Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số đã chuẩn hóa Thống kê đa cộng tuyến Mơ hình 1
B Sai số chuẩn Beta
T Sig
Tolerance VIF (Hằng số) -0,006 0,209 -0,030 0,976
gia tri cam nhan -0,047 0,048 -0,056 -0,973 0,332 0,568 1,761 anh huong xa hoi 0,093 0,047 0,117 1,991 0,048 0,546 1,831 nhan biet nhan
hang rieng 0,175 0,055 0,189 3,174 0,002 0,530 1,888 rui ro cam nhan 0,061 0,046 0,066 1,330 0,185 0757 1,320 chat luong cam
nhan 0,189 0,053 0,183 3,595 0,000 0,722 1,385 gia ca cam nhan 0,109 0,065 0,102 1,677 0,095 0,503 1,989 tinh cach tan cua
nguoi tieu dung 0,408 0,057 0,422 7,108 0,000 0,531 1,882 Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu khảo sát của tác giả
Phương trình hồi qui tuyến tính bội được trích theo hệ số hồi qui đã chuẩn hóa có dạng như sau:
PI = 0,183*PQ + 0,189*BA + 0,117*SI + 0,422*CI
Trong đó: PI: ý định mua nhãn hàng riêng, PQ: chất lượng cảm nhận, BA: nhận biết nhãn hàng riêng, SI: ảnh hưởng xã hội, CI: tính cách tân của người tiêu dùng.
Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi chất lượng cảm nhận của người tiêu dùng tăng lên 1 đơn vị thì ý định mua nhãn hàng riêng của họ tăng lên 0,183 đơn vị.
Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi nhận diện nhãn hàng riêng của người tiêu dùng tăng lên 1 đơn vị thì ý định mua nhãn hàng riêng của họ tăng lên 0,189 đơn vị.
Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi yếu tố ảnh hưởng xã hội đối với người tiêu dùng tăng lên 1 đơn vị thì ý định mua nhãn hàng riêng của họ tăng lên 0,117 đơn vị.
Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi tính cách tân của người tiêu dùng tăng lên 1 đơn vị thì ý định mua nhãn hàng riêng của họ tăng lên 0,422 đơn vị.
Hình 4.1 sẽ thể hiện mối quan hệ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc sau khi tiến hành phân tích hồi qui tuyến tính bội.
Hình 4.1: Mơ hình nghiên cứu sau khi phân tích hồi qui tuyến tính bội
Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu khảo sát của tác giả
4.5.3 Xem xét hiện tượng tự tương quan và đa cộng tuyến
+ 0,183 Chất lượng cảm nhận Nhận biết nhãn hàng riêng Ảnh hưởng xã hội Tính cách tân của người tiêu dùng Ý định mua nhãn hàng riêng + 0,189 + 0,177 +0,422
Hệ số Durbin – Watson trong bảng 4.6 bằng 1,884 nằm trong khoảng từ du (1,735) đến 2 (du < Durbin –Watson < 2). Do đó, ta kết luận rằng khơng có hiện tượng tự tương quan bậc nhất.
Hệ số phóng đại phương sai (VIF) trong bảng bảng 4.8 của các biến độc lập trong mơ hình nghiên cứu đều nhỏ hơn 10. Vì vậy, khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
4.5.4 Kiểm định giả thuyết trong mơ hình nghiên cứu
Dựa trên kết quả phân tích hồi qui bội (bảng 4.8), cụ thể là hệ số hồi qui (chuẩn hóa – beta) của các biến độc lập, ta thấy:
Giả thuyết 1: Giá cả cảm nhận tác động cùng chiều đến ý định mua nhãn hàng riêng.
Giả thuyết trên không được chấp nhận do hệ số beta trong phân tích đạt 0,102 với mức ý nghĩa sig bằng 0,095, lớn hơn mức ý nghĩa thông kê 5%. Do vậy, ta kết luận: Giá cả cảm nhận không ảnh hưởng đến ý định mua nhãn hàng riêng ở mức ý nghĩa thống kê 5%
Giả thuyết 2: Chất lượng cảm nhận tác động cùng chiều đến ý định mua nhãn hàng riêng
Kết quả hồi qui cho thấy, giả thuyết trên có hệ số beta là 0,183 với mức ý nghĩa sig bằng 0,000 (rất nhỏ), bé hơn mức ý nghĩa thống kê 5%. Do vậy, giả thuyết trên được chấp nhận, ta kết luận: Chất lượng cảm nhận tác động cùng chiều đến ý định mua nhãn hàng riêng ở mức ý nghĩa thống kê 5% hay nói cách khác, khi khách hàng cảm nhận về chất lượng nhãn hàng riêng càng cao thì ý định mua nhãn hàng riêng của khách hàng càng cao.
Giả thuyết 3: Giá trị cảm nhận tác động cùng chiều đến ý định mua nhãn hàng riêng.
Giả thuyết trên không được chấp nhận do hệ số beta trong phân tích đạt -0,056 với mức ý nghĩa sig bằng 0,332, lớn hơn mức ý nghĩa thống kê 5%. Do vậy, ta kết luận: Giá trị cảm nhận không ảnh hưởng đến ý định mua nhãn hàng riêng ở mức ý nghĩa thống kê 5%.
Giả thuyết 4: Rủi ro cảm nhận tác động nghịch chiều đến ý định mua nhãn hàng riêng
Giả thuyết trên không được chấp nhận do hệ số beta trong phân tích đạt 0,066 với mức ý nghĩa sig bằng 0,185, lớn hơn mức ý nghĩa thống kê 5%. Do vậy, ta kết luận: Rủi ro cảm nhận không ảnh hưởng đến ý định mua nhãn hàng riêng ở mức ý nghĩa thống kê 5%.
Giả thuyết 5: Nhận biết nhãn hàng riêng tác động cùng chiều đến ý định mua nhãn hàng riêng
Kết quả hồi qui cho thấy, giả thuyết trên có hệ số beta là 0.189 với mức ý nghĩa sig bằng 0,002, bé hơn mức ý nghĩa thống kê 5%. Do vậy, giả thuyết trên được chấp nhận, ta kết luận rằng: Nhận biết nhãn hàng riêng có tác động cùng chiều đến ý định mua nhãn hàng riêng ở mức ý nghĩa thống kê 5% hay nói cách khác, khi khách hàng có sự nhận biết về nhãn hàng riêng càng cao thì ý định mua nhãn hàng riêng sẽ càng cao.
Giả thuyết 6: Ảnh hưởng xã hội tác động cùng chiều đến ý định mua nhãn hàng riêng
Giả thuyết trên có hệ số beta là 0,117 với mức ý nghĩa sig bằng 0,048, vẫn bé hơn mức ý nghĩa thống kê 5%. Do vậy, ta vẫn chấp nhận giả thuyết trên và kết luận rằng: Ở mức ý nghĩa thống kê 5%, ảnh hưởng xã hội có tác động cùng chiều đến ý định mua nhãn hàng riêng. Hay nói cách khác, yếu tố xã hội ảnh hưởng đến khách hàng (theo hướng có lợi đối với nhãn hàng riêng) càng cao thì ý định mua nhãn hàng riêng càng cao.
Giả thuyết 7: Tính cách tân của người tiêu dùng tác động cùng chiều đến ý định mua nhãn hàng riêng
Phân tích hồi qui cho thấy, giả thuyết trên có hệ số beta là 0,422 với mức ý nghĩa sig bằng 0,000 (rất nhỏ), bé hơn mức ý nghĩa thống kê 5%. Do vậy, giả thuyết trên được chấp nhận. Ta kết luận: Tính cách tân của người tiêu dùng có tác động cùng chiều đến ý định mua nhãn hàng riêng. Hay nói cách khác: Khi khách hàng có tính cách tân càng cao thì ý định mua nhãn hàng riêng càng cao.