CHƢƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.5. Phân tích hồi quy tuyến tính
4.5.2.2. Xác định tầm quan trọng của các biến trong mơ hình
Căn cứ vào kết quả phân tích hệ số hồi quy ở bảng 4.14, phƣơng trình hồi quy (theo hệ số đã chuẩn hóa) biểu thị tác động của các nhân tố sản phẩm, giá cả, địa điểm, chất lƣợng dịch vụ đến quyết định mua thực phẩm tại các cửa hàng tiện lợi của ngƣời tiêu dùng TP.HCM đƣợc thể hiện nhƣ sau:
QĐ = 0,478SP + 0,393GC + 0,279ĐĐ + 0,113CLDV + ei
Nghĩa là, sản phẩm (0,478) có tác động mạnh nhất đến quyết định mua thực phẩm tại cửa hàng tiện lợi, tiếp đến là giá cả (0,393), địa điểm (0,279) và chất lƣợng dịch vụ (0,113) tác động đến quyết định mua thực phẩm tại cửa hàng tiện lợi của ngƣởi tiêu dùng ở mức độ thấp nhất.
Mặt khác, kết quả phân tích hệ số hồi quy cho thấy các hệ số hồi quy đều dƣơng chứng tỏ các nhân tố có tác động cùng chiều đến quyết định mua thực phẩm tại cửa hàng tiện lợi của ngƣởi tiêu dùng. Do đó, ta kết luận: các giả thuyết trong mơ hình nghiên cứu hiệu chỉnh H1, H2, H3, H5 đƣợc chấp nhận.
4.5.2.3. Dị tìm sự vi phạm các giả định cần thiết trong phân tích hồi quy tuyến tính
Giả định thứ nhất cần kiểm tra là giả định liên hệ tuyến tính. Phƣơng pháp đƣợc sử dụng là biểu đồ phân tán Scatter với phần dƣ chuẩn hóa (Standardized residual) trên trục tung và giá trị dự đốn chuẩn hóa (Standardized predicted value) trên trục hồnh. Nhìn vào hình 4.2, ta thấy các phần dƣ phân tán ngẫu nhiên trong một vùng quanh đƣờng đi qua tung độ 0 chứ khơng tạo thành một hình dạng nào. Điều này có nghĩa là giả định về quan hệ tuyến tính khơng bị vi phạm.
Hình 4.2 . Đồ thị phân tán Scatter
Giả định thứ hai là giả định phƣơng sai của sai số không đổi. Để thực hiện kiểm định này, tác giả dùng kiểm định tƣơng quan hạng Spearman của giá trị tuyệt đối phần dƣ và các biến độc lập.
Bảng 4.15. Bảng kiểm định hệ số tƣơng quan hạng Spearman
Hệ số tƣơng quan hạng Spearman's rho Sản phẩm Giá cả Địa điểm Chất lƣợng dịch vụ ABScuare ABScuare Hệ số tƣơng quan -0,087 -0,145 -0,066 0,039 1 Sig. (2- tailed) 0,276 0,067 0,408 0,628 N 160 160 160 160 160 Kết quả kiểm định cho thấy giá trị Sig. của biến “Sản phẩm”, “Giá cả”, “Địa điểm”, “Chất lƣợng dịch vụ” đều lớn hơn 0,05 nên ch ng ta không thể bác bỏ giả thuyết H0: Hệ số tƣơng quan của tổng thể bằng 0. Nhƣ vậy, giả thuyết phƣơng sai của sai số thay đổi bị bác bỏ, tức là giả định phƣơng sai của sai số không đổi không bị vi phạm.
Giả định thứ ba là giả định về phân phối chuẩn của phần dƣ. Tác giả sử dụng các biểu đồ tần số (Histogram, P-P plot) của các phần dƣ (đã đƣợc chuẩn hóa) để kiểm tra giả định này.
Kết quả từ biểu đồ tần số Histogram của phần dƣ (hình 4.3) cho thấy phân phối phần dƣ xấp xỉ chuẩn (trung bình Mean = 0, độ lệch chuẩn Std. Dev = 0,98 gần bằng 1). Điều này có nghĩa là giả thuyết phân phối chuẩn của phần dƣ khơng bị vi phạm.
Hình 4.3. Đồ thị tần số Histogram
Kết quả từ biểu đồ tần số P-P plot (hình 4.4) cho thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đƣờng thẳng kỳ vọng, nên ta có thể kết luận là giả định về phân phối chuẩn khơng bị vi phạm.
Hình 4.4. Đồ thị tần số P-P plot
Giả định thứ tƣ là giả định về tính độc lập của sai số (khơng có tƣơng quan giữa các phần dƣ). Ta dùng đại lƣợng thống kê Durbin-Watson để kiểm định. Theo kết quả từ bảng 4.12 cho thấy giá trị d=2,090. Tra bảng Durbin-Watson ta thấy giá trị d rơi vào miền chấp nhận giả thuyết khơng có tự tƣơng quan chuỗi bậc nhất với nhau. Do đó, giả định khơng có mối tƣơng quan giữa các phần dƣ trong mơ hình hồi quy đa biến khơng bị vi phạm.
Giả định thứ năm là giả định khơng có mối tƣơng quan giữa các biến độc lập (đo lƣờng Đa cộng tuyến). Theo kết quả từ bảng 4.14 cho thấy độ chấp nhận biến (Tolerance) của các biến độc lập khá cao, bên cạnh đó, hệ số phóng đại phƣơng sai (Variance inflation factor – VIF) không lớn hơn 10 (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008); do đó, giả định khơng có mối tƣơng quan giữa các biến độc lập trong mơ hình hồi quy đa biến khơng bị vi phạm.
Nhƣ vậy, từ kết quả kiểm tra trên cho thấy mơ hình hồi quy đƣợc xây dựng không vi phạm các giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tính.