Kiểm định mơ hình nghiên cứu

Một phần của tài liệu (LUẬN văn THẠC sĩ) nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến lòng trung thành thương hiệu sản phẩm nước uống đóng chai (Trang 68 - 71)

4.6. Kiểm định mơ hình nghiên cứu và các giả thuyết

4.6.1. Kiểm định mơ hình nghiên cứu

Mối tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc có thể được mơ tả

tổng qt qua phương trình tương quan tuyến tính dưới đây: LO = βo + β1 TR + β2 IM + β3 EF + β4 VA + β5 QU (4.3)

Kiểm tra điều kiện về số lượng mẫu tối thiểu

Theo phân tích ở mục 3.5.2, số lượng mẫu tối thiểu yêu cầu khi phân tích hồi

quy trong trường hợp của luận văn này là 90, tổng số mẫu thu thập được 390 là

hoàn toàn thoả mãn yêu cầu về số lượng mẫu tối thiểu.

Tạo biến cho các khái niệm

Mỗi khái niệm được đo lường bằng một tập các biến quan sát, nhưng trong

phân tích ANOVA hoặc hồi quy thì một khái niệm phải là một biến. Do đó, tác giả tạo một biến cho từng khái niệm bằng cách lấy trung bình cộng của tập biến quan sát đo lường từng khái niệm.

Xem xét ma trận hệ số tương quan

Bảng ma trận hệ số tương quan giữa các biến được thể hiện trong phụ lục 6

Theo kết quả này, các hệ số tương quan giữa biến lòng trung thành thương hiệu và các biến còn lại đều lớn hơn 0,3, tức là có mối quan hệ có ý nghĩa giữa lòng trung thành thương hiệu và các biến độc lập còn lại, ở mức ý nghĩa 1%. Do đó, ta có thể

đưa các biến độc lập này vào mơ hình để giải thích cho biến LO.

Kiểm tra giả định liên hệ tuyến tính của các phần dư

Giả định này được kiểm tra bằng cách vẽ đồ thị phân tán giữa các phần dư đã chuẩn hoá (standardized residual) và giá trị dự đoán đã chuẩn hố mà mơ hình hồi

quy tuyến tính cho ra (standardized predicted value). Phụ lục 6 thể hiện biểu đồ

phân tán của hai giá trị này. Biểu đồ cho thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên

trong một vùng xung quanh đường đi qua tung độ 0, chứng tỏ giả định liên hệ tuyến tính khơng bị vi phạm.

Kiểm tra giả định phương sai của sai số không đổi

Để kiểm tra giả định này, tác giả kiểm định hệ số tương quan hạng của tổng thể

ABScuare với từng biến độc lập. ABScuare là trị tuyệt đối của giá trị phần dư chưa

chuẩn hóa. Các bảng kết quả được trình bày trong phụ lục 6 cho thấy giả định

phương sai của sai số không đổi là không bị vi phạm vì cả 5 giá trị sig. của các kiểm

định giữa ABScuare và TR, IM, EF, VA, QU đều lớn hơn mức ý nghĩa 5%, tức là

chấp nhận giả thuyết Ho: hệ số tương quan hạng cuả tổng thể bằng 0.

Kiểm tra giả định về phân phối chuẩn của phần dư

Biểu đồ Histogram trong phụ lục 6 cho thấy phân phối của phần dư chuẩn hố là phân phối chuẩn, giá trị trung bình là 0 và phương sai gần bằng 1.

Kiểm định độ phù hợp của mơ hình hồi quy

Bảng 4.10: Kết quả kiểm định độ phù hợp của mơ hình hồi quy

Tóm tắt mơ hìnhb Mơ hình R R2 R2đã điều chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng Durbin- Watson 1 .834a .695 .691 .41024 1.853

a. Những yếu tố dự báo: (Hằng số), qu, im, ef, va, tr b. Biến phụ thuộc: lo

ANOVAb

Mơ hình Tổng biến thiên Df

Trung bình

biến thiên F Sig.

1 Hồi quy 147.570 5 29.514 175.373 .000a

Phần dư 64.625 384 .168

Tổng 212.195 389

Theo bảng 4.10, giá trị R2 đã điều chỉnh = 0.691, tức 5 biến độc lập này giải

thích được 69,1% biến thiên của biến LO. Giá trị sig. trong phân tích ANOVA nhỏ hơn 0,01, ta bác bỏ giả thuyết Ho cho rằng tất cả các hệ số hồi quy bằng 0 (ngoại trừ

Kiểm tra giả định về tính độc lập của sai số

Hệ số Durbin-Watson trong bảng Tóm tắt mơ hình bằng 1.853

Tra bảng Durbin-Watson với 5 biến độc lập và 200 quan sát, ở mức ý nghĩa 1%, ta

được dL = 1.623, dU=1.725

Hệ số Durbin-Watson nằm trong vùng chấp nhận giả thuyết khơng có tự tương quan giữa các phần dư.

Kiểm định ý nghĩa của hệ số hồi quy

Bảng 4.11: Kết quả phân tích hệ số hồi quy

Hệ sốa Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hố Hệ số đã chuẩn hoá T Sig. Thống kê cộng tuyến

B Sai số chuẩn Beta Tolerance VIF

1 (Hằng số) -.261 .153 -1.705 .089 Tr .288 .041 .290 7.028 .000 .465 2.151 Im .041 .031 .041 1.337 .182 .842 1.187 Ef .334 .039 .331 8.570 .000 .531 1.885 Va .119 .042 .111 2.825 .005 .510 1.963 Qu .273 .040 .249 6.812 .000 .595 1.680

Theo bảng 4.10, giá trị sig. tại Beta của biến TR, EF, VA, QU đều nhỏ hơn 0,01, chấp nhận giả thuyết H1 là các giá trị Beta này khác 0. Riêng Beta của IM có giá trị sig. kiểm định lớn hơn 0,01 nên ta khơng có cơ sở bác bỏ giả thuyết Ho là Beta của IM bằng 0. Như vậy, với tập dữ liệu mẫu và mơ hình được mơ tả ở đây, ở mức ý nghĩa 1%, biến IM và biến LO khơng có mối liên hệ tuyến tính.

Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến

Trong bảng 4.10, giá trị Tolerance tại các biến độc lập là cao, VIF của từng nhân tố nhỏ hơn 10. Chứng tỏ khơng có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra.

Kết quả kiểm định mơ hình nghiên cứu

Theo bảng 4.11, phương trình hồi quy có dạng như sau:

Hay phương trình 4.4 được viết lại theo cách khác.

Lòng trung thành thương hiệu = - 0,261 + 0,288 (uy tín thương hiệu) + 0,334 (lịng ham muốn thương hiệu) + 0,119 (giá trị được cảm nhận) + 0,273 (chất lượng được cảm nhận). (4.5)

Phương trình hồi quy không vi phạm tất cả các giả định và các yêu cầu cho việc phân tích hồi quy. Với dữ liệu của nghiên cứu này, các biến uy tín thương hiệu, lòng ham muốn thương hiệu, giá trị được cảm nhận và chất lượng được cảm nhận

đều có ảnh hưởng đến lịng trung thành thương hiệu. Riêng biến hình ảnh thương

hiệu thì khơng có cơ sở để khẳng định biến này có ảnh hưởng đến lịng trung thành thương hiệu. Mơ hình nghiên cứu sau khi kiểm định được khái quát như hình 4.5

Hình 4.5: Mơ hình nghiên cứu sau khi kiểm định

Một phần của tài liệu (LUẬN văn THẠC sĩ) nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến lòng trung thành thương hiệu sản phẩm nước uống đóng chai (Trang 68 - 71)

Tải bản đầy đủ (PDF)

(126 trang)