Model —— df bình bình F Sig.
phuong
Hồi quy 394.724 1 394.724 | 2515.090 .000°
Phan dw 76.431 487 157
Tong cong | 471.154 488
Hồi quy 403.868 2 201.934 | 1458.542 .000°
Phan dw 67.286 486 138
Tong cong | 471.154 488
Nguồn: Phân tích và xử lý c5a nhóm tác giả 4/2023
Kết quả phân tích ANOVA thẻ hiện trên bảng trên Bảng 4-10 cho thay gia trị kiểm định F = 1458.542 có ý nghĩa thống kê (Sig = 0.000 < 0.05). Nghĩa là, giá thuyết tập hợp các biến độc lập không có mối liên hệ với biến phụ thuộc bị bác bỏ. Vi thé, mô hình hồi quy số 2 là phù hợp dữ liệu nghiên cứu và có thê suy rộng cho tông thể.
4.4.2.2. Mô hình hồi quy biếu thị cho những yếu tô ảnh hưởng
Sau khi nhóm tác giả tiễn hành thực hiện phân tích hồi quy đa biến, ta có được kết quả bang Coefficients như hình dưới đây:
Bảng 4- 18. Các thông số thông kê của mô hình hồi quy
Hệ số chưa Hệ số . .
2. chuan Thong ké da cộng tuyên
chuân hóa hóa
Mô hình t Sig.
B Dolgch | Beta chuan Độ chap nhan VIF
Constant 100 .083 1.214 225
1
KSHIDSD .966 019 915 50.151 .000 1.000 1.000
Constant .017 .079 -.212 833
2 | KSHIDSD .717 .036 .679 20.141 .000 .258 3.871
RR .284 .035 .274 8.127 .000 .258 3.871
Nguồn: Phân tích và xử lý c5a nhóm tác giả 4/2023 - Qua Bang 4-11, ta nhận thấy mô hình 2 có chỉ số giá trị VIF của các biến là 3.871>2
=> có khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến => loại mô hình 2.
- Ở mô hình I, chỉ số giá tri VIF la 1.0 <2 => không xuất hiện khả năng đa cộng
tuyến. Vì vậy, nhóm tác giả quyết định lựa chọn mô hình hồi quy số 1 với biến KSHIDSD là phù hợp với dữ liệu nghiên cứu và có thê suy rộng cho tổng thê.
- Biến phụ thuộc: HIVM
- Từ Bảng 4-9 (tóm tắt mô hình hồi quy) và Bảng 4-11 (các thông số thống kê của mô hình hồi quy), nhóm tác giả rút ra một số nhận định như sau:
© Mô hình thứ nhất có trị số R bình phương hiệu chỉnh = 0.837, tức là mô hình thứ nhất có thể giải thích được 83,7% cho vấn đề nghiên cứu. Hơn nữa, ta có thê khăng định là mô hình này không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến vì chí số VIF của biến duy nhất KSHIDSD nhỏ hơn 2.
®_ Kết quả xác định hệ số hồi quy được thê hiện trên bảng... (các thông số thống kê của mô hình hồi quy) cho thấy, nhân tố được dự đoán trong mô hình hồi quy có tác động (có ý nghĩa thống kê) đến hành vi mua trực tuyến bình giữ nhiệt Lock&Lock của người dân sống tại TPHCM với hệ số B của nhân tổ KSHIDSD = 0.966.
- Từ các kết quả trên mô hình hồi quy biểu thị các yêu tố tác động đến hành vi mua trực tuyên bình giữ nhiệt Lock&Lock của người dân sống tại thành phố Hồ Chí Minh
được xác định như sau:
¢ HVM=0.1 + 0.966KSHIDSD + ei (chưa chuân hóa)
¢ HVM =0.915KSHIDSD + gi (da chuan hoa) Diễn giải ý nghĩa theo hệ số hồi quy chưa chuân hóa:
Khi KSHIDSD tăng lên 1 đơn vị thì HVM tăng trung bình 0.966 đơn vị, với điều kiện các yếu tô khác không thay đổi.
Tóm lại: Yếu tố KSHIDSD tỉ lệ thuận với HVM. Khi nâng cao sự ảnh hưởng của yếu tố thì sẽ làm tăng hành vi mua hàng.
Mức độ tác động (tầm quan trọng) của yếu tố KSHIDSD đến hành vi mua trực tuyến bình giữ nhiệt Lock&Lock của người dân sống tại thành phố Hồ Chí Minh được xác định thông qua hệ số Beta (đã chuẩn hóa) = 0.915
4.4.2.3. Kiểm định giả thuyết
Nhóm tác giả thống kê lại các giả thuyết Hn (với n = {1,2,3,4,5}), trong đó các giả thuyết HI, H2, H3, H4, H5 được chấp nhận với mức ý nghĩa œ <0.05 hay 5% - Tương
ứng với độ tin cậy 95%.
Bảng 4-19. Kiếm định các giả thuyết
Giả Noi dun Mỗi Kết
thuyết ° ề quan hệ luận
"Nhận thức tính hữu ích" có mối
Hl quan hệ cùng chiều với mức ảnh hưởng. 1 nhận
H2 "Nhận thức tính dễ sử dụng" có mỗi tt Chấp
quan hệ cùng chiêu với mức ảnh hưởng. nhận
"Nhận thức rủi ro liên quan đến giao Chá H3 dịch trực tuyên” có môi quan hệ ngược Tl nhân P
chiêu với mức ảnh hưởng.
"Nhận thức rủi ro liên quan đên sản
H4 phẩm/dịch vụ" có mối quan hệ ngược tl a
chiều với mức ảnh hưởng.
"Nhận thức kiểm soát hành vi" có mỗi /
H5 ; it Chap
quan hệ cùng chiêu với mức anh hưởng. nhận