Model Summaryb Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 .649a .421 .419 .49283 1.995 a. Biến độc lập: TD b. Biến phụ thuộc: YD ANOVAb Model Sum of
Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 38.038 1 38.038 156.612 .000a
Residual 52.219 215 .243
Total 90.257 216
a. Biến độc lập: TD b. Biến phụ thuộc: YD
Coefficientsa
Model
Hệ số hồi qui chưa chuẩn hoá Hệ số hồi qui chuẩn hoá t Sig. Collinearity Statistics B Độ lệch
chuẩn Beta Tolerance VIF
1 Hằng số .925 .113 8.171 .000
Thái độ đối với
hàng giả (TD) .615 .049 .649 12.514 .000 1.000 1.000
a. Biến phụ thuộc: hành vi đối với hàng giả (YD).
(Nguồn: Số liệu phân tích dữ liệu bằng SPSS)
4.6.2.3. Kiểm định các giả định hồi quy
- Giả định khơng có tương quan giữa các phần dư
Kết quả phân tích hồi quy bội cho thấy giá trị d = 1.995 (bảng 4.11 Model Summaryb) nằm trong vùng chấp nhận nên khơng có tương quan giữa các phần dư. Như vậy, giả định khơng có tương quan giữa các phần dư không bị vi phạm.
Kết luận, mơ hình hồi quy tuyến tính trên có thể sử dụng được.
- Giả định phương sai của sai số không đổi
Kết quả kiểm định tương quan hạng Spearman cho thấy giá trị sig của biến TD với giá trị tuyệt đối của phần dư (ABS2) là 0.074 (> 0.05). Nghĩa là phương sai của sai số không đổi. Như vậy, giả định phương sai của sai số không đổi không bị vi phạm.
Bảng 4.12 : Kết quả kiểm định tương quan hạng Spearman
ABS2 TD
Spearman's rho ABS2 Correlation Coefficient 1.000 -.121
Sig. (2-tailed) . .074
N 217 217
TD Correlation Coefficient -.121 1.000
Sig. (2-tailed) .074 .
N 217 217
(Nguồn: Số liệu phân tích dữ liệu bằng SPSS)
- Giả định phần dư có phân phối chuẩn
Kiểm tra biểu đồ phân tán của phần dư cho thấy phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn (trung bình mean gần = 0 và độ lệch chuẩn Std. = 0.998 tức là gần bằng 1). Như vậy, giả định phần dư có phân phối chuẩn khơng bị vi phạm.
Hình 4.3: Biểu đồ tần số Histogram
- Giả định liên hệ tuyến tính
Kiểm tra bằng biểu đồ phân tán scatter cho phần dư chuẩn hóa (Standardized residual) và giá trị dự dốn chuẩn hóa (Standardized predicted value). Kết quả cho thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên qua đường thẳng qua điểm 0, không tạo thành một hình dạng nào cụ thể. Như vậy, giả định liên hệ tuyến tính được thỏa mãn.
Hình 4.4: Biểu đồ phân tán phần dư
(Nguồn: Số liệu phân tích dữ liệu bằng SPSS)
4.6.2.4. Đánh giá độ phù hợp, kiểm định độ phù hợp của mơ hình
- Đánh giá độ phù hợp của mơ hình
Hệ số R² điều chỉnh (Adjusted R Square) bằng 0.419 tại Bảng 4.11 Model Summaryb, nghĩa là mức độ phù hợp của mơ hình là 41.90%. Có thể nói thái đối đối với hàng giả tác động mạnh đến ý định mua hàng giả.
- Kiểm định độ phù hợp của mơ hình
Kết quả nhận được từ Bảng 4.11 ANOVAb cho thấy trị thống kê F với giá trị Sig. rất nhỏ (= 0.000 < 0.05) cho thấy sẽ an toàn bác bỏ giả thiết H0. Như vậy, có thể kết luận rằng mơ hình hồi qui bội thỏa mãn các điều kiện đánh giá và kiểm định độ phù hợp cho việc rút ra các kết quả nghiên cứu.
4.6.2.5. Phương trình hồi quy tuyến tính đơn
Với tập dữ liệu thu được trong phạm vi nghiên cứu của đề tài và dựa vào bảng kết quả hồi quy tuyến tính bội tại Bảng 4.11 Coefficientsa, phương trình hồi quy tuyến tính diễn tả ảnh hưởng của thái đối đối với hàng giả đến ý định mua hàng giả như sau:
YD = 0.925 + 0.615*TD
Trong đó:
- Biến độc lập (TD): thái đối đối với hàng giả
- Biến phụ thuộc (YD): ý định hành vi mua hàng giả.
4.7. Tổng kết kết quả nghiên cứu
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy thái đối đối với hàng giả (TD) chịu tác động thuận chiều của nhân tố chuẩn chủ quan (CQ) và chịu tác động nghịch chiều của 4 nhân tố: tính chính trực (CT), cảm nhận rủi ro (RR), sự thỏa mãn cá nhân (TM) và mối tương quan giá cả - chất lượng (GC). Do đó, các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5 được chấp nhận. Trong đó tác động mạnh nhất và nghịch chiều đến thái độ đối với hàng giả là nhân tố mối tương quan giá cả - chất lượng (GC) với hệ số Beta chuẩn hóa là 0.304, tiếp đến là nhân tố chuẩn chủ quan (CQ) với hệ số Beta chuẩn hóa là 0.252, tiếp đến lần lượt là các nhân tố cảm nhận rủi ro (RR), tính chính trực (CT) và tác động yếu nhất đến thái đối đối với hàng giả là sự thỏa mãn cá nhân (TM).
Kết quả phân tích hồi quy cũng cho thấy ý định mua hàng giả (YD) chịu tác động thuận chiều của nhân tố thái độ đối với hàng giả (TD). Do đó, giả thuyết H6 được chấp nhận.
Hình 4.5: Mơ hình kết quả nghiên cứu (chuẩn hố)
(Nguồn: Số liệu phân tích dữ liệu bằng SPSS)
Kết quả kiểm định các giả thuyết được trình bày cụ thể ở Bảng 4.13:
MỐI TƯƠNG QUAN GIÁ CẢ - CHẤT LƯỢNG CẢM NHẬN RỦI RO TÍNH CHÍNH TRỰC SỰ THOẢ MÃN CỦA CÁ NHÂN CHUẨN CHỦ QUAN THÁI ĐỘ TIÊU DÙNG HÀNG GIẢ THƯƠNG HIỆU
HÀNH VI MUA HÀNG GIẢ THƯƠNG HIỆU - 0.144 + 0.252 - 0.147 - 0.216 - 0.304 + 0.649