Biến
Thống kê đa cộng tuyến
Độ chấp
nhận của biến
Hệ số phóng
đại phương sai (VIF)
EX 0.901 1.109
IN 0.733 1.364
RA 0.716 1.398
Giá trị lớn nhất của hệ số phóng đại phương sai ở bảng trên là 1.398 nhỏ hơn 10 rất nhiều nên chứng tỏ giữa các biến độc lập khơng có sự tương quan lẫn nhau. Nghĩa là giả thuyết thứ nhất: khơng có đa cộng tuyến được đảm bảo.
Các hồi quy thứ 2, và thứ 3 là các hồi quy đơn nên không cần phải thực hiện kiểm tra giả định này.
4.1.1.2. Giả định về liên hệ tuyến tính phương sai bằng nhau.
Chúng ta xem xét đồ thị phân tán giữa giá trị phần dư đã chuẩn hóa và giá trị dự đốn đã chuẩn hóa mà hồi quy cho ra để kiểm tra giả định liên hệ tuyến tính và phương sai khơng đổi có thỏa mãn hay khơng.
Hình 4.1. Biểu đồ phân tán phần dư
Quan sát hình 4.1, ta thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đường đi qua tung độ 0 chứ không tạo thành một hình
dạng nào cả. Do đó giả định về liên hệ tuyến tính và phương sai bằng nhau
của hồi quy thứ nhất không bị vi phạm.
Tương tự đối với biểu đồ phân tán của hồi quy 2 và 3, phần dư phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đường đi qua tung độ 0 chứ
khơng tạo thành một hình dạng nào cả (xem phụ lục 9). Do đó giả định về liên hệ tuyến tính và phương sai bằng nhau của các hồi quy này không bị vi phạm.
4.1.1.3. Giả định về phân phối chuẩn của các phần dư
Biểu đồ tần số của phần dư sẽ được dùng để kiểm tra phân phối chuẩn của phần dư. Nếu có phân phối chuẩn, nó sẽ có trung bình bằng 0 và độ lệch chuẩn bằng 1.
Hình 4.2. Biểu đồ tần số phần dư
Với hình 4.2, nếu chỉ nhìn bằng mắt thường thì thấy dường như khơng
đảm bảo phân phối chuẩn. Tuy nhiên, trên hình vẽ có kèm theo giá trị trung
bình là cực kỳ nhỏ, gần bằng 0 và độ lệch chuẩn là 0.996, tức gần bằng 1. Như vậy, có thể nói phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn.
Kết quả tương tự cho các hồi quy còn lại (xem phụ lục 9). Kết luận, cả 3 hồi quy đều thỏa mãn một cách tương đối giả thuyết về phân phối chuẩn
của phần dư.
4.1.1.4. Giả định về tính độc lập của phần dư
Kiểm định Dubin – Watson sẽ cho phép đánh giá về tính độc lập của các phần dư. Trong hồi quy thứ nhất với số biến độc lập là 3 và số quan sát
353, giá trị dU có thể lấy là 1.604; do đó 4 – dU = 2.396. Trong khi đó d1 = 1.653, dễ thấy dU < 1.653 < 4 – dU cho nên chấp nhận giả thuyết khơng có tự tương quan chuỗi bậc nhất ở hồi quy này.
Trong hồi quy thứ hai với số biến độc lập là 1 và số quan sát 353, giá trị dU có thể lấy là 1.562; do đó 4 – dU = 2.438. Trong khi đó d2 = 1.758, dễ thấy dU < 1.758 < 4-dU cho nên chấp nhận giả thuyết khơng có tự tương quan chuỗi bậc nhất ở hồi quy này.
Trong hồi quy thứ ba với số biến độc lập là 1 và số quan sát 353, giá trị dU có thể lấy là 1.684; do đó 4 – dU = 2.438 . Trong khi đó d3 = 1.881, dễ thấy dU < 1.881 < 4-dU cho nên chấp nhận giả thuyết khơng có tự tương quan chuỗi bậc nhất ở hồi quy này.
Vậy, khơng có tự tương quan chuỗi bậc nhất ở cả ba hồi quy được
phân tích trong nghiên cứu. Giá trị Dubin – Watson của các hồi quy có thể
được xem trong phần phụ lục 9.
4.1.2. Đánh giá sự phù hợp của mơ hình hồi quy
Hồi quy thứ nhất có R2 hiệu chỉnh là 0.508 cho thấy sự biến thiên của sự tin tưởng vào eWOM được giải thích 50.8% bởi các biến độc lập EX, IN, RA. Đây là một con số khá cao, và mơ hình hồi quy này phù hợp với tập dữ liệu mẫu.
Tuy nhiên, để xem xét sự phù hợp của mơ hình hồi quy tổng thể, ta dùng đến kiểm định F để kiểm định xem giá trị R2 có ý nghĩa thống kê hay khơng, với độ tin cậy 95%.
Bảng 4.2. Kiểm định sự phù hợp của mơ hình hồi quy
Mơ hình R R2 R2 hiệu chỉnh F Sig.
Hồi quy 1 (CR) 0.716 0.512 0.508 122.144 0.000
Hồi quy 2 (AD) 0.847 0.717 0.717 890.865 0.000
Với những giá trị ở bảng 4.2. cho thấy cả 3 mơ hình hồi quy trong
nghiên cứu này đều phù hợp với dữ liệu mẫu và đạt được sự phù hợp của mơ hình hồi quy tổng thể, với độ tin cậy 95%. R2 cho biết mức độ giải thích của các biến độc lập trong mơ hình đối với biến phụ thuộc. Còn lại 1 – R2 là do sai số và do các yếu tố chưa đưa vào mơ hình.
Trong mơ hình hồi quy thứ nhất (CR), các biến độc lập đã giải thích
được 50.8% biến phụ thuộc. Đây là một hồi quy khá đơn giản với chỉ 3 biến độc lập là Sự tinh thông (CR), Sự tham gia (IN) và Sự gắn kết (RA). Mức độ
tác động của từng biến cũng như ý nghĩa thống kê của các tác động này sẽ
được bàn luận trong phần sau.
Ở mơ hình hồi quy thứ hai (AD), biến Sự tin tưởng vào eWOM đã giải
thích được 71.7% Sự thừa nhận eWOM. Chỉ một biến duy nhất đã giải thích
được đến hơn 70%, mức độ này là có hợp lý? Điều này sẽ được thảo luận ở
phân tích kết quả.
Mơ hình thứ ba (IP) cũng là một hồi quy đơn. Mức độ giải thích của biến độc lập AD (Sự thừa nhận eWOM) đối với biến Dự định mua mỹ phẩm
trực tuyến không cao như hồi quy đơn (AD) nhưng cũng đạt được ý nghĩa
thống kê thông qua kiểm định F. Biến AD đã giải thích được 35.1% biến PI. Bên cạnh đó, để đánh giá mức độ phù hợp của tồn bộ mơ hình
nghiên cứu này, chúng ta cần phải tính hệ số phù hợp tổng hợp (R2M). R2M = 1 – (1 – R21)* (1 – R22)* (1 – R23)
R2M = 1 – (1 – 0.508)*(1 – 0.717)*(1 – 0.351) = 0.9096
Như vậy, kết quả cho thấy tất cả 3 mơ hình hồi quy cũng như tồn bộ mơ hình nghiên cứu đều có sự phù hợp khá cao.
4.1.3. Kiểm định ý nghĩa thống kê của các hệ số hồi quy
Kiểm định t được thực hiện để đánh giá ý nghĩa thống kê của các hệ số hồi quy. Giả thuyết của kiểm định này là H0: biến độc lập khơng có tác động lên biến phụ thuộc. Giả thuyết này bị bác bỏ khi sig. < 0.05.
Theo bảng dưới đây, chúng ta có đủ cơ sở và đủ tự tin để bác bỏ H0, sự tham gia (IN) và sự gắn kết (RA) có tác động có ý nghĩa thống kê lên biến sự tin tưởng vào eWOM. Đối với biến sự tinh thông (EX), tuy mức độ tác
động thấp nhưng vẫn đủ cơ sở để bác bỏ H0 và hơn nữa có đầy đủ cơ sở
thống kê để chứng tỏ sự tác động ngược chiều của EX lên CR.
Bảng 4.3. Kiểm định hệ số hồi quy của mơ hình hồi quy 1(CR) Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Hệ số tương quan riêng B Sai lệch chuẩn Beta Hằng số 1.560 0.185 8.417 0.002 EX -0.063 0.030 -0.082 -2.084 0.038 -0.111 IN 0.519 0.038 0.592 13.555 0.000 0.587 RA 0.133 0.036 0.162 3.662 0.000 0.192
Tóm lại, trong mơ hình thứ nhất (CR) cả 3 biến tác động có ý nghĩa thống kê lên CR là Sự tham gia (IN), Sự gắn kết (RA) và Sự tinh thông (EX).
Đối với mơ hình hồi quy thứ 2 (AD), hằng số bị loại ra khỏi mơ hình
vì có sig. <0.05. Việc loại bỏ có hợp lý hay và mức độ hợp lý tới đâu sẽ được trình bày trong phần thảo luận. Đối với biến Sự tin tưởng vào eWOM (CR), nó có đầy đủ ý nghĩa thống kê trong việc tác động đến Sự thừa nhận eWOM
Bảng 4.4. Kiểm định hệ số hồi quy của mơ hình hồi quy 2(AD)
Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số
chuẩn hóa t Sig. B Sai lệch chuẩn Beta Hằng số 0.216 0.116 1.860 0.064 CR 0.933 0.031 0.847 29.847 0.000
Hằng số và hệ số hồi quy của biến AD trong mơ hình hồi quy thứ 3 (PI) có đầy đủ ý nghĩa thống kê vì thỏa điều kiện sig. < 0.005 nên đủ cơ sở bác bỏ giả thuyết cho rằng các con số này bằng 0.
Bảng 4.5. Kiểm định hệ số hồi quy của mơ hình hồi quy 3(PI)
Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số
chuẩn hóa t Sig. B Sai lệch chuẩn Beta Hằng số 1.055 0.165 6.391 0.000 AD 0.612 0.044 0.592 13.768 0.000
4.2. KIỂM ĐỊNH CHOW GIỮA HAI HỒI QUY
Kiểm định Chow cho phép kiểm định độ ổn định cấu trúc của các mơ hình hồi quy, hay so sánh hai hồi quy với nhau. Trong nghiên cứu này, kiểm
định Chow dùng để so sánh giữa nhóm người được đào tạo hoặc làm việc ở
lĩnh vực y – dược – hóa với nhóm người được đào tạo hoặc làm việc ở lĩnh
vực khác, trong mối tương quan giữa sự thừa nhận eWOM và dự định mua mỹ phẩm trực tuyến.
Bước thứ nhất, thực hiện phân tích hồi quy cho tất cả các quan sát để xác định tổng bình phương của các phần dư (RSSp) gọi là S1. Bước này đã thực hiện trong hồi quy số 3.
Bước thứ hai, ước lượng riêng biệt cho từng nhóm và tìm các tổng bình phương của các phần dư (RSS1 và RSS2). Tính tổng của hai đại lượng RSS này, đặt là S2 = RSS1 và RSS2.
Bước thứ ba, xác định F tính tốn (Ftt) bằng cơng thức sau:
với p là số các thông số ước lượng
Bước thứ tư, nếu Ftt vượt quá giá trị tới hạn F(p, n-2p) tại mức ý nghĩa 5%, ta bác bỏ giả thuyết rằng các hồi quy là giống nhau.
Trước hết tiến hành kiểm định Chow để so sánh giữa nhóm người được đào tạo ở lĩnh vực y – dược – hóa với nhóm người được đào tạo ở lĩnh
vực khác, trong mối tương quan giữa sự thừa nhận eWOM và dự định mua mỹ phẩm trực tuyến.
Dựa vào kết quả phân tích hồi quy được đính kèm ở phụ lục 9 và 10, ta có bảng 4.6.
Bảng 4.6. Kiểm định Chow cho lĩnh vực được đào tạo
Lĩnh vực được đào tạo n Tổng bình phương của các phần dư
(RSS)
Tất cả 353 250.693
Y – dược – hóa 43 12.026
Do đó, Ftt = 28.05 Mà F (2,349) = 2.9957
Dễ thấy Ftt > F (2,349) cho nên hai hồi quy là khác nhau. Như vậy, nhìn vào trọng số hồi quy ở phụ lục 10 cho thấy rằng nhóm những người được đào tạo trong lĩnh vực Y – Dược – Hóa là những người ít bị tác động bởi
eWOM nhất.
Tiếp tục tiến hành kiểm định Chow để so sánh giữa nhóm người cơng tác ở lĩnh vực y – dược – hóa với nhóm người cơng tác ở lĩnh vực khác,
trong mối tương quan giữa sự thừa nhận eWOM và dự định mua mỹ phẩm trực tuyến.
Dựa vào kết quả phân tích hồi quy được đính kèm ở phụ lục 9 và 10, ta có bảng 4.7.
Bảng 4.7. Kiểm định Chow cho lĩnh vực công tác
Lĩnh vực công tác n Tổng bình phương của các phần dư
(RSS)
Tất cả 353 250.693
Y – dược – hóa và trang
điểm 69 18.999
Khác 284 160.654
Do đó, Ftt = 69.0024 Mà F (2,349) = 2.9957
Dễ thấy Ftt > F (2,349) cho nên hai hồi quy là khác nhau. Như vậy, ở đây cũng cho ta một kết luận tương tự. Khi nhìn vào trọng số hồi quy ở phụ lục 10 cho thấy rằng nhóm những người hoạt động chuyên môn trong các lĩnh
vực y – dược – hóa và trang điểm là những người ít bị tác động bởi eWOM nhất.
4.3. THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Bằng những kiểm định về các giả định, sự phù hợp mơ hình và kiểm
định ý nghĩa thống kê của các hệ số hồi quy ở trên, đã tạo cơ sở cho việc tiến
hành phân tích kết quả hồi quy. Tất cả 3 mơ hình đều đáp ứng các giả định đảm bảo cho một ước lượng vững và hiệu quả.
Như vậy, hồi quy mẫu đã đại diện tốt cho hồi quy tổng thể (vì thỏa 5 giả định của một ước lượng theo phương pháp tổng bình phương bé nhất đối với hồi quy thứ nhất và 4 giả định đối với hồi quy thứ 2 và 3). Hệ số xác định mơ hình được kiểm định có ý nghĩa thống kê. u cầu cuối cùng của
hồi quy mẫu là phục vụ cho mục tiêu nghiên cứu. Do đó, phần này sẽ đi vào thảo luận và kiểm định các giả thuyết nghiên cứu.
Đối với mơ hình thứ nhất, phương trình hồi quy tuyến tính có thể được viết như sau:
Sự tin tưởng eWOM (CR) = 1.56 - 0.063*EX + 0.519*IN + 0.133*RA.
Trước hết, nhìn vào hệ số tương quan riêng, ta thấy biến Sự tham gia
(IN) có tác động đến CR mạnh nhất trong 3 biến độc lập (0.587). Trong điều
kiện các yếu tố khác không đổi, nhìn vào hệ số hồi quy riêng phần ta cũng thấy IN thay đổi 1 lần thì sẽ làm cho CR thay đổi 0.519 lần. Tức là khi chúng ta càng tăng mức độ tham gia lên thì chúng ta càng tin tưởng vào eWOM hơn. Điều này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Fan & Miao (2012).
Và đây cũng là một thực tế dễ thấy, chúng ta tăng mức độ tham gia
nghĩa là chúng ta đang có động lực để tìm kiếm eWOM. Động lực ấy làm cho chúng ta có được một lượng eWOM phong phú hơn và do vậy có khả năng tìm ra eWOM mà mình cho là thật, là chính xác. Nói tóm lại, chúng ta có đầy đủ cơ sở khoa học và đầy đủ ý nghĩa thống kê trong việc chấp nhận
giả thuyết H2: Mức độ của sự tham gia càng cao thì sự tin tưởng vào
eWOM càng cao.
RA tác động lên sự tin tưởng vào eWOM ở mức độ thấp hơn nhiều so với IN. Một thay đổi của RA làm sự tin tưởng vào eWOM thay đổi không nhiều. Tuy nhiên điều quan trọng là nó có tác động thuận chiều lên Sự tin
tưởng vào eWOM (CR). Cũng giống như IN, chúng ta có đầy đủ cơ sở khoa
học và cơ sở thống kê để tự tin chấp nhận giả thuyết H3: Sự gắn kết trong
mối quan hệ giữa người tiếp nhận và người phát biểu eWOM càng cao thì mức độ của sự tin tưởng vào eWOM càng cao.
Biến EX khơng những có giá trị lý thuyết và thực tế mà cũng đầy đủ ý nghĩa thống kê, dù nó tác động yếu nhất trong 3 biến. Phần nghiên cứu định tính bằng thảo luận nhóm và kết quả nghiên cứu của các nghiên cứu trước cũng cho thấy Sự tinh thơng (EX) có tác động đến Sự tin tưởng vào eWOM
(CR).
Thực tế cho thấy, những nhà nghiên cứu ở các viện tế bào, người bào chế công thức mỹ phẩm, những chuyên gia trang điểm dày dặn kinh nghiệm khó lịng có thể tin vào một lời truyền miệng. Với họ, rất nhiều khả năng lời truyền miệng này không đủ chắc chắn về mặt lý luận hoặc với họ nó thật ngây ngơ. Do vậy mà nó khó mà có thể thuyết phục được những đối tượng có mức độ tinh thông cao này, nhất là lại thông qua môi trường mạng.
Kết quả nghiên cứu của Fan & Miao (2012) cũng ủng hộ cho giả
thuyết H1: Sự tinh thơng của khách hàng có tương quan nghịch với sự tin
tưởng vào eWOM.
Bansal & Voyer (2000) trong một nghiên cứu cũng đã chỉ ra rằng mức
độ tinh thơng càng cao thì càng khơng tin vào eWOM vì những hiểu biết sâu
sắc của họ.
Do đó, giả thuyết H1 được chấp nhận trong nghiên cứu này với mức ý nghĩa 95%.
Kết luận: Mơ hình thứ nhất cho ta cơ sở khoa học và thống kê chấp
nhận 3 giả thuyết ban đầu H1, H2 và H3. Trong đó, Sự tham gia (IN) có mức
độ tác động lớn nhất và thuận chiều đến Sự tin tưởng vào eWOM (CR). Sự
gắn kết (RA) cũng tác động cùng chiều lên CR nhưng mức độ thấp hơn IN
rất nhiều. Trái ngược lại IN và RA, Sự tinh thông (EX) tác động ngược chiều lên CR. Do vậy, chiều hướng tác động của cả 3 biến EX, IN và RA giống như dấu kỳ vọng ban đầu.
Phương trình hồi quy tuyến tính của mơ hình thứ hai có thể được viết