4.3 Kiểm định các giả thuyết và mơ hình nghiên cứu
4.3.2 Phân tích hồi quy
Các biến độc lập Giá thiết bị (GIA), Chất lượng thiết bị (CLS), Chất lượng dịch vụ (CLD), Cạnh tranh (CTR), Không thuận tiện (KTT) và biến phụ thuộc Ý định chuyển đổi thương hiệu (YĐC) có tương quan với nhau được đưa vào phân tích hồi quy để mơ hình hóa mối quan hệ nhân quả của chúng. Nghiên cứu sử dụng phương pháp mặc định của SPSS là phương pháp đưa lần lượt vào (ENTER).
4.3.2.1 Kích thước mẫu trong phân tích hồi quy
Kích thước mẫu tối thiểu cho phân tích EFA của nghiên cứu này là 150. Kích thước mẫu tối thiểu cho phân tích hồi quy là 98 (mơ hình có 6 biến độc lập). Kết hợp 2 điều kiện, kích thước mẫu của nghiên cứu 309 là hồn toàn phù hợp.
4.3.2.2 Kiểm định sự phù hợp của mơ hình
Kết quả xử lý SPSS bảng 4.7 cho ta giá trị F = 30.168 với mức ý nghĩa thống kê sig = 0.000 < 0.05, đủ điều kiện bác bỏ giả thuyết H0 chấp nhận giả thuyết H1, nên mơ hình phù hợp với dữ liệu ghiên cứu.
Bảng 4.6 cho hệ số xác định R2 = 0.332, hệ số xác định điều chỉnh R2adj = 0.321 nghĩa là mơ hình đã giải thích được 32.1% sự biến thiên của biến phụ thuộc Ý định chuyển đổi thương hiệu trang thiết bị y tế gia đình.
Bảng 4.6: Bảng tóm tắt mơ hình hồi quy
Bảng 4.7: Bảng phân tích phương sai ANOVA
Mơ hình Tổng bình
phương df Bình phương trung bình F Sig. 1
Hồi quy 77.591 5 15.518 30.168 0.000b
Phần dư 155.858 303 0.514
Tổng 233.448 308
4.3.2.3 Kiểm tra các giả định trong hồi quy tuyến tính
Giả định liên hệ tuyến tính và phương sai của sai số khơng đổi
Hình 4.1 cho thấy đồ thị phần dư phân tán ngẫu nhiên quanh trục 0 trong phạm vi không đổi nên giả định liên hệ tuyến tính và phương sai của sai số khơng đổi thỏa mãn.
Mơ hình R R2 R2 điều chỉnh Độ lệch chuẩn của ước lượng Durbin- Watson
Hình 4.1: Đồ thị phân tán giữa các phần dư và giá trị dự đoán
Giả định về phân phối chuẩn của phần dư
Hình 4.2 cho thấy có một đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số phần dư. Đồng thời, Mean = 3.41E-16 gần bằng 0, Std. Dev. = 0.992 gần bằng 1. Như vậy, giả định về phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Giả định về tính độc lập của sai số (khơng có tương quan giữa các phần dư)
Từ bảng 4.6, giá trị Durbin – Watson = 1.706 gần bằng 2 nên giả định về tính độc lập của sai số thỏa mãn (các phần dư khơng có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau).
Giả định không có mối tương quan giữa các biến độc lập (đo lường đa cộng tuyến)
Hệ số phóng đại phương sai VIF của các biến độc lập Giá thiết bị (GIA), Chất lượng thiết bị (CLS), Chất lượng dịch vụ (CLD), Cạnh tranh (CTR), Không thuận tiện (KTT) đều nhỏ hơn 2.5 nên không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến, giả định khơng có mối tương quan giữa các biến độc thỏa mãn (xem bảng 4.8).
4.3.2.4 Kiểm định giả thuyết
H1: Giá thiết bị không hợp lý tác động cùng chiều đến ý định chuyển đổi thương hiệu trang thiết bị y tế gia đình của người tiêu dùng.
Phân tích hồi quy biến Gía thiết bị và Ý định chuyển đổi thương hiệu có hệ số hồi quy chuẩn hóa là 0.030 với mức ý nghĩa sig = 0.556 > 0.05 nên đủ điều kiện bác bỏ giả thuyết H1 (bảng 4.9).
H2: Chất lượng thiết bị thấp tác động cùng chiều đến ý định chuyển đổi thương hiệu trang thiết bị y tế gia đình của người tiêu dùng.
Phân tích hồi quy biến Chất lượng thiết bị và Ý định chuyển đổi thương hiệu có hệ số hồi quy chuẩn hóa là 0.230 với mức ý nghĩa sig = 0.001 < 0.05 nên đủ điều kiện chấp nhận giả thuyết H2 (bảng 4.9).
H3: Chất lượng dịch vụ kém tác động cùng chiều đến ý định chuyển đổi thương hiệu trang thiết bị y tế gia đình của người tiêu dùng.
Phân tích hồi quy biến Chất lượng dịch vụ và Ý định chuyển đổi thương hiệu có hệ số hồi quy chuẩn hóa là 0.218 với mức ý nghĩa sig = 0.001 < 0.05 nên đủ điều kiện chấp nhận giả thuyết H3 (bảng 4.9).
Phân tích hồi quy biến Cạnh tranh và Ý định chuyển đổi thương hiệu có hệ số hồi quy chuẩn hóa là 0.240 với mức ý nghĩa sig = 0.000 < 0.05 nên đủ điều kiện chấp nhận giả thuyết H5 (bảng 4.9).
H6: Không thuận tiện tác động cùng chiều đến ý định chuyển đổi thương hiệu trang thiết bị y tế gia đình của người tiêu dùng.
Phân tích hồi quy biến Khơng thuận tiện và Ý định chuyển đổi thương hiệu có hệ số hồi quy chuẩn hóa là -0.069 với mức ý nghĩa sig = 0.169 > 0.05 nên đủ điều kiện bác bỏ giả thuyết H6 (bảng 4.9).
Bảng 4.8: Hệ số hồi quy
Mơ hình
Hệ số chưa
chuẩn hóa chuẩn hóa Hệ số
t Sig. Thống kê cộng tuyến B Std. Error Beta Dung sai (Tolerance) VIF 1 (Hằng số) 1.335 0.232 5.764 0.000 Chất lượng thiết bị 0.195 0.057 0.230 3.416 0.001 0.485 2.061 Chất lượng dịch vụ 0.192 0.059 0.218 3.265 0.001 0.494 2.025 Cạnh tranh 0.236 0.060 0.240 3.957 0.000 0.599 1.668
Không thuận tiện -0.080 0.058 -0.069 -1.377 0.169 0.882 1.133
Giá thiết bị 0.036 0.060 0.030 0.590 0.556 0.840 1.191
a. Biến phụ thuộc: Ý định chuyển đổi thương hiệu
4.3.2.5 Mơ hình hồi quy
Phương trình hồi quy bội với các hệ số chuẩn hóa biểu diễn mối quan hệ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc như sau:
Y = 0.230X1 + 0.218X2 + 0.240X3 Trong đó:
Y: Ý định chuyển đổi thương hiệu (YĐC) X1: Chất lượng thiết bị (CLS)
X2: Chất lượng dịch vụ (CLD)
X3: Cạnh tranh (CTR)