CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.3. Kết quả nghiên cứu định lượng
4.3.1. Mô tả mẫu quan sát
Sau quá trình thu thập phiếu khảo sát, nhóm tác giả đã thu về được tổng 237 phiếu, bao gồm cả phiếu khảo sát vật lý và online. Nhóm tác giả đã tiến hành sàng lọc các phiếu thu được 221 quan sát chính thức trong nghiên cứu định lượng bằng cách bỏ đi những phiếu chưa hoàn thiện đầy đủ hoặc người làm phiếu có xu hướng không hợp tác khi các câu trả lời của họ không giống nhau ở các câu hỏi mang tính đồng nghĩa với nhau.
Bảng 8 . Thống kê mẫu nghiên cứu định lượng chính thức
Tiêu chí Số quan sát Phần trăm (%)
Tổng 221 100
Giới tính Nam 84 38
Nữ 135 61.1
Khác 2 0.9
Năm học Năm nhất 20 9
Năm hai 72 32.6
Năm ba 41 18.6
Năm tư 88 39.8
Tình trạng tham gia cuộc thi
Đã tham gia 81 36.5
Chưa tham gia 141 63.5
Thống kê 221 quan sát trong nghiên cứu định lượng chính thức cho thấy mẫu nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến Ý định tham gia cuộc thi học thuật của sinh viên Đại học Kinh tế Quốc dân sau khi điều tra có số lượng nữ chiếm ưu thế hơn (61.1%) so với số lượng nam (38%); trong đó phần lớn nằm trong sinh viên năm hai (32.6%) và sinh viên năm tư (39.8%). Các quan sát tập trung phần lớn vào các bạn sinh viên chưa tham gia các cuộc thi học thuật (chiếm 63.5%) và bảng khảo sát cho thấy sinh viên năm tư có tỷ lệ đã tham gia các cuộc thi cao nhất.
Hình 5. Biểu đồ thể hiện giới tính của các sinh viên
Hình 6. Biểu đồ thể hiện năm học của sinh viên
Hình 7. Biểu đồ thể hiện tình trạng tham gia cuộc thi của sinh viên
4.3.2 Kiểm định độ tin cậy của thang đo bằng hệ số Cronbach’s Alpha (Reliability Statistics)
Qua việc thu thập dữ liệu và thực hiện khảo sát qua các bảng hỏi, nhóm tác giả đã tiến hành nghiên cứu định lượng. Đầu tiên nhóm nghiên cứu đã kiểm định độ tin cậy của thang đo bằng hệ số Cronbach’s Alpha, và dưới đây là kết quả của nhóm nghiên cứu:
4.3.2.1 Chuẩn chủ quan
Bảng 9. Kiểm định Độ tin cậy của nhân tố Chuẩn chủ quan Cronbach’s
Alpha
Item Scale Mean if Item Deleted
Scale Variance if Item Deleted
Corrected Item - Total Correlation
Cronbach’s alpha if Item
Deleted
0,646 CCQ1 7.03 2.581 .540 .426
CCQ2 7.27 2.560 .483 .514
CCQ3 6.89 3.570 .363 .663
Qua kết quả của Bảng trên nhóm tác giả nhận thấy rằng hệ số Cronbach’s Alpha của nhân tố Chuẩn chủ quan là 0.646 lớn hơn 0.63, tuy hệ số không được quá lớn nhưng nó vẫn thể hiện độ tin cậy của các nhân tố thuộc về chuẩn chủ quan. Đồng thời, với các hệ số tương quan với biến tổng đều lớn hơn 0.3, do đó các nhân tố thuộc chuẩn chủ quan đảm bảo độ tin cậy để đo lường thang đo.
4.3.2.2 Môi trường học tập
Bảng 10. Kiểm định Độ tin cậy của nhân tố Môi trường học tập Cronbach’s
Alpha
Item Scale Mean if Item Deleted
Scale Variance if Item Deleted
Corrected Item - Total Correlation
Cronbach’s alpha if Item
Deleted
0,631 MOITRUONG1 7.48 1.951 .431 .545
MOITRUONG2 7.60 1.968 .466 .506
MOITRUONG3 7.80 1.542 .441 .549
Tương tự, nhóm tác giả cũng đưa ra kết luận về độ tin cậy của nhân tố Môi trường học tập với Hệ số Cronbach’s Alpha là 0.631 > 0.63. Đây là một giá trị khá nhỏ, sát với giá trị yêu cầu tuy nhiên nó vẫn thỏa mãn và điều đó chứng tỏ được các nhân tố của Môi trường học tập đảm bảo độ tin cậy để đo lường thang đo (hệ số tương quan với biến tổng đều lớn hơn 0.3).
4.3.2.3. Năng lực sinh viên
Bảng 11. Kiểm định Độ tin cậy của nhân tố Năng lực sinh viên
Cronbach’s Alpha
Item Scale Mean if Item Deleted
Scale Variance if Item Deleted
Corrected Item - Total Correlation
Cronbach’s alpha if Item
Deleted
0,839 NANGLUC1 11.27 4.426 .531 .852
NANGLUC2 11.34 3.890 .742 .766
NANGLUC3 11.33 3.660 .785 .744
NANGLUC4 11.57 3.774 .644 .811
Đối với các biến quan sát của Năng lực sinh viên, nhóm tác giả nhận thấy rằng hệ số Cronbach’s Alpha là khá cao (0.839), thỏa mãn lớn hơn 0.63. Cùng với đó hệ số tương quan với biến tổng đều có giá trị lớn và lớn hơn 0.3, điều đó chứng tỏ các biến quan sát thuộc nhóm Năng lực sinh viên có độ tin cậy tốt để đo lường.
4.3.2.4. Lợi ích tham gia
Bảng 12. Kiểm định Độ tin cậy của nhân tố Lợi ích tham gia Cronbach’s
Alpha
Item Scale Mean if Item Deleted
Scale Variance if Item Deleted
Corrected Item - Total
Correlation
Cronbach’s alpha if Item
Deleted
0,751 LOIICH1 8.26 1.758 .487 .767
LOIICH2 8.41 1.443 .625 .612
LOIICH3 8.39 1.549 .632 .607
Nhóm tác giả đã tiến hành kiểm định độ tin cậy của nhóm nhân tố Lợi ích tham gia, kết quả nhận được của hệ số Cronbach’s Alpha là 0.751 lớn hơn 0.63 và hệ số tương quan với biến tổng lớn hơn 0.3. Vì vậy kết luận rằng độ tin cậy của nhóm nhân tố Lợi ích tham gia là tốt.
4.3.2.5. Quy mô và độ uy tín cuộc thi
Bảng 13. Kiểm định Độ tin cậy của nhân tố Quy mô và độ uy tín cuộc thi
Cronbach’s Alpha
Item Scale Mean if Item Deleted
Scale Variance if Item Deleted
Corrected Item - Total Correlation
Cronbach’s alpha if Item
Deleted
0,878 QUYMO1 15.54 8.568 .737 .846
QUYMO2 15.67 8.477 .710 .852
QUYMO3 15.57 8.938 .702 .854
QUYMO4 15.54 8.786 .697 .855
QUYMO5 15.52 8.560 .704 .854
Tương tự kết quả kiểm định độ tin cậy của nhóm nhân tố Quy mô và độ uy tín cuộc thi đều thỏa mãn hết các chỉ tiêu của hệ số Cronbach’s Alpha (0.878) và hệ số tương quan với biến tổng (> 0.3). Nhóm nghiên cứu kết luận rằng nhóm nhân tố có độ tin cậy cao để đo lường thang đo.
4.3.2.6. Ý định tham gia cuộc thi
Bảng 14. Kiểm định Độ tin cậy của nhân tố Ý định tham gia cuộc thi Cronbach’s
Alpha
Item Scale Mean if Item Deleted
Scale Variance if Item Deleted
Corrected Item - Total Correlation
Cronbach’s alpha if Item
Deleted
0,744 YDINH1 10.77 5.687 .462 .724
YDINH2 11.08 5.090 .567 .670
YDINH3 11.24 4.735 .643 .625
YDINH4 11.23 4.594 .502 .716
Kết quả kiểm định của nhóm nhân tố Ý định tham gia cuộc thi là: hệ số Cronbach’s Alpha là 0.744 > 0.63 và hệ số tương quan với biến tổng đều thỏa mãn > 0.3.
Do đó nhóm nghiên cứu khẳng định nhóm nhân tố đảm bảo độ tin cậy để đo lường thang đo.
4.3.2.7. Tổng hợp kết quả kiểm định độ tin cậy thang đo bằng hệ số Cronbach's Alpha Dựa vào kết quả kiểm định ở phía trên, nhóm nghiên cứu kết luận rằng tất cả các nhóm nhân tố đều đảm bảo độ tin cậy để đo lường thang đo, vì vậy nhóm đã tổng hợp lại các biến quan sát vào bảng dưới đây:
Bảng 15. Tổng hợp kết quả kiểm định độ tin cậy thang đo bằng hệ số Cronbach's Alpha
STT Nhân tố Số biến Hệ số Cronbach’s Alpha
1 Chuẩn chủ quan 3 0,646
2 Môi trường học tập 3 0,631
3 Năng lực sinh viên 4 0,839
4 Lợi ích tham gia 3 0,751
5 Quy mô và độ uy tín 5 0,878
6 Ý định tham gia 4 0,744
4.3.3. Phân tích nhân tố khám phá EFA (Exploratory Factor Analysis)
Phân tích nhân tố là một phương pháp phân tích thống kê dùng để rút gọn một tập gồm nhiều biến quan sát thành một nhóm để chúng có ý nghĩa hơn nhưng vẫn chứa đựng hầu hết các nội dung thông tin của biến ban đầu. Theo các tác giả này, trong phân tích EFA, chỉ số Factor Loading có giá trị lớn hơn 0,3 được xem là đạt được mức tối thiểu, lớn hơn 0,4 được xem là quan trọng và lớn hơn 0,5 được xem là có ý nghĩa thực tế. KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) là chỉ số thể hiện mức độ phù hợp của phương pháp EFA, hệ số KMO nằm trong khoảng từ 0,5 đến 1 thì phân tích nhân tố được coi là phù hợp. Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), kiểm định Bartlett (Bartlett’s test) xem xét giả thuyết các biến không có tương quan trong tổng thể. Nếu như kiểm định này có ý nghĩa thống kê, tức là Sig < 0.05 thì các quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể - điều kiện cần để phân tích EFA.
Tóm lại, trong phân tích nhân tố khám phá cần phải đáp ứng các điều kiện sau:
Factor Loading > 0,3
0,5 < KMO < 1
Kiểm định Bartlett có Sig < 0,05
Phương sai trích Total Variance Explained > 50%
Eigenvalue > 1
Mô hình nghiên cứu ban đầu có 15 nhóm nhân tố với 50 yếu tố kỳ vọng ảnh hưởng đến ý định mua trực tuyến của khách hàng. Toàn bộ 50 quan sát này được đưa vào phân tích nhân tố.
Phân tích nhân tố được thực hiện với phép trích Principle Component, sử dụng phép xoay Varimax, sử dụng phương pháp kiểm định KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) và Bartlett để đo lường sự tương thích của mẫu khảo sát.
4.3.3.1. Biến độc lập
Bảng 16. Kết quả kiểm định KMO các biến độc lập
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy .837 Bartlett’s Test of Sphericity Approx. Chi-Square 1777.724
df 153
Sig. <.001
Kết quả kiểm định cho thấy chỉ số KMO đạt giá trị 0.837 lớn hơn 0.5 và sát 1 nên phân tích nhân tố là rất phù hợp dữ liệu thu thập được. Đồng thời chỉ số Sig thu được <
0.001 (<0.5) tức là các nhân tố trong mô hình nghiên cứu có sự tương quan với nhau và có ý nghĩa thống kê.
Bảng 17. Tổng phương sai trích các biến độc lập Componen
t
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings
Rotation Sums of Squared Loadings
Total % of Variance
Cumulati ve %
Total % of Variance
Cumula tive %
Total % of Variance
Cumulati ve % 1 6.267 34.817 34.817 6.267 34.817 34.817 3.700 20.555 20.555 2 1.935 10.752 45.569 1.935 10.752 45.569 2.929 16.270 36.825 3 1.637 0/093 54.661 1.637 9.093 54.661 1.838 10.209 47.033 4 1.170 6.503 61.164 1.170 6.503 61.164 1.818 10.098 57.131 5 1.080 6.003 67.167 1.080 6.003 67.167 1.806 10.035 67.167 6 .857 4.759 71.926
7 .744 4.135 76.061 8 .614 3.409 79.470
9 .575 3.193 82.663 10 .566 3.142 85.805 11 .458 2.543 88.348 12 .409 2.273 90.621 13 .392 2.176 92.796 14 .337 1.872 94.668 15 .321 1.782 96.450 16 .249 1.382 97.832 17 .206 1.144 98.976 18 .184 1.024 100.000
Giá trị Eigenvalue = 1.080 ≥ 1 và trích được 5 nhân tố mang ý nghĩa tóm tắt thông tin tốt nhất. Tổng phương sai trích = 67.167 ≥ 50% cho thấy mô hình EFA là phù hợp.
Như vậy, 5 nhân tố được trích cô đọng được 67.167% biến thiên các biến quan sát.
Tổng hợp kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA nhóm rút trích được 18 biến quan sát thỏa mãn điều kiện với các tiêu chí đã đưa ra, các thang đo được lựa chọn cho các nhân tố trong mô hình là đảm bảo yêu cầu, các biến có tính hội tụ, phù hợp để sử dụng phân tích trong các phần tiếp theo. Như vậy, Các biến trong mô hình nghiên cứu được đưa vào phân tích tiếp bao gồm:
Bảng 18. Kết quả ma trận xoay các biến quan sát Rotated Component Matrix
Component
QUYMO1 .824
QUYMO4 .794
QUYMO2 .763
QUYMO3 .738
QUYMO5 .710
NANGLUC3 .865
NANGLUC2 .824
NANGLUC4 .784
NANGLUC1 .634
LOIICH1 .743
LOIICH2 .681
LOIICH3 .631
MOITRUONG2 .753
MOITRUONG1 .738
MOITRUONG3 .533
CCQ1 .791
CCQ2 .781
CCQ3 .530
Extraction Method: Principal Component Analysis Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization a. Rotation converged in 7 interations
Kết quả ma trận xoay cho thấy, 18 biến quan sát được gom thành 5 nhân tố, tất cả các biến quan sát đều có hệ số tải nhân tố Factor Loading lớn hơn 0.5.
4.3.3.2. Biến phụ thuộc
Bảng 19. Kết quả kiểm định KMO biến phụ thuộc
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy .730 Bartlett’s Test of Sphericity Approx. Chi-Square 208.818
df 6
Sig. <.001
Tương tự, Kết quả kiểm định cho thấy chỉ số KMO đạt giá trị 0.730 lớn hơn 0.5 nên phân tích nhân tố là rất phù hợp dữ liệu thu thập được. Đồng thời chỉ số Sig thu được
< 0.001 (<0.5) tức là các nhân tố trong mô hình nghiên cứu có sự tương quan với nhau và có ý nghĩa thống kê.
Bảng 20. Tổng phương sai trích biến phụ thuộc
Component Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings
Total % of Variance
Cumulative
%
Total % of Variance
Cumulative
%
1 2.291 57.269 57.269 2.291 57.269 57.269
2 .698 17.461 74.730
3 .631 15.776 90.506
4 .380 9.494 100.000
Giá trị Eigenvalue = 2.291 ≥ 1 và trích được 1 nhân tố mang ý nghĩa tóm tắt thông tin tốt nhất. Tổng phương sai trích = 57.269 ≥ 50% cho thấy mô hình EFA là phù hợp.
Như vậy, 1 nhân tố được trích cô đọng được 57.269% biến thiên các biến quan sát.
Tổng hợp kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA nhóm rút trích được 4 biến quan sát thỏa mãn điều kiện với các tiêu chí đã đưa ra, các thang đo được lựa chọn cho các nhân tố trong mô hình là đảm bảo yêu cầu, các biến có tính hội tụ, phù hợp để sử dụng phân tích trong các phần tiếp theo. Như vậy, Các biến trong mô hình nghiên cứu được đưa vào phân tích tiếp bao gồm:
Bảng 21. Kết quả ma trận các biến quan sát Component Matrix
Component
YDINH3 .835
YDINH2 .786
YDINH4 .718
YDINH1 .678
Extraction Method: Principal Component Analysis b. 1 component extracted
Theo kết quả bảng ma trận xoay lần cuối cùng, chúng ta có các nhân tố được định nghĩa lại như sau:
Bảng 22. Bảng các nhân tố được định nghĩa lại
Số thứ tự Nhân tố Các biến quan sát Loại
1 Quy mô và độ uy tín QUYMO (QUYMO1, QUYMO4, QUYMO2, QUYMO3, QUYMO5)
Độc lập
2 Năng lực sinh viên NANGLUC (NANGLUC3, NANGLUC2, NANGLUC4,
NANGLUC1)
Độc lập
3 Lợi ích tham gia LOIICH (LOIICH1, LOIICH2, LOIICH3)
Độc lập
4 Môi trường học tập MOITRUONG (MOITRUONG2, MOITRUONG1, MOITRUONG3)
Độc lập
5 Chuẩn chủ quan CCQ (CCQ1, CCQ2, CCQ3) Độc lập
6 Ý định tham gia YDINH (YDINH3, YDINH2, YDINH4, YDINH1)
Phụ thuộc
Tổng số lượng biến quan sát độc lập: 18 Tổng số lượng biến quan sát phụ thuộc: 4
Sau khi định nghĩa lại nhân tố, chúng ta sẽ tiến hành tạo biến đại diện theo bảng nhân tố được định nghĩa lại ở trên. Việc tạo biến đại diện sẽ giúp chúng ta có được các nhân tố phục vụ cho bước chạy tương quan Pearson và Hồi quy đa biến về sau.
4.3.4. Phân tích tương quan Pearson
Bảng 23. Correlations
YDINH CCQ MOITRUONG NANGLUC LOIICH QUYMO
YDINH Pearson Correlation
1 .418** .353** .401** .397** .609**
Sig. (2-tailed) <.001 <.001 <.001 <.001 <.001
N 221 221 221 221 221 221
CCQ Pearson Correlation
.418** 1 .384** .327** .253** .353**
Sig. (2-tailed) <.001 <.001 <.001 <.001 <.001
N 221 221 221 221 221 221
MOITRUO NG
Pearson Correlation
.353** .384** 1 .392** .318** .434**
Sig. (2-tailed) <.001 <.001 <.001 <.001 <.001
N 221 221 221 221 221 221
NANGLUC Pearson Correlation
.401** .327** .392** 1 .456** .392**
Sig. (2-tailed) <.001 <.001 <.001 <.001 <.001
N 221 221 221 221 221 221
LOIICH Pearson Correlation
.397** .253** .318** .456** 1 .583**
Sig. (2-tailed) <.001 <.001 <.001 <.001 <.001
N 221 221 221 221 221 221
QUYMO Pearson Correlation
.609** .353** .434** .392** .583** 1
Sig. (2-tailed) <.001 <.001 <.001 <.001 <.001
N 221 221 221 221 221 221
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
Sig tương quan Pearson các biến độc lập CCQ, MOITRUONG, NANGLUC, LOIICH, QUYMO với biến phụ thuộc YDINH nhỏ hơn 0.05. Như vậy, có mối liên hệ tuyến tính giữa các biến độc lập này với biến YDINH. Giữa QUYMO và YDINH có mối tương quan mạnh nhất với hệ số r là 0.609, giữa MOITRUONG và YDINH có mối tương quan yếu nhất với hệ số r là 0.353.
Các cặp biến độc lập đa số đều có mức tương quan < 0.4 nhưng chúng ta cần lưu ý có thể xảy ra đa cộng tuyến giữa 2 biến độc lập của 3 cặp có mức tương quan khá cao là QUYMO với MOITRUONG (0.434), NANGLUC và LOIICH (0.456), LOIICH và QUYMO (0.583). Nghi vấn này sẽ được trả lời dựa vào hệ số VIF khi phân tích hồi quy.
4.3.5. Phân tích Hồi quy
Bảng 24. Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R Square
Std. Error of the Estimate
Durbin-Watson
1 .805a .716 .711 .25554 1.989
Predictors: (Constant), LOIICH, CCQ, MOITRUONG, NANGLUC, QUYMO Dependent Variable: YDINH
Giá trị R2 hiệu chỉnh bằng 0.711 cho thấy biến độc lập đưa vào chạy hồi quy ảnh hưởng 71.1% sự thay đổi của biến phụ thuộc, còn lại 28.9% là do các biến ngoài mô hình và sai số ngẫu nhiên. Hệ số Durbin – Watson = 1.989, nằm trong khoảng 1.5 đến 2.5 nên không có hiện tượng tự tương quan chuỗi bậc nhất xảy ra.
Bảng 25. ANOVAa
Model Sum of
Squares
df Mean
Square
F Sig.
1 Regression 25.778 5 5.156 24.845 <0.001b
Residual 44.616 215 .208
Total 70.394 220
Sig kiểm định F bằng 0.00 < 0.05, như vậy, mô hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
Bảng 26. Coefficientsa Model Unstandardized
Coefficients
Standardized Coefficients
t Sig. Collinearity Statistics B Std.
Error
Beta Tolerance VIF
1
(Constant) .839 .301 2.792 .009
CCQ .099 .048 .130 2.077 .039 .750 1.334 MOITRUONG .093 .060 .096 1.532 .027 .744 1.344
NANGLUC .114 .063 .114 1.800 .033 .738 1.355
QUYMO .331 .066 .344 5.017 <.001 .626 1.598
LOIICH .138 .069 .132 2.011 .036 .684 1.461
Sig kiểm định t hệ số hồi quy của các biến độc lập đều nhỏ hơn 0.05, do đó các biến độc lập này đều có ý nghĩa giải thích cho biến phụ thuộc, không biến nào bị loại khỏi mô hình.
Hệ số VIF của các biến độc lập đều nhỏ hơn 2 do vậy không có đa cộng tuyến xảy ra, giải quyết được nghi vấn ở phần tương quan. Các hệ số hồi quy đều lớn hơn 0. Như vậy tất cả các biến độc lập đưa vào phân tích hồi quy đều tác động cùng chiều tới biến phụ thuộc. Dựa vào độ lớn của hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta, thứ tự mức độ tác động từ mạnh nhất tới yếu nhất của các biến độc lập tới biến phụ thuộc YDINH là: QUYMO (0.344) > LOIICH (0.132) > CCQ (0.130) > NANGLUC (0.114) > MOITRUONG (0.096).
Tương ứng với:
● Biến Quy mô và độ uy tín cuộc thi tác động mạnh nhất tới ý định tham gia các cuộc thi học thuật của sinh viên.
● Biến Lợi ích tham gia tác động mạnh thứ 2 tới ý định tham gia các cuộc thi học thuật của sinh viên.
● Biến Chuẩn chủ quan tác động mạnh thứ 3 tới ý định tham gia các cuộc thi học thuật của sinh viên.
● Biến Năng lực sinh viên tác động mạnh thứ 4 tới ý định tham gia các cuộc thi học thuật của sinh viên.
● Biến Môi trường học tập tác động yếu nhất tới ý định tham gia các cuộc thi học thuật của sinh viên.
Hình 8. Kết quả phân tích hồi quy
Giá trị trung bình Mean = -4.74E-15 gần bằng 0, độ lệch chuẩn là 0.989 gần bằng 1, như vậy có thể nói, phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn. Do đó, có thể kết luận rằng: Giả thiết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Hình 9. Kết quả phân tích hồi quy
Các điểm phân vị trong phân phối của phần dư tập trung thành 1 đường chéo, như vậy, giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Hình 10. Kết quả phân tích hồi quy
Phần dư chuẩn hóa phân bổ tập trung xung quanh đường hoành độ 0, do vậy giả định quan hệ tuyến tính không bị vi phạm.
Phương trình hồi quy chuẩn hóa:
YDINH = 0.344*QUYMO + 0.132*LOIICH + 0.130*CCQ + 0.114*NANGLUC + 0.096*MOITRUONG
Ý định tham gia cuộc thi học thuật của sinh viên = 0.344 * Quy mô và độ uy tín cuộc thi
● 0.132 * Lợi ích tham gia
● 0.130 * Chuẩn chủ quan
● 0.114 * Năng lực sinh viên
● 0.096 * Môi trường học tập
4.3.6. Phân tích Sự khác biệt One-way ANOVA 4.3.6.1. Giới tính
Bảng 27. Kiểm định Levene khác biệt phương sai giữa các nhóm giá trị giới tính