PHÂN TÍCH HỒI QUY

Một phần của tài liệu Luận văn thạc sĩ Quản trị kinh doanh: Một số yếu tố ảnh hưởng đến sự sẵn lòng mua của người tiêu dùng: Trường hợp sản phẩm điện thoại di động thông minh và bia (Trang 76 - 80)

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.6 PHÂN TÍCH HỒI QUY

Phân tích hồi quy đa biến được thực hiện để kiểm định các giả thuyết nghiên cứu. Phân tích hồi quy đa biến được thực hiện với biến phụ thuộc là Sự sẵn lòng mua và 5 biến độc lập là Xuất xứ quốc gia nhận thức, Chất lượng thương hiệu nhận thức, Kiến thức thương hiệu, Thương hiệu toàn cầu nhận thức và Tác động của tính vị chủng. Phương pháp thực hiện hồi quy là phương pháp đưa vào lần lượt (Enter). Để đánh giá độ phù hợp của mô hình, người viết sử dụng hệ số R2 hiệu chỉnh để đánh giá mức độ phù hợp.

Bên cạnh đó, người viết sẽ kiểm tra hiện tượng tự tương quan bằng hệ số Durbin – Watson (1< Durbin Watson < 3) và hiện tượng đa cộng tuyến VIF (VIF < 2). Hệ số Beta chưa chuẩn hóa được dùng để viết phương trình hồi quy tuyến tính và hệ số Beta chuẩn hóa được dùng để xác định mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập lên biến phụ thuộc.

Kết quả hồi quy tuyến tính như sau:

Bảng 4.12: Kết quả hồi quy tuyến tính

hình R R2 R2 hiệu

chỉnh

Sai số chuẩn ước lượng

Số liệu thống kê thay đổi

Chỉ số Durbin Watson Mức

thay đổi R2

Mức thay đổi F

Df1 Df2

Mức thay đổi Sig.F

1 .739a 0.546 0.540 0.630.2247 0.546 92.740 5 385 0.000 1.832

a. Các yếu tố dự đoán: (hằng số): Xuất xứ quốc gia nhận thức, Chất lượng thương hiệu nhận thức, Kiến thức thương hiệu, Thương hiệu toàn cầu nhận thức, Tác động của tính vị chủng.

ANNOVAb

Mô hình Tổng bình

phương

Df Trung bình bình

phương

F Mức ý

nghĩa

Hồi quy 184.185 5 36.837 92.740 0.000a

Dư 152.924 385 0.397

Tổng 337.109 390

HỆ SỐ HỒI QUY

Yếu tố dự đoán Hệ số chưa chuẩn

hóa

Hệ số chuẩn hóa

T Sig. Thống kê đa cộng

tuyến

B Sai số

chuẩn

Beta Độ chấp

nhận

VIF

Hằng số -0.40 0.84 -0.471 0.638

Xuất xứ quốc gia

nhận thức 0.66 0.41 0.68 1.623 0.105 0.675 1.481

B Sai số

chuẩn Beta T Sig. Độ chấp

nhận VIF

Chất lượng thương hiệu nhận thức 0.551 0.45 0.566 12.295 0.000 0.557 1.797

Kiến thức thương

hiệu 0.57 0.41 0.57 1.406 0.161 0.707 1.415

Thương hiệu toàn cầu nhận thức 0.162 0.43 0.168 3.746 0.000 0.584 1.712

Tác động của tính vị

chủng 0.05 0.11 0.19 0.509 0.611 0.870 1.149

Theo kết quả phân tích hồi quy, hệ số R2 hiệu chỉnh là 0.54 cho thấy 54% sự biến thiên của yếu tố Sẵn lòng mua được giải thích bởi 5 thành phần Xuất xứ quốc gia nhận thức, Chất lượng thương hiệu nhận thức, Kiến thức thương hiệu, Thương hiệu toàn cầu nhận thức và Tác động của tính vị chủng. Bên cạnh đó, giá trị F được tính từ R2 của mô hình có ý nghĩa thống kê = 0.000 (ở mức <0.05), cho thấy mô hình nghiên cứu phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng cho việc kiểm định giả thuyết.

Hệ số phóng đại VIF có giá trị từ 1.149 đến 1.797 (VIF < 2) cho thấy các biến độc lập này không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra. Do đó, mối quan hệ giữa các biến không ảnh hưởng đến mức độ giải thích của mô hình.

Trong 5 thành phần biến độc lập, có hai thành phần có mối quan hệ nhân quả với biến phụ thuộc Sự sẵn lòng mua, đó là biến Chất lượng quốc gia nhận thức (Sig = 0.000 <

0.05) và Thương hiệu toàn cầu nhận thức (Sig = 0.000 < 0.05). Hai hệ số mang dấu dương thể hiện mối quan hệ cùng chiều của hai yếu tố Chất lượng quốc gia nhận thức và Thương hiệu toàn cầu đối với yếu tố Sự sẵn lòng mua. Trong khi đó, ba yếu tố là Xuất xứ quốc gia nhận thức (Sig = 0.105), Kiến thức thương hiệu (Sig = 0.161) và Tác động của tính vị chủng (Sig = 0.611) đều có Sig > 0.05 nên ba thành phần này không

có mối quan hệ nhân quả đối với biến độc lập Sự sẵn lòng mua. Như vậy, phương trình hồi quy tuyến tính được viết lại như sau:

SANLONG = -0.040 +0.551*CHATLUONG + 0.162*THUONGHIEUTC.

Trong đó:

- SANLONG: Sự sẵn lòng mua của người tiêu dùng.

- CHATLUONG: Chất lượng thương hiệu nhận thức.

- THUONGHIEUTC: Thương hiệu toàn cầu nhận thức.

4.7 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT

Kết quả phân tích hồi quy cho thấy mối quan hệ giữa biến Sự sẵn lòng với biến Kiến thức thương hiệu, Xuất xứ quốc gia nhận thức, Tác động của tính vị chủng bị bác bỏ.

Như vậy, biến Tính vị chủng đã làm thay đổi mối quan hệ giữa Thương hiệu toàn cầu nhận thức và Sự sẵn lòng mua. Không có tác động của Tính vị chủng thì biến Thương hiệu toàn cầu nhận thức có tương quan dương với Sự sẵn lòng mua. Còn có sự tác động của tính vị chủng thì biến Thương hiệu toàn cầu nhận thức không có mối quan hệ với biến Sự sẵn lòng mua. Biến còn lại có mối quan hệ nhân quả với Sự sẵn lòng mua của khách hàng là Chất lượng thương hiệu cảm nhận. Như vậy, ta có kết quả kiểm định giả thuyết mô hình như bảng sau

Bảng 4.13: Kiểm định giả thuyết

Giả thuyết Ni dung Kết luận

Giả thuyết H1 Thương hiu toàn cu nhn thc có nh hưởng tích

cc đến s sn lòng mua ca khách hàng.

Ủng hộ

Giả thuyết H2 Tính v chng làm thay đổi mi quan h gia Thương

hiu toàn cu nhn thc và S sn lòng mua

Ủng hộ

Giả thuyết H3 Xut x quc gia nhn thc có nh hưởng tích cc Bác bỏ

đến s sn lòng mua ca khách hàng.

Giả thuyết H4 Kiến thc thương hiu tác động tích cc đến s sn

lòng mua ca khách hàng.

Bác bỏ

Giả thuyết H5 Cht lượng thương hiu cm nhn tác động tích cc

đến s sn lòng mua ca khách hàng.

Ủng hộ

Một phần của tài liệu Luận văn thạc sĩ Quản trị kinh doanh: Một số yếu tố ảnh hưởng đến sự sẵn lòng mua của người tiêu dùng: Trường hợp sản phẩm điện thoại di động thông minh và bia (Trang 76 - 80)

Tải bản đầy đủ (PDF)

(132 trang)