả thuyết H2: Khơng có sự khác biệt về quyết định mua hệ thống chữa cháy FM200 của cơng ty KIĐE giữa các nhóm nghề nghiệp.
Giả thuyết H3: Khơng có sự khác biệt về quyết định mua hệ thống chữa cháy FM200 của cơng ty KIĐE giữa các nhóm mục đích sử dụng.
4.6.1Kết quả kiểm định Independent sample T-test đối với nhóm giới tính Bảng 4.21 Kiểm định Independent sample T-test đối với giới tính. Bảng 4.21 Kiểm định Independent sample T-test đối với giới tính.
Levenés Test – Kiểm định phƣơng
sai bằng nhau
t-test – Kiểm định sự trung bình bằng nhau F Sig. t df Sig. (2-
tailed) Sự khác biệt trung bình Sự khác biệt sai số chuẩn QD Phƣơng sai đồng nhất 0,041 0,84 -0,905 214 0,366 -0,05298 0,05853 Phƣơng sai không đồng nhất -0,909 201,311 0,364 -0,05298 0,05828
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS-Phụ lục IV. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Kết quả kiểm định Levene về phƣơng sai bằng nhau có mức ý nghĩa là 0,840 > 0,05.
Kết luận hai phƣơng sai ở hai nhóm giới tính là khơng khác nhau(hay phƣơng sai đồng nhất).
Giá trị Sig. của kiểm định t có giá trị 0,366 > 0,05.