Phân tích hồi qui

Chương 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN ỨU

4.4 Phân tích hồi qui

Căn cứ vào mơ hình trên, các giả thiết được đặt ra là có sự tương quan giữa các yếu tố tác động đến ý định mua quần áo trẻ em Việt Nam tại Tp. Hồ Chí Minh và ý định mua tác

động đến hành vi mua. Phân tích hồi qui được sử dụng để xác định sự tương quan này có tuyến tính hay khơng và mức độ quan trọng của từng nhân tố trong sự tác động đến ý định mua quần áo trẻ em Việt Nam. Thông qua giai đoạn phân tích nhân tố khám phá, thì có 6 nhân tố được đưa vào kiểm định mơ hình. Giá trị nhân tố là trung bình của các biến quan sát thành phần thuộc nhân tố đó.

Sáu nhân tố được đưa vào mơ hình bao gồm:Chuẩn chủ quan (6 biến quan sát), Chiêu thị (3 biến quan sát), Chất lượng (3 biến quan sát), Thái độ (4 biến quan sát), Phân phối (3 biến quan sát), Giá (3 biến quan sát). Một biến phụ thuộc là Ý định mua quần áo trẻ em Việt Nam (4 biến quan sát).

Phương pháp hồi qui tổng thể các biến sẽ được sử dụng trên phần mềm SPSS 16.0. Mơ hình hồi qui có dạng như sau:

Y=X0 + β1X1+ β2X2+ β3X3+ β4X4+ β5X5+ β6X6 Trong đó:

 Các hệ số hồi qui: β1,β2,β3,β4,β5,β6

 Biến phụ thuộc Y: ý định mua quần áo trẻ em Việt Nam  Biến độc lập bao gồm:

 X0: là một biến độc lập ngẫu nhiên có phân phối chuẩn với trung bình bằng 0 và phương sai khơng đổi.

 X1: Chuẩn chủ quan  X2: Chất lượng sản phẩm  X3: Chiêu thị  X4: Thái độ  X5: Mức giá  X6: Phân phối sản phẩm 4.4.1Phân tích tương quan

Trước khi phân tích hồi qui, thì kiểm tra hệ số tương quan Pearson để xem xét các mối quan hệ tương quan tuyết tính giữa các biến phụ thuộc và từng biến độc lập, cũng

60

như giữa các biến độc lập với nhau. Hệ số này luôn nằm trong khoảng từ -1 đến +1, lấy giá trị tuyệt đối, nếu lớn hơn 0,thì có thể kết luận mối quan hệ là chặt chẽ và càng gần 1thì mối quan hệ càng chặt chẽ, nếu nhỏ hơn 0.3 thì mối quan hệ khơng chặt chẽ.

Kết quả trong bảng hệ số tương quan (tham khảo phụ lục 9) cho thấy biến phụ thuộc có mối quan hệ tương quan tuyết tính với cả sau biến độc lập.

4.4.2Đánh giá độ phù hợp của mơ hình hồi qui tuyến tính

Theo Hồng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), hệ số xác định R2 được chứng minh là hàm không giảm theo số biến độc lập được đưa vào mơ hình, càng đưa thêm biến độc lập vào mơ hình thì R2 càng tăng, tuy nhiên điều này cũng được chứng minh rằng khơng phải phương trình càng có nhiều biến sẽ phù hợp hơn với dữ liệu. Hệ số xác định R2 hiệu chỉnh được sử dụng để phản ánh sát hơn mức độ phù hợp của mơ hình hồi qui tuyết tính bội. R2 hiệu chỉnh không nhất thiết tăng lên khi nhiều biến độc lập được thêm vào phương trình, nó là thước đo sự phù hợp được sử dụng cho trường hợp hồi qui tuyết tính bội vì nó khơng phụ thuộc vào độ phóng đại của R2.

Bảng 4.7 Đánh giá độ phù hợp của mơ hình

Mơ hình R R2 R2 hiệu chỉnh Độ lệch chuẩn

1 .681a .464 .450 .74146433

Trong mơ hình này, kết quả cho thấy hệ số R2 = .464 và R2 hiệu chỉnh =.450, điều này cho thấy mơ hình hồi qui tuyến tính phù hợp với tập dữ liệu ở độ tin cậy 95%.

Tiếp theo kiểm định F là phép kiểm định giả thiết về độ phù hợp của mơ hình hồi qui tuyến tính tổng thể. Kiểm tra xem biến phụ thuộc có mối liên hệ tuyến tính với tồn bộ tập hợp các biến độc lập hay không.

Giả thiết H0: β1=β2=β3=β4=β5=β6=0

Nếu giả thiết H0 bị bác bỏ chúng ta có thể kết luận là kết hợp của các biến hiện có trong mơ hình có thể giải thích được thay đổi của biến phụ thuộc, điều này cũng có nghĩa là mơ hình xây dựng phù hợp với tập dữ liệu.

61

Bảng 4.8 Kết quả phân tích kiểm định F

Mơ hình Tổng độ lệch

bình phương Bậc tự do df

Độ lệch bình

phương bình quân F Sig.

Hồi qui 113.605 6 18.934 34.440 .000a

Phần dư 131.395 239 .550

Tổng 245.000 245

Theo kết quả trong bảng trên, trị thống kê F được tính từ giá trị R2 của mơ hình đầy đủ, giá trị Sig.< .05 cho thấy sẽ an toàn khi bác bỏ giả thiết H0 cho rằng tất cả các hệ số hồi qui bằng 0 (ngồi trừ hằng số), mơ hình hồi qui tuyến tính bội được xây dựng phù hợp với tập dữ liệu.

4.4.3Ý nghĩa hệ số hồi qui

Kết quả phân tích hồi qui cho thấy, 6 nhân tố tác động đến ý định mua quần áo trẻ em Việt Nam, đó là Chuẩn chủ quan, Chiêu thị, Chất lượng, Thái độ, Phân phối, Giá cả (do hệ số beta đều dương).Điều này chứng tỏ khi chuẩn chủ quan tăng, chiêu thị làm tốt, Chất lượng tốt, thái độ tích cực đối với việc mua quần áo trẻ em Việt Nam, phân phối tốt, giá cả tương xứng với chất lượng thì đều tác động tích cực đến ý định mua quần áo trẻ em Việt Nam hoặc ngược lại.

Bảng 4.9 Kết quả phân tích hồi qui

Mơ hình 1 Hệ số chưa hiệu chỉnh Hệ số hiệu chỉnh t Sig.

β Độ lệch chuẩn Beta Hằng số -1.219E-16 .047 .000 1.000 Chuẩn chủ quan (CQ) .479 .047 .479 10.112 .000 Chất lượng (CL) .224 .047 .224 4.728 .000 Chiêu thị (CT) .179 .047 .179 3.770 .000 Thái độ (TD) .237 .047 .237 4.995 .000 Mức cảm nhận giá (GA) .220 .047 .220 4.642 .000 Phân phối ( PP) .218 .047 .218 4.595 .000

Mức độ cảm nhận giá cả Chất lượng sản phẩm 0,237 Thái độ 0,479 Chuẩn chủ quan 0,220 Ý định mua 0,224 0,218 Phân phối 0,179 Chiêu thị

Phương trình hồi qui đối với các biến đã chuẩn hóa có dạng như sau:

Ý định mua=0,479(Chuẩn chủ quan)+0,237(Thái độ)+0,224(Chất lượng)+0,220(Mức giá)+0,218(Phân phối)+0,179(Chiêu thị)

Qua phương trình cho thấy, chuẩn chủ quan tác động lớn nhất đến ý định mua quần áo trẻ em Việt Nam của người tiêu dùng tại Tp.Hồ Chí Minh, cịn chiêu thị tác động ít nhất trong 6 nhân tố tác động đến ý định mua.

4.5 Dị tìm các vi phạm giả định cần thiết

4.5.1Giả định liên hệ tuyến tính giữa các biến phụ thuộc và các biến độc lập

Theo Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), đối với hồi qui tuyến tính bội, biểu đồ phân tán giữa các biến (Scatterplot, tham khảo phụ lục 10) là phương tiện tốt nhất để đánh giá mức độ phù hợp với dữ liệu quan sát.

Nếu giả định liên hệ tuyến tính và phương sai bằng nhau được thỏa mãn, thì sẽ khơng nhận thấy có gì liên hệ giữa các giá trị dự đoán và phần dư, chúng sẽ phân tán ngẫu nhiên. Theo đồ thị, 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. Như vậy giá trị dự đốn và phần dư độc lập nhau. Như vậy mơ hình hồi qui phù hợp.

4.5.2Giả định phương sai của sai số không đổi

Dựa trên đồ thị Scatterplot để thấy sự thay đổi của phần dư. Theo Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), nếu phương sai khơng đổi thì các phần dư phải phân tán ngẫu nhiên quanh trục 0 (tức quanh giá trị trung bình của phần dư) trong một phạm vi không đổi.

4.5.3Giả định về phân phối chuẩn của phần dư

Phần dư có thể khơng tn theo phân phối chuẩn vì những lí do như: sử dụng sai mơ hình, phương sai khơng phải là hằng số, số lượng phần dư khơng nhiều để phân tích… dùng đồ thị Histogram để kiểm tra phân phối chuẩn của phần dư, nếu đồ thị có dạng đường cong phân phối chuẩn nằm chồng lên biểu đồ tần số và có trung bình Mean xấp xỉ bằng 0 và giá trị độ lệch chuẩn xấp xỉ bằng 1 thì xem như phần dư có phân phối chuẩn.

Dựa theo đồ thị Histogram (Tham khảo phụ lục 10) cho thấy một đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số. Ta thấy phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn (Mean xấp xỉ bằng 0, độ lệch chuẩn=0.988, xấp xỉ bằng 1.0). Do đó có thể kết luận rằng giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm.

4.5.4 Giả định khơng có mối tương quan giữa các biến độc lập (đo lường đa cộng tuyến)

Theo Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), cộng tuyến là trạng thái trong đó các biến độc lập có tương quan chặt chẽ với nhau. Vấn đề của hiện tượng cộng tuyến là chúng cung cấp cho mơ hình những thơng tin rất giống nhau, và khó tách rời ảnh hưởng của từng biến một đến biến phụ thuộc. Hiệu ứng khác của sự tương quan khá chặt giữa các biến độc lập là nó làm tăng độ lệch chuẩn của các hệ số hồi qui và làm giảm trị thống kê t của kiểm định ý nghĩa của chúng nên các hệ số có khuynh hướng kém ý nghĩa hơn khi khơng có đa cộng tuyến trong khi hệ số xác định R2 vẫn khá cao. Một trong những cách phát hiện đa cộng tuyến là sử dụng hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation Factor). Thông thường, nếu VIF của 1 biến độc lập nào đó lớn hơn 10 thì biến này hầu như khơng có giá trị giải thích biến thiên của biến phụ thuộc trong mơ hình MLR (Hair & cộng sự 2006 trích trong Nguyễn Đình Thọ, 2011).

Theo bảng hệ số hồi qui, hệ số VIF của các biến độc lập có giá trị sau chuẩn hóa VIF xấp xỉ bằng 1. Vì vậy, mơ hình khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.

4.6 Kiểm định lại các giả thiết nghiên cứu

Sau khi phân tích nhân tố EFA, có 6 nhân tố tác động đến ý định mua quần áo trẻ em Việt Nam bao gồm: chuẩn chủ quan (CQ), chiêu thị (CT), chất lượng (CL), thái độ (TD), phân phối (PP), mức giá cảm nhận(GA) được đặt giả thiết là có mối quan hệ tuyến tính tức là có tác động cùng chiều đến ý định mua quần áo trẻ em Việt Nam của người tiêu dùng tại Tp. Hồ Chí Minh.

4.6.1Giả thuyết H1 và nhân tố thái độ

Giả thuyết H1: Thái độ của người tiêu dùng đối với việc sử dụng quần áo trẻ em Việt Nam và ý định mua quần áo trẻ em Việt Nam có mối quan hệ đồng biến.

Kết quả hồi qui cho thấy, mối quan hệ giữa thái độ và ý định mua quần áo trẻ em Việt Nam là 0.237 với mức ý nghĩa thống kê Sig.=.000<.05. Điều này có ý nghĩa là với các nhân tố khác không đổi, khi tăng thái độ lên 1 đơn vị đối với việc sử dụng quần áo trẻ em

lên 1 thì ý định mua sẽ tăng lên 0.237 đơn vị. Như vậy, thái độ của người tiêu dùng là một trong những yếu tố tác động đến ý định mua. Họ nhận thấy việc mua quần áo trẻ em Việt Nam có ý nghĩa cho các doanh nghiệp Việt Nam, nâng cao thương hiệu hàng việt và cải thiện được chất lượng quần áo trẻ em Việt Nam.

Kết luận: Chấp nhận giả thiết H1

4.6.2Giả thuyết H2 và nhân tố chuẩn chủ quan

Giả thuyết H2: Chuẩn chủ quan và ý định mua quần áo trẻ em Việt Nam có mối quan hệ đồng biến.

Kết quả hồi qui cho thấy, mối quan hệ giữa chuẩn chủ quan và ý định mua quần áo trẻ em Việt Nam là 0.479 với mức ý nghĩa thống kê Sig.=.000<.05. Điều này có ý nghĩa là với các nhân tố khác không đổi, khi tăng chuẩn chủ quan lên 1 đơn vị đối với việc sử dụng quần áo trẻ em lên 1 thì ý định mua sẽ tăng lên 0.479 đơn vị. Như vậy, chuẩn chủ quan là một trong những yếu tố tác động đến ý định mua. Đề cập đến chuẩn quan chính là thể hiện niềm tin của cá nhân về những áp lực, ảnh hưởng từ những người tiêu dùng xung quanh, cộng đồng, xã hội ủng hộ hay phản đối hành vi mua quần áo trẻ em Việt Nam. Thực tế cho thấy ý định mua của người tiêu dùng phụ thuộc rất nhiều về yếu tố xã hội, trào lưu của xã hội có thể tác động rất lớn đến ý định mua. Điều này càng thấy rõ hơn khi nhân tố chuẩn chủ quan tăng 1 đơn vị thì ý định mua tăng 0.479 đơn vị. Người tiêu dùng thường tham khảo giá cả, chất lượng, địa điểm mua….các thành viên trong gia đình, bạn bè, đồng nghiệp để có quyết định mua.

Kết luận: Chấp nhận giả thuyết H2.

4.6.3Giả thuyết H5 và mức độ cảm nhận giá cả với ý định mua.

Giả thuyết H5: Mức độ cảm nhận giá cả và ý định mua quần áo trẻ em Việt Nam có mối quan hệ đồng biến.

Kết quả hồi qui cho thấy, mối quan hệ giữa mức độ cảm nhận giá cả và ý định mua quần áo trẻ em Việt Nam là 0.220 với mức ý nghĩa thống kê Sig.=.000<.05. Điều này có ý nghĩa là với các nhân tố khác không đổi, khi tăng mức độ cảm nhận giá lên 1 đơn vị đối

với việc sử dụng quần áo trẻ em lên 1 thì ý định mua sẽ tăng lên 0.220 đơn vị. Như vậy, mức độ cảm nhận giá là một trong những yếu tố tác động đến ý định mua.

Điều này cho thấy, khi người tiêu dùng cảm nhận tốt về giá cả của quần áo trẻ em Việt Nam thì ý định mua sẽ tăng. Do đó, giá cả phải tương xứng với chất lượng và hợp lý so với thị trường. Hiện nay trên thị trường có rất nhiều nhãn hiệu quần áo trẻ em Việt Nam nhưng giá cả thì khơng tương xứng với chất lượng nên đã ảnh hưởng rất lớn đến người tiêu dùng Việt Nam. Vì vậy việc xem xét lại giá cùng với việc cải thiện chất lượng sẽ tác động rất tốt đến ý định mua của người tiêu dùng.

Kết luận: Chấp nhận giả thuyết H5

4.6.4Giả thuyết H6 và chất lượng sản phẩm

Giả thuyết H6: Chất lượng và ý định mua quần áo trẻ em Việt Nam có mối quan hệ đồng biến.

Kết quả hồi qui cho thấy, mối quan hệ giữa chất lượng sản phẩm và ý định mua quần áo trẻ em Việt Nam là 0.224 với mức ý nghĩa thống kê Sig.=.000<.05. Điều này có ý nghĩa là với các nhân tố khác khơng đổi, khi tăng chất lượng quần áo trẻ em Việt Nam lên 1 đơn vị đối với việc sử dụng quần áo trẻ em lên 1 thì ý định mua sẽ tăng lên 0.224 đơn vị. Như vậy, chất lượng quần áo trẻ em Việt Nam là một trong những yếu tố tác động đến ý định mua.

Hiện nay, người tiêu dùng rất quan tâm đến chất lượng quần áo trẻ em nên việc nâng cao chất lượng từ đường kim mũi chỉ, chất lượng in, thêu đến chất liệu vải. Bên cạnh đó phải liên tục cho ra mẫu mới để đáp ứng xu hướng thị trường thì sự quan tâm của người tiêu dùng càng lớn hơn đối với quần áo trẻ em Việt Nam.

Kết luận: Chấp nhận giả thuyết H6 4.6.5Giả thuyết H7 và Phân phối

Giả thuyết H7: Phân phối và ý định mua quần áo trẻ em Việt Nam có mối quan hệ đồng biến.

Kết quả hồi qui cho thấy, mối quan hệ giữa phân phối và ý định mua quần áo trẻ em Việt Nam là 0.218 với mức ý nghĩa thống kê Sig.=.000<.05. Điều này có ý nghĩa là với các nhân tố khác không đổi, khi tăng phân phối lên 1 đơn vị đối với việc sử dụng quần áo trẻ em lên 1 thì ý định mua sẽ tăng lên 0.218 đơn vị. Như vậy, phân phối là một trong những yếu tố tác động đến ý định mua.

Hiện nay, việc phân phối quần áo trẻ em Việt Nam chưa được tổ chức tốt. Hầu như khi tác giả phỏng vấn một số người tiêu dùng thì ngồi yếu tố giá cả thì việc khơng tiếp xúc được những hàng quần áo trẻ em có thương hiệu Việt Nam cũng gây cho họ nhiều khó khăn. Do đó, cần phải cải thiện hệ thống phân phối để sản phẩm đến tay người tiêu dùng.

Kết luận: Chấp nhận giả thuyết H7 4.6.6Giả thuyết H8 và Chiêu thị

Giả thuyết H8: Chiêu thị và ý định mua quần áo trẻ em Việt Nam có mối quan hệ đồng biến.

Kết quả hồi qui cho thấy, mối quan hệ giữa chiêu thị và ý định mua quần áo trẻ em Việt Nam là 0.179 với mức ý nghĩa thống kê Sig.=.000<.05. Điều này có ý nghĩa là với các nhân tố khác không đổi, khi tăng chiêu thị lên 1 đơn vị đối với việc sử dụng quần áo trẻ em lên 1 thì ý định mua sẽ tăng lên 0.179 đơn vị. Như vậy, chiêu thị là một trong những yếu tố tác động đến ý định mua.

Hiện nay, trên thị trường đã có rất nhiều cơng ty sản xuất, kinh doanh quần áo trẻ em