Biến Hệ số hồi quy
chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi quyđã chuẩn hóa
Hằng số (B) 0.663(Sig. = 0.000) 0.326
Bằng chứng thương hiệu (BC) 0.471 (Sig. = 0.000) 0.71
Tin đồn thương hiệu (TD) 0.312 (Sig. = 0.000) 0.428
R2 0.636
R2 hiệu chỉnh 0.634
Mức ý nghĩa (phân tích ANOVA) 0.000
Giá trị thống kê F (thống kê ANOVA) 302.992
4.3.3 Kiểm định độ phù hợp của mơ hình hồi quy
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy hệ số xác định của mơ hình nghiên cứu là R2 = 0.636 với mức ý nghĩa là 0.000. Trong q trình phân tích hồi quy, kiểm định F được thực hiện đồng thời kiểm định độ phù hợp của mơ hình hồi quy, Mức ý nghĩa (trong phân tích ANOVA) là 0.000 nhỏ hơn 0.01, vậy đảm sự an toàn khi bác bỏ giả thuyết H0 (các hệ số hồi quy đều bằng 0) và kết luận là kết hợp của các biến độc lập hiện có trong mơ hình (Bằng chứng thương hiệu; tin đồn thương hiệu) có thể giải thích sự thay đổi của biến phụ thuộc (Thái độ thương hiệu).
4.3.4 Kiểm tra các giả định của mơ hình hồi quy 4.3.4.1 Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến 4.3.4.1 Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến
63 Kết quả phân tích hồi quy cho thấy tất cả các biến độc lập tham gia giải thích đều có giá trị kiểm định đa cộng tuyến VIF nhỏ hơn 10, đảm bảo không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra. Giá trị VIF chi tiết của từng biến được trình bày trong bảng sau:
Bảng 4.12: Kết quả kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến của phân tích hồi quy cho phương trình hồi quy 1
STT Biến độc lập VIF
1 Bằng chứng thương hiệu (BC) 1.485
2 Tin đồn thương hiệu (TD) 1.485
4.3.4.2 Kiểm tra phương sai của phần dư không đổi
Thực hiện kiểm định tương quan hạng Spearman cho các biến độc lập và phần dư đã chuẩn hóa. Với kết quả thu được là tương quan giữa phần dư đã chuẩn hóa (Standardized Residual) và các biến độc lập có mức ý nghĩa lớn hơn giá trị 0.05 rất nhiều, nên khơng có cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 (giả thuyết hệ số tương quan hạng của tổng thể bằng 0) và có thể kết luận phương sai của phần dư là không thay đổi.
Bảng 4.13: Kết quả kiểm định phần dư khơng đổi cho phân tích hồi quy của phương trình hồi quy 1
Ma trận phân tích tương quan
BC TD TDTH BC Pearson Correlation 1 Sig. (2-tailed) 0.000 TD Pearson Correlation 0.571 1 Sig. (2-tailed) 0.000 TDTH Pearson Correlation 0.716 0.697 1 Sig. (2-tailed) 0.000 0.000
64
4.3.4.3 Kiểm tra phương sai của phần dư có phân phối chuẩn
Để dị tìm sự vi phạm giả định phân phối chuẩn của phần dư ta dùng công cụ vẽ của phần mềm SPSS 18.0 là đồ thị Histogram.
Đồ thị phần dư của phân tích hồi quy có phân phối tiệm cận với phân phối chuẩn (xem đường cong phân phối chuẩn) với giá trị trung bình Mean gần bằng 0 và Độ lệch chuẩn là 0.9919 gần bằng 1. Như vậy giả thiết về phần dư có phân phối chuẩn khơng bị vi phạm
4.3.4.3 Kiểm tra tính độc lập của phần dư
Bảng tóm tắt kết quả phân tích hồi quy cho thấy đại lượng thống kê Durbin- Watson (d) là 1.933 nằm trong khoảng (1;3), như vậy có thể chấp nhận giả thuyết H0
(hệ số tương quan tổng thể của các phần dư bằng 0) và đi đến kết luận rằng các phần dư khơng có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau hay giả thiết về tính độc lập của phần dư khơng bị vi phạm.
4.4 Kiểm tra các giả thuyết của mơ hình
Phương trình hồi quy (1) được cụ thể hóa sau phân tích hồi quy tuyến tính bội như sau:
65 Hay:
Thái độ thương hiệu = 0.663+ 0.471*Bằng chứng thương hiệu + 0.312*Tin đồn thương hiệu
Theo kết quả phân tích hồi quy tuyến tính và phương trình hồi quy xây dựng được, thái độ thương hiệu chịu tác động của 2 yếu tố độc lập bao gồm bằng chứng thương hiệu (BC) và tin đồn thương hiệu (TD) với mức độ tác động khác nhau.
Yếu tố bằng chứng thương hiệu có hệ số hồi quy là 0.471 phản ánh xu hướng tác động cùng chiều (+) đến biến phụ thuộc thái độ thương hiệu. Về mặt định tính, khi các chính sách, kết hoạch tiếp thị liên quan đến ‘bằng chứng thương hiệu’ thay đổi theo hướng tích cực/tiêu cực thì ‘thái độ thương hiệu’ của khách hàng cũng thay đổi tương ứng theo hướng tích cực/tiêu cực. Về mặt định lượng, khi yếu tố ‘bằng chứng thương hiệu’ 1 đơn vị thì ‘thái độ thương hiệu’ tương ứng tăng/giảm 0.471 đơn vị. So sánh với giả thuyết H1a ban đầu thì kết quả phân tích của nghiên cứu là phù hợp.
Yếu tố ‘tin đồn thương hiệu’ có hệ số hồi quy là 0.312 phản ánh xu hướng tác động cùng chiều (+) đến biến phụ thuộc thái độ thương hiệu. Về mặt định tính, khi các chính sách, kết hoạch tiếp thị liên quan đến ‘tin đồn thương hiệu’ thay đổi theo hướng tích cực/tiêu cực thì ‘thái độ thương hiệu’ của khách hàng cũng thay đổi tương ứng theo hướng tích cực/tiêu cực. Về mặt định lượng, khi yếu tố ‘tin đồn thương hiệu’ 1 đơn vị thì ‘thái độ thương hiệu’ tương ứng tăng/giảm 0.312 đơn vị. So sánh với giả thuyết H1b ban đầu thì kết quả phân tích của nghiên cứu là phù hợp.
Trong phương trình hồi quy có đề cập đến Hằng số B0 = 0.663, về mặt lý thuyết và dựa trên kết quả phân tích từ dữ liệu thu thập được thì ln tồn tại một mức độ đánh giá hài lòng về thái độ thương hiệu của khách hàng đối với thương hiệu của chuỗi cửa hàng cà phê mặc dù khơng có những thay đổi tích cực liên quan đến 2 yếu tố độc lập ‘bằng chứng thương hiệu’ và ‘tin đồn thương hiệu’ (tức là BC=TD = 0). Mức độ hài lịng đó được lượng hóa bằng con số 0.663.
Các giả thuyết H1a, H1b đặt ra ban đầu sau khi kiểm định có kết quả như sau: