Chương 4 : PHÂN TÍCH KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.4. Phân tích hồi quy bội
4.4.2. Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính bội
Sáu nhân tố được đưa vào xem xét tác động đến Ý định mua hàng nhãn riêng bằng phương pháp Enter.
Bảng 4.16: Chỉ tiêu đánh giá độ phù hợp của mơ hình
Mơ hình R R 2 R2 được hiệu chỉnh Độ lệch chuẩn ước tính
Thống kê thay đổi Thay đổi R2 Thay đổi F df1 df2 Sig. thay đổi F 1 0.783a 0.613 0.601 0.38338 0.613 51.547 6 195 0.000 a. Dự báo: (Hằng số), SBA, PV, SI, PP, PQ, C
(Nguồn: Kết quả tính tốn của tác giả)
Kết quả hồi quy thể hiện ở bảng 4.16 cho thấy R2 đã hiệu chỉnh bằng 0.601 (khoảng 60.1% phương sai của Ý định mua hàng nhãn riêng được giải thích bởi phương sai của 6 biến độc lập).
Bảng 4.17: Kiểm định độ phù hợp của mơ hình ANOVAa
Mơ hình Tổng bình
phương df Trung bình của bình phương F Sig. 1
Hồi quy 45.457 6 7.576 51.547 0.000a Phần dư 28.660 195 0.147
Tổng cộng 74.117 201 a. Biến phụ thuộc: I
b. Dự báo: (Hằng số), SBA, PV, SI, PP, PQ, C
Phân tích ANOVA ở bảng 4.17 cho thấy thơng số F đạt 51.547 với mức ý nghĩa Sig. = 0.000 < .05 chứng tỏ mơ hình xây dựng là phù hợp với bộ dữ liệu thu thập được và các biến đưa vào đều có ý nghĩa về mặt thống kê với mức ý nghĩa 5%.
Kết quả phân tích ở bảng 4.18 cho thấy giá trị hệ số phóng đại phương sai (VIF) đều nhỏ hơn 2 nên kết luận khơng có hiện tượng đa cộng tuyến. Hơn nữa, từ các hệ số β đã chuẩn hóa, có kết quả như sau: các nhân tố PP, PQ, PV, C, SI và SBA đều có mối liên hệ tuyến tính với I với mức ý nghĩa Sig. < 0.05. Nghĩa là, nếu Giá cả cảm nhận, Chất lượng cảm nhận, Giá trị đồng tiền cảm nhận, Sự tự tin, Ảnh hưởng của xã hội và Nhận biết hàng nhãn riêng của người tiêu dùng tích cực thì Ý định mua hàng nhãn riêng sẽ tích cực và ngược lại (Xem phụ lục 8).
Bảng 4.18: Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính bội
(Nguồn: Kết quả tính tốn của tác giả)
Coefficientsa Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Mức ý nghĩa Sig. Đa cộng tuyến B Độ lệch chuẩn Beta Dung sai VIF 1 (Hằng số) -.699 0.291 -2.402 0.017 PP 0.126 0.060 0.121 2.113 0.036 0.609 1.642 PQ 0.151 0.054 0.160 2.806 0.006 0.609 1.643 PV 0.210 0.063 0.178 3.305 0.001 0.682 1.467 C 0.187 0.066 0.173 2.844 0.005 0.533 1.875 SI 0.303 0.056 0.265 5.387 0.000 0.816 1.225 SBA 0.224 0.056 0.220 3.992 0.000 0.652 1.534 a. Biến phụ thuộc: I
Phương trình hồi quy tuyến tính bội được trích theo hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa có dạng như sau:
I = -0.699 + 0.126*PP + 0.151*PQ + 0.210*PV + 0.187*C + 0.303*SI + 0.224*SBA
Phương trình hồi quy cho thấy, Ý định mua hàng nhãn riêng (I) chịu tác động dương của 6 nhân tố: (1) Giá cả cảm nhận (PP), (2) Chất lượng cảm nhận (PQ), (3) Giá trị đồng tiền cảm nhận (PV), (4) Sự tự tin (C), (5) Ảnh hưởng xã hội (SI), (6) Nhận biết nhãn hàng riêng (SBA). Trong đó nhân tố Ảnh hưởng xã hội tác động mạnh nhất đến Ý định mua hàng nhãn riêng, Nhận biết nhãn hàng riêng, Giá trị đồng tiền cảm nhận, Sự tự tin, Chất lượng cảm nhận và cuối cùng là Giá cả cảm nhận.
Mơ hình nghiên cứu sau phân tích hồi quy như sau:
Hình 4.1: Mơ hình nghiên cứu sau phân tích hồi quy
(Nguồn: Kết quả tính tốn của tác giả)
Ý định mua hàng nhãn riêng Nhận biết nhãn hàng riêng Giá trị đồng tiền cảm nhận Sự tự tin Chất lượng cảm nhận Ảnh hưởng xã hội Giá cả cảm nhận +0.265 +0.220 +0.178 +0.173 +0.160 +0.121
Kiểm định giả thuyết
- H1 là giá cả cảm nhận tác động tích cực đến ý định mua hàng nhãn riêng của người tiêu dùng TP. HCM. Căn cứ vào kết quả phân tích hồi quy, giả thuyết này được chấp nhận, hệ số Beta đạt 0.121 mức ý nghĩa Sig. = 0.036< 0.05. Như vậy, khi người tiêu dùng cảm nhận được giá cả hấp dẫn hàng nhãn riêng càng lớn thì ý định mua hàng nhãn riêng càng cao.
- Giả thuyết H2 cho rằng Chất lượng cảm nhận tác động tích cực đến ý định mua hàng nhãn riêng của người tiêu dùng TP.HCM. Kết quả phân tích hồi quy chấp nhận giả thuyết này, hệ số Beta đạt 0.160, mức ý nghĩa Sig. = 0.006 < 0.05. Như vậy, khi người tiêu dùng cảm nhận rằng chất lượng của sản phẩm nhãn hàng riêng đáp ứng được yêu cầu của họ càng cao thì họ sẽ có ý định mua hàng nhãn riêng càng cao.
- Giả thuyết H3 là Giá trị đồng tiền cảm nhận tác động tích cực đến ý định mua hàng nhãn riêng của người tiêu dùng TP.HCM. Kết quả phân tích hồi quy chấp nhận giả thuyết này, hệ số Beta đạt 0.178, mức ý nghĩa Sig. =0.001< 0.05. Do vậy, người tiêu dùng cảm nhận được lợi ích và chất lượng mang lại của việc sở hữu nhãn hàng riêng càng cao thì ý định mua hàng nhãn riêng càng lớn.
- H4 là giả thuyết Sự tự tin tác động tích cực đến ý định mua hàng nhãn riêng của người tiêu dùng TP.HCM. Kết quả phân tích hồi quy chấp nhận giả thuyết này, hệ số Beta đạt 0.173, mức ý nghĩa Sig. = 0.005 < 0.05. Do vậy, khi khách hàng tự tin trong việc chọn lựa nhãn hàng riêng thì ý định mua hàng nhãn riêng của họ càng nâng cao.
Tương tự, giả thuyết H5 cho rằng hưởng xã hội tác động tích cực đến ý định mua hàng nhãn riêng của người tiêu dùng TP.HCM. Với kết quả hồi quy, hệ số Beta đạt 0.265 và mức ý nghĩa Sig. = 0.000 < 0.05, giả thuyết trên được chấp nhận. Như vậy, người tiêu dùng bị tác động bởi những ý kiến của những người xung quanh như bạn bè, người thân, đồng nghiệp, gia đình, hay những người nổi tiếng… càng mạnh mẽ thì có ý định mua hàng nhãn riêng càng cao.
Cuối cùng, giả thuyết H6 cho rằng Nhận biết hàng nhãn riêng tác động tích cực đến ý định mua hàng nhãn riêng của người tiêu dùng TP.HCM. Với kết quả hồi quy, hệ số Beta đạt 0.220 và mức ý nghĩa Sig. = 0.000 < 0.05, giả thuyết trên được chấp nhận. Như vậy, khả năng nhận biết hàng nhãn riêng của người tiêu dùng càng cao thì ý định mua hàng nhãn riêng càng tăng.
Kiểm tra giả định về phân phối chuẩn
Kiểm tra giả định về phân phối chuẩn của phần dư cho thấy: độ lệch chuẩn 0.985 xấp xỉ bằng 1 (hình 4.2), do vậy giả thuyết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Hình 4.2: Biểu đồ phân phối chuẩn phần dư
Hình 4.3: Biểu đồ P-P Plot
(Nguồn: Kết quả tính tốn của tác giả)
Dựa vào hình vẽ P-P plot (hình 4.3) cho thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng, nên ta có thể kết luận là giả thuyết phân phối chuẩn không bị vi phạm.