CHƯƠNG 4 : PHÂN TÍCH KẾT QUẢ KHẢO SÁT
4.3 Phân tích tác động của Dễ sử dụng, Hữu ích, Rủi ro, Chi phí đối với Thái độ:
4.3.2 Phân tích hồi quy:
4.3.2.1 Kiểm tra các giả định của mơ hình hồi quy:
Trước khi phân tích kết quả hồi qui, các giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tính cần được kiểm tra:
- Giả định liên hệ tuyến tính
- Khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập - Phương sai của phân phối phần dư là khơng đổi
- Các phần dư có phân phối chuẩn
a. Giả định liên hệ tuyến tính:
Đồ thị phân tán giữa các phần dư và giá trị dự đốn của mơ hình hồi qui tuyến tính được sử dụng để kiểm định giả định liên hệ tuyến tính (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Hồng Ngọc, 2008). Với phần dư trên trục tung và giá trị dự đốn trên trục hồnh, đồ thị phân tán giữa các phần dư và giá trị dự đoán cho thấy các giá trị được phân phối một cách ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đi qua tung độ 0 (xem phụ
lục 5: Phân tích hồi qui 1). Do đó, giả định liên hệ tuyến tính được thỏa mãn.
b. Kiểm tra khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập:
Dấu hiệu của đa cộng tuyến là hệ số VIF vượt quá 10 (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Hồng Ngọc, 2008). Từ bảng 4-5, tất cả các giá trị VIF của các biến độc lập đều từ 1.092 đến 1.326, nghĩa là giá trị VIF nhỏ hơn 10. Hơn nữa, từ bảng 4-4, giá trị tuyệt đối của các hệ số tương quan giữa các biến độc lập đối với nhau trong khoảng (0.1; 0.5) là khơng cao. Do đó, có thể kết luận là khơng có hiện tượng cộng tuyến giữa các biến độc lập Dễ sử dụng, Hữu ích, Rủi ro, Chi phí.
Bảng 4-5: Hệ số phương trình - hồi qui 1
Kiểu mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Hệ số tương quan Đa cộng tuyến B Độ lệch chuẩn Beta Từng phần Độ chấp nhận VIF 4 (Hằng số) 3.020 0.287 10.512 0.000 Rủi ro -0.323 0.042 -0.384 -7.721 0.000 -0.452 0.877 1.140 Hữu ích 0.325 0.055 0.315 5.863 0.000 0.359 0.754 1.326 Dễ sử dụng 0.167 0.047 0.189 3.571 0.000 0.228 0.779 1.284 Chi phí -0.102 0.037 -0.133 -2.735 0.007 -0.177 0.916 1.092
c. Kiểm tra phương sai của phân phối phần dư là khơng đổi:
(Hồng Trọng và Chu Nguyễn Hồng Ngọc, 2008). Từ bảng 4-6, giá trị sig. đều từ 0.506 trở lên là quá lớn so với 0.05, tương ứng cho độ tin cậy 95%. Ngoài ra, theo đồ thị phân tán của Standardized residual và Standardized predicted value, phần dư phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đi qua tung độ 0, chứ khơng tạo 1 hình dạng nào (xem phụ lục 5: phân tích hồi qui 1). Do đó, ta có thể kết luận phương sai của phân phối phần dư là không đổi.
Bảng 4-6: Ma trận tương quan hạng Spearman-hồi qui 1 Spearman's
rho Dễ sử
dụng Hữu ích Chi phí Rủi ro
Giá trị tuyệt đối của phần dư Dễ sử dụng Correlation Coefficient 1.000 0.441 -0.197 -0.255 -0.027 Sig. (2-tailed) 0.000 0.002 0.000 0.675
Hữu ích Correlation Coefficient 1.000 -0.168 -0.309 -0.002
Sig. (2-tailed) 0.009 0.000 0.973
Chi phí Correlation Coefficient 1.000 0.313 0.010
Sig. (2-tailed) 0.000 0.875
Rủi ro Correlation Coefficient 1.000 -0.043
Sig. (2-tailed) 0.506 Giá trị tuyệt đối của phần dư Correlation Coefficient 1.000 Sig. (2-tailed) .
d. Kiểm tra các phần dư có phân phối chuẩn:
Biểu đồ tần số Histogram, biểu đồ tần số Q-Q, biểu đồ P-P, kiểm định Kolmogrov một mẫu được sử dụng để khảo sát phân phối của phần dư (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Hồng Ngọc, 2008). Biểu đồ tần số Histogram cho thấy phân phối phần dư có giá trị trung bình (mean) xấp xỉ bằng 0 (-8.53E-16) và độ lệch chuẩn xấp xỉ bằng 1(0.99149) và biểu đồ tần số P-P, Q-Q có các điểm quan sát tập trung sát đường chéo
(xem phụ lục 5: Phân tích hồi qui 1). Hơn nữa, kiểm định Kolmogorov-Smirnov ở
bảng 4-7 trong trường hợp này cho giá trị trung bình của phần dư xấp xỉ bằng 0, độ lệch chuẩn (Std. Deviation) xấp xỉ bằng 1, với mức ý nghĩa của kiểm định Sig = 0.898 > 0.05 ở độ tin cậy 95%. Do đó, ta có thể kết luận rằng giả định phân phối chuẩn của phần dư là không bị vi phạm.
Bảng 4-7: Kiểm định Kolmogorov-Smirnov - hồi qui 1
Phần dư được chuẩn hóa Các tham số của phân phối
chuẩn
Trung bình 0E-7
Độ lệch chuẩn 0.99148921
Độ sai biệt tuyệt đối
Giá trị tuyệt đối 0.037
Giá trị dương 0.033
Giá trị âm -0.037
Kolmogorov-Smirnov Z 0.572
Asymp. Sig. (2-tailed) 0.898
e. Kiểm tra khơng có hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư:
Hệ số Durbin-Watson trong khoảng từ 1 đến 3 cho biết các phần dư độc lập với nhau (Hoàng Ngọc Nhậm, 2004). Từ bảng 4-8 ta thấy giá trị thống kê Durbin-Watson (d = 1.930) nằm trong khoảng từ 1 đến 3 tức là các phần dư độc lập với nhau (xem phụ
lục 5: Phân tích hồi qui 1). Do đó, ta có thể kết luận phần dư khơng có hiện tượng tự
tương quan với nhau giữa các phần dư trong mơ hình hồi quy.
Bảng 4-8: Kiểm định tính độc lập của phần dư - hồi qui 1 Mơ
hình R R2 R2 hiệu chỉnh
Sai số chuẩn của ước lượng
Durbin-Watson
4 0.704 0.496 0.487 0.39128 1.930
Như vậy, tất cả các giả định của mơ hình hồi quy tuyến tính đều thỏa mãn. Tiếp đến, các kiểm định về độ phù hợp và kiểm định ý nghĩa của các hệ số hồi quy sẽ được trình bày.
4.3.2.2 Kiểm định độ phù hợp của mơ hình và ý nghĩa các hệ số của mơ hình hồi
quy:
a. Kiểm định sự phù hợp của mơ hình hồi quy:
Bảng 4.8 cho thấy giá trị R2 hiệu chỉnh là 0.487, nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính phù hợp 48,7% với tập dữ liệu mẫu. Nói cách khác, 48,7% khác biệt của Thái độ
Theo bảng 4-9, giá trị thống kê F được tính từ R square của mơ hình đầy đủ có giá trị sig rất nhỏ cho thấy rằng các hệ số hồi quy không đồng thời bằng 0 (xem phụ
lục 5: phân tích hồi qui 1). Điều này có nghĩa là mơ hình hồi quy phù hợp với tập dữ
liệu.
Bảng 4-9: Kiểm định F - hồi qui 1
Mơ hình bình phương Tổng các Bậc tự do (df) Bình phương trung bình Tỷ số F nghĩa (Sig.) Mức ý
4
Biến thiên do hồi quy 34.975 4 8.744 57.111 0.000 Biến thiên do phần dư 35.520 232 0.153
Tổng biến thiên 70.495 236
b. Kiểm định ý nghĩa các hệ số trong mơ hình hồi quy:
Phân tích hồi quy bội bằng phương pháp Stepwise đã cho kết quả kiểu mơ hình cuối cùng bao gồm cả 4 biến độc lập Rủi ro, Hữu ích, Dễ sử dụng, Chi phí và biến phụ thuộc là Thái độ. Theo kết quả của bảng 4-5 ta thấy rằng:
- Phương trình trên có dấu của các hệ số thể hiện sự đồng biến, nghịch biến phù hợp với mơ hình giả thiết. Thái độ tỉ lệ thuận với Hữu ích, Dễ sử dụng và tỉ lệ nghịch với Rủi ro, Chi phí.
- Giá trị sig. của tất cả hệ số đều nhỏ hơn 0.05 cho thấy các hệ số của phương trình là có ý nghĩa. Điều này cho thấy sẽ an tồn khi ta bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng hệ số hồi quy riêng của biến Rủi ro, Hữu ích, Dễ sử dụng, Chi phí bằng 0.
4.3.2.3 Kết quả phân tích hồi quy:
Các kiểm định ở trên cho thấy các giả định của phương trình hồi quy tuyến tính khơng bị vi phạm, mơ hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
Giá trị tuyệt đối của hệ số trong phương trình hồi qui tỉ lệ thuận với mức độ tác động của nhân tố Chi phí, Dễ sử dụng, Rủi ro, Hữu ích đối với biến Thái độ. Do đó, nhân tố Hữu ích tác động mạnh nhất đến Thái độ và tiếp theo là nhân tố Rủi ro, Dễ sử dụng, Chi phí.