Phân tích hồi quy

Trọng số hồi quy

Mô hình

Hệ số chưa chuẩn hóa

Hệ số đã chuẩn hóa

t Sig.

Thố ng kê đa cộng tuyến B Std. Error Beta Hệ số Tolerance Hệ số VIF 1 (Hằ ng số ) -.080 .231 -.347 .729 AQ .202 .039 .259 5.185 .000 .804 1.243 SC .226 .030 .371 7.505 .000 .820 1.220 QUA .071 .026 .126 2.688 .008 .916 1.092 INT .237 .038 .286 6.248 .000 .954 1.049 CON .251 .042 .270 5.937 .000 .972 1.029

Nguồn: Kết quả phân tích SPSS 4.5.2.1. Kiểm định các giả đi ̣nh hồi quy

Phân tích hồi quy không chỉ là viê ̣c mô tả các dữ liê ̣u quan sát được mà có thể suy rộng mối liên hê ̣ giữa các biến trong tổng thể từ các kết quả quan sát được trong mẫu đó (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008, trang 211). Kết quả của mẫu suy rộng ra giá tri ̣ tổng thể cần phải đáp ứng các giả đi ̣nh cần thiết dưới đây:

- Giả đi ̣nh liên hê ̣ tuyến tính: giả đi ̣nh này sẽ được kiểm tra bằng biểu đồ phân tán Scatter giữa các phần dư chuẩn hóa (Regression Standardized Residual) trên tru ̣c tung và giá tri ̣ dự đoán chuẩn hóa trên tru ̣c hoành (xem hình 4.4).

Hình 4.4. Đờ thi ̣ Scatterplot giữa các phần dư và giá tri ̣ dự đoán

Kết quả cho thấy các giá tri ̣ phần dư được rải ngẫu nhiên xung quanh đường thẳng qua tung đô ̣ 0, không ta ̣o nên hình da ̣ng cu ̣ thể, cho thấy hầu như không có liên hệ gì giữa các giá tri ̣ dự đoán và phần dư. Do đó, giả đi ̣nh liên hê ̣ tuyến tính được thỏa mãn.

- Giả đi ̣nh phương sai sai số không đổi: Tương tự giả đi ̣nh liên hê ̣ tuyến tính, từ

biểu đồ phân tán Scatter giữa các phần dư và giá tri ̣ dự đoán (hình 4.4), ta nhâ ̣n thấy các phần dư được phân tán ngẫu nhiên quanh tru ̣c 0 (trong mô ̣t pha ̣m vi không đổi) nên không có cơ sở để nghi ngờ giả đi ̣nh phương sai của sai số không đổi đã bi ̣ vi phạm.

Để kết luâ ̣n chắc chắn hơn, ta thực hiê ̣n kiểm đi ̣nh tương quan ha ̣ng Spearman của giá tri ̣ tuyê ̣t đối phần dư và các biến đô ̣c lâ ̣p với giả thuyết H0 là hê ̣ số tương quan hạng của tổng thể = 0. Kết quả kiểm đi ̣nh tương quan ha ̣ng Spearman (bảng 4.14) cho thấy giá tri ̣ Sig. của các biến Chất lượng thông tin (AQ), Sự tín nhiê ̣m người đăng video (SC), Số lượng video (QUA), Số lượt tương tác (INT) và Tính nhất quán của thông tin (CON) đều lớn hơn 0.05 nên chúng ta không thể bác bỏ giả thuyết phương sai củ a sai số thay đổi, tức là giả đi ̣nh phương sai của sai số không đổi không bi ̣ vi phạm.

Bảng 4.14. Kết quả kiểm đi ̣nh hê ̣ số tương quan ha ̣ng Spearman

absIA AQ SC QUA INT CON

Hệ số tương quan hạng Spearman's rho a b s I A Correlation Coefficient 1.000 -.108 -.071 -.117 -.086 -.080 Sig. (2- tailed) .123 .311 .095 .220 .254 N 203 203 203 203 203 203

Nguồn: Kết quả phân tích SPSS

- Giả đi ̣nh không có tương quan giữa các phần dư: đa ̣i lượng thống kê Durbin -–

Watson (d) được sử du ̣ng để kiểm đi ̣nh tương quan chuỗi bâ ̣c nhất.

Vớ i mức ý nghĩa 5%, số biến đô ̣c lâ ̣p của mô hình là 5 và số quan sát 203, ta tra bảng Durbin - Watson được hai giá tri ̣ dU (tri ̣ số thống kê trên) = 1.820 và dL (tri ̣ số thống kê dưới) = 1.718. Đa ̣i lượng thống kê Durbin - Watson (d = 1.981) nằm trong khoảng dU đến 4 - dU (1.820 ; 2.180) nên ta chấp nhâ ̣n giả đi ̣nh không có tự tương quan

- Giả đi ̣nh phần dư có phân phối chuẩn: Từ bảng 4.15 và biểu đồ phân tán của phần dư ta ̣i hình 4.5 cho thấy phân phối dư xấp xỉ chuẩn (giá tri ̣ trung bình mean gần bằng 0 và đô ̣ lê ̣ch chuẩn Std. gần bằng 1). Như vâ ̣y, giả đi ̣nh phần dư có phân phối chuẩn không bị vi pha ̣m.

Kết quả từ biểu đồ tần số P-P plot (hình 4.6) cho thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vo ̣ng, nên ta có thể kết luâ ̣n là giả đi ̣nh về phân phối chuẩn không bi ̣ vi pha ̣m.

Bảng 4.15. Bả ng thống kê về phần dư

Giá tri ̣ nhỏ nhất

Giá tri ̣ lớn nhất

Giá tri ̣ trung bình Đô ̣ lê ̣ch chuẩn N Predicted Value 2.0755 4.3010 3.4647 .34590 203 Residual -.86257 .47755 .00000 .27944 203 Std. Predicted Value -4.016 2.418 .000 1.000 203 Std. Residual -3.048 1.688 .000 .988 203

Nguồn: Kết quả phân tích SPSS

Hình 4.5. Biểu đờ tần sớ Histogram

Hình 4.6. Biểu đờ tần sớ P-P plot

Ng̀n: Kết quả phân tích SPSS 4.5.2.2. Kiểm định độ phù hợp của mô hình và hiê ̣n tượng đa cộng tuyến

- Kiểm định đô ̣ phù hợp của mơ hình:

Theo Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), hệ số R2 hiệu chỉnh được sử dụng để phản ánh sát mức đô ̣ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính đa biến hơn R2

vì nó không phu ̣ thuô ̣c vào đô ̣ lê ̣ch phóng đa ̣i của R2 (R2 sẽ càng tăng khi tăng thêm số biến đô ̣c lâ ̣p vào mô hình trong khi R2 hiệu chỉnh sẽ không tăng).

Kết quả phân tích hồi quy bô ̣i (bảng 4.11) cho thấy R2 hiệu chỉnh = 0.595, nghĩa là mứ c đô ̣ phù hợp của mô hình là 59.5% hay sự tiếp nhâ ̣n thông tin từ các video UGC đánh giá smartphone trên YouTube (IA) được giải thích bởi các biến đô ̣c lâ ̣p Chất lượng thông tin (AQ), Sự tín nhiê ̣m người đăng video (SC), Số lượng video (QUA), Số lượt tương tác (INT) và Tính nhất quán của thông tin (INT) là 59.5%.

Kết quả từ bảng ANOVA (bảng 4.12) có tri ̣ số thống kê F = 60.370 với giá tri ̣ Sig. = 0.000 < 0.05 cho thấy ta có thể kết luâ ̣n rằng các biến đô ̣c lâ ̣p hiê ̣n có trong mô hình có thể giải thích cho sự thay đổi của biến phu ̣ thuô ̣c trên tổng thể với mức ý nghĩa 5%. Điều này cho thấy mô hình tác giả xây dựng là phù hợp với tâ ̣p dữ liê ̣u và có thể

- Hiện tươ ̣ng đa cô ̣ng tuyến: Từ kết quả đo lường đa cô ̣ng tuyến trong bảng 4.13

cho thấy hê ̣ số phóng đa ̣i phương sai VIF có giá tri ̣ từ 1.029 đến 1.243 < 10 nên đa ̣t yêu cầu. Vâ ̣y mô hình hồi quy không có hiê ̣n tượng đa cô ̣ng tuyến, mối quan hê ̣ giữa các biến đô ̣c lâ ̣p không ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mô hình.

4.5.2.3. Phương trình hồi quy

Phương trình hồi quy bô ̣i từ kết quả phân tích hồi quy dựa trên hê ̣ số beta chưa chuẩn hóa như sau:

IA = -.08 + 0.202*AQ + 0.226*SC + 0.071*QUA + 0.237*INT + 0.251*CON Biến phu ̣ thuô ̣c (Y): Sự tiếp nhâ ̣n thông tin từ các video UGC đánh giá smartphone trên YouTube. Biến đô ̣c lâ ̣p (Xi) : bao gồm các nhân tố Chất lượng thông tin (AQ), Sự tín nhiê ̣m người đăng video (SC), Số lượng video (QUA), Số lượt tương tác (INT) và Tính nhất quán của thông tin (CON).

Trong đó, nhân tố có ảnh hưởng ma ̣nh nhất là Sự tín nhiê ̣m người đăng video (SC) vớ i hê ̣ số beta chuẩn hóa = 0.371, thứ hai là Số lượt tương tác (INT) với hê ̣ số beta chuẩn hóa = 0.286, thứ ba là Tính nhất quán của thông tin (CON) với hê ̣ số beta chuẩn hóa = 0.270, thứ tư là Chất lượng thông tin (AQ) với hê ̣ số beta chuẩn hóa = 0.259, và cuối cùng là Số lượng video (QUA) với hê ̣ số beta chuẩn hóa = 0.126.

4.6. Kiểm định các giả thuyết và phân tích sự khác biệt

4.6.1. Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu có tác động đến sự tiếp nhận thông tin từ các video UGC đánh giá smartphone trên YouTube thông tin từ các video UGC đánh giá smartphone trên YouTube

Từ kết quả phân tích hồi quy bô ̣i, nghiên cứu đã tìm ra được 5 yếu tố có tác đô ̣ng đến sự tiếp nhâ ̣n thông tin từ các video UGC đánh giá smartphone trên YouTube của người tiêu dùng ta ̣i TP. HCM được trình bày ở hình 4.7.

Kết quả phân tích hồi quy bô ̣i cho thấy 5 yếu tố Chất lượng thông tin (AQ), Sự tín nhiệm người đăng video (SC), Số lượng video (QUA), Số lượt tương tác (INT) và Tính nhất quán của thông tin (CON) có tác đô ̣ng thuâ ̣n chiều đến Sự tiếp nhâ ̣n thông tin từ các video UGC đánh giá smartphone trên YouTube (IA). Do đó, các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5 lần lượt được chấp nhâ ̣n.

Sự tín nhiệm người đăng video Chất lượng thông tin

Số lượng video Sự tiếp nhận thơng tin Số lượt tương tác Tính nhất qn của thơng tin H1 (+) H2 (+) H2 (+) H3 (+) H4 (+) H5 (+)

Hình 4.7. Mơ hình nghiên cứu hoàn chỉnh

Cụ thể, từ kết quả phân tích hồi quy ở bảng 4.13, ta nhâ ̣n thấy:

H1: Chất lượng thơng tin có tác động thuận chiều (+) đến sự tiếp nhận thông tin trong video UGC trên YouTube. Vớ i hê ̣ số beta chuẩn hóa = 0.259 > 0 và Sig. = 0.000 cho thấy có quan hê ̣ thuâ ̣n chiều giữa yếu tố Chất lượng thông tin và Sự tiếp nhâ ̣n thông tin, giả thuyết H1 được chấp nhâ ̣n. Như vâ ̣y, khi người tiêu dùng nhâ ̣n thấy các video UGC đánh giá về smartphone trên YouTube mang la ̣i các thông tin tốt, xác thực, thuyết phu ̣c và đáp ứng đầy đủ được nhu cầu tìm kiếm thông tin của ho ̣ càng nhiều thì ho ̣ càng sẵn sàng tiếp nhâ ̣n các thông tin này.

H2: Sự tín nhiệm ngườ i đăng video có tác động thuận chiều (+) đến sự tiếp nhận thông tin trong video UGC trên YouTube. Hệ số beta chuẩn hóa = 0.371 > 0 cho thấy có quan hê ̣ thuâ ̣n chiều giữa yếu tố Sự tín nhiê ̣m người đăng video và Sự tiếp nhâ ̣n thông tin. Với giá tri ̣ Sig. = 0.000 < 0.05, giả thuyết H2 được chấp nhâ ̣n. Như vâ ̣y, khi người tiêu dùng càng tín nhiê ̣m người đăng video, cho rằng người đăng am hiểu về sản phẩm mà ho ̣ đánh giá và đáng tin câ ̣y thì người tiêu dùng càng dễ dàng tiếp nhận thông tin từ các video này.

H3: Số lượng video có tác động thuận chiều (+) đến sự tiếp nhận thông tin trong video UGC trên YouTube. Hệ số beta chuẩn hóa = 0.126 > 0 cho thấy có quan hê ̣ thuận chiều giữa Số lượng bài đăng và Sự tiếp nhâ ̣n thông tin. Với giá tri ̣ Sig. = 0.008 < 0.05, giả thuyết H3 được chấp nhâ ̣n. Như vâ ̣y, khi càng có nhiều video UGC đăng tải lên YouTube để đánh giá về cùng 1 sản phẩm thì sự tiếp nhâ ̣n thông tin từ các

H4: Số lượt tương tác có tác động thuận chiều (+) đến sự tiếp nhận thông tin trong video UGC trên YouTube. Vớ i hê ̣ số beta chuẩn hóa = 0.286 > 0, ta nhâ ̣n thấy có quan

hệ thuâ ̣n chiều giữa Số lượt tương tác và Sự tiếp nhâ ̣n thông tin. Giá tri ̣ Sig. = 0.000 < 0.05 nên giả thuyết H4 được chấp nhâ ̣n. Như vâ ̣y, khi mô ̣t video càng có nhiều lượt thích (like), bình luâ ̣n (comment) tích cực thì người tiêu dùng càng dễ dàng tiếp nhâ ̣n các thông tin từ video đó.

H5: Tính nhất qn của thơng tin có tác động thuận chiều (+) đến sự tiếp nhận thông tin trong video UGC trên YouTube. Vớ i hê ̣ số beta chuẩn hóa = 0.270 > 0, ta

nhận thấy Tính nhất quán của thông tin và Sự tiếp nhâ ̣n thông tin có quan hê ̣ thuâ ̣n chiều. Giá tri ̣ Sig. = 0.000 < 0.05 cho thấy giả thuyết H5 được chấp nhâ ̣n. Như vậy, khi các video đánh giá càng có nhiều ý kiến tương đồng với các video khác trên YouTube, cũng như với các thông tin đánh giá ở dưới da ̣ng văn bản, hình ảnh,… thì khả năng người tiêu dùng tiếp nhâ ̣n thông tin từ các video này càng tăng.

Kết quả kiểm đi ̣nh các giả thuyết được tóm tắt ở bảng 4.16.

Bảng 4.16. Tó m tắt kết quả kiểm đi ̣nh các giả thuyết Giả Giả

thuyết Nội dung Sig. VIF Kết

quả

H1 Chất lượng thơng tin có tác động thuận chiều (+) đến sự

tiếp nhận thông tin trong video UGC trên YouTube. .000 1.243

Chấp nhận H2

Sự tín nhiệm ngườ i đăng video có tác động thuận chiều (+) đến sự tiếp nhận thông tin trong video UGC trên

YouTube.

.000 1.220 Chấp nhận H3 Số lượng video có tác động thuận chiều (+) đến sự tiếp

nhận thông tin trong video UGC trên YouTube .008 1.092

Chấp nhận H4 Số lượt tương tác có tác động thuận chiều (+) đến sự

tiếp nhận thông tin trong video UGC trên YouTube .000 1.049

Chấp nhận H5

Tính nhất quán của thơng tin có tác động thuận chiều (+) đến sự tiếp nhận thông tin trong video UGC trên

YouTube

.000 1.029 Chấp nhận

Nguồn: Tác giả tự tổng hợp

Tó m la ̣i, từ các giả thuyết trình bày trong mô hình sau khi phân tích nhân tố, cùng với kết quả phân tích tương quan Pearson và phân tích hồi quy, các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5 đều được chấp nhâ ̣n.

4.6.2.1. Kiểm định sự khác biê ̣t theo giới tính

Để kiểm đi ̣nh xem các yếu tố tác đô ̣ng đến sự tiếp nhâ ̣n thông tin từ các video UGC đánh giá smartphone trên YouTube giữa nam giới và nữ giới có khác nhau không, tác giả tiến hành phương pháp kiểm đi ̣nh Independent Samples T-test. Kết quả kiểm đi ̣nh được trình bày ta ̣i phu ̣ lu ̣c 16.

Kiểm định Levene được tiến hành trước và cho thấy giá tri ̣ Sig. của các biến đều > 0.05 nên ta chấp nhâ ̣n giả thuyết hai phương sai hai mẫu bằng nhau. Do đó, ta đo ̣c kết quả kiểm đi ̣nh T-test ở dòng thứ 1 (Equal variances assumed).

Giá tri ̣ Sig. trong kiểm đi ̣nh T-test của các biến Chất lượng thông tin (AQ), Số lượng video (QUA), Số lượt tương tác (INT) và Sự tiếp nhâ ̣n thông tin (IA) đều > 0.05 nên không có cơ sở để kết luâ ̣n có sự khác biê ̣t về các yếu tố này giữa hai nhóm nam và nữ. Bên ca ̣nh đó, hai yếu tố Sự tín nhiê ̣m người đăng video (SC) và Tính nhất quán củ a thông tin (CON) có giá tri ̣ Sig. trong kiểm đi ̣nh T-test < 0.05 nên ta kết luâ ̣n rằng hai yếu tố Sự tín nhiê ̣m người đăng video và Tính nhất quán của thông tin có sự khác biệt giữa hai nhóm nam và nữ.

Cụ thể, dựa theo giá tri ̣ trung bình mẫu, nữ giới có sự tín nhiê ̣m người đăng video cao hơn và chú trọng tính nhất quán của thông tin hơn so với nam giới. Điều này là hợp

lý vì theo Bae và Lee (2011), trích từ Fan và Miao (2012), nữ giới có xu hướng tin tưởng và tín nhiê ̣m người đăng thông tin đánh giá sản phẩm nhiều hơn so với nam giớ i. Bên ca ̣nh đó, Hupfer và Detlor (2006), trích từ Bae và Lee (2011) cũng nhâ ̣n đi ̣nh rằng trong khi nam giới có xu hướng cho ̣n lo ̣c và xử lý thông tin mô ̣t cách tiết kiệm thời gian và nỗ lực thì nữ giới có xu hướng tìm kiếm, xem xét càng nhiều thông tin đánh giá sẵn có về sản phẩm hơn so với nam giới và thường chủ đô ̣ng so sánh, đánh giá các thông tin thu thâ ̣p được với nhau hơn so với nam giới. Do đó, nữ giới có xu hướng chú tro ̣ng tính nhất quán của thông tin hơn so với nam giới.

4.6.2.2. Kiểm định sự khác biê ̣t theo tuổi tác

Trong nghiên cứu này, đối tượng khảo sát tâ ̣p trung ở hai nhóm tuổi 18 - 23 và 24 - 34 nên tác giả thực hiê ̣n kiểm đi ̣nh Independent Samples T-test để kiểm tra xem có

sự khác biê ̣t về các nhân tố ảnh hưởng đến Sự tiếp nhâ ̣n thông tin từ các video UGC đánh giá smartphone trên YouTube hay không. (xem thêm ta ̣i phu ̣ lu ̣c 17).

Kết quả phân tích Levene về phương sai đồng nhất cho thấy giá tri ̣ Sig. của các yếu tố đều > 0.05 nên ta chấp nhâ ̣n giả thuyết phương sai hai mẫu không khác biê ̣t. Do đó, ta đo ̣c kết quả kiểm đi ̣nh T-test ở dòng thứ 1 (Equal variances not assumed). Kết quả kiểm đi ̣nh T-test cho thấy, yếu tớ Tính nhất quán của thơng tin (CON) có giá trị Sig = 0.504 > 0.05 nên không có cơ sở bác bỏ giả thuyết "không có sự khác biê ̣t về tính nhất quán của thông tin giữa hai nhóm tuổi 18 - 23 và 24 - 34 ". Còn lại, các yếu tố Chất lượng thông tin (AQ), Sự tín nhiê ̣m người đăng video (SC), Số lượng video (QUA), Số lượt tương tác (INT) và Sự tiếp nhâ ̣n thông tin (IA) đều có giá tri ̣