4.5.1 Phân tích tương quan
Trước khi phân tích hồi quy, phân tích tương quan đơn (hệ số tương quan Pearson) được thực hiện để lượng hóa mức độ chặt chẽ của mối liên hệ tuyến tính giữa 2 biến định lượng và để kiểm tra mối liên hệ giữa hai biến định lượng. Giá trị tuyệt đối của hệ số tương quan Pearson biến thiên trong khoảng từ 0 đến 1, với giá trị 0 là không có tương quan và 1 là tương quan hoàn toàn. (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Bảng phân tích tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc được trình bày trong bảng 4.9. Kết quả phân tích tương quan cho thấy các biến độc lập có mối quan hệ tương quan tuyến tính với ý định mua TPCN ở mức ý nghĩa 5%. Trong đó, thái độ đối với TPCN, chuẩn chủ quan, sự kiểm soát hành vi được cảm nhận có mối quan hệ đồng biến. Sự an toàn khi dùng TPCN có quan hệ nghịch biến.
Bảng 4.9 Phân tích tương quan giữa các biến trong mô hình
TD CCQ KS AT YD TD Hệ số tương quan Pearson 1 .482 .477 -.144 .635
Sig. (2-tailed) .000 .000 .019 .000 N 264 264 264 264 264 CCQ Hệ số tương quan Pearson .482 1 .407 -.151 .533
Sig. (2-tailed) .000 .000 .014 .000 N 264 264 264 264 264 KS Hệ số tương quan Pearson .477 .407 1 -.133 .515
Sig. (2-tailed) .000 .000 .031 .000 N 264 264 264 264 264 AT Hệ số tương quan Pearson -.144 -.151 -.133 1 -.341
Sig. (2-tailed) .019 .014 .031 .000 N 264 264 264 264 264 YD Hệ số tương quan Pearson .635 .533 .515 -.341 1
Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000
N 264 264 264 264 264
4.5.2 Đánh giá các giảđịnh trong hồi quy tuyến tính Biểu đồ phân tán
Biểu đồ phân tán (Scatter Plot) với giá trị phần dư chuẩn hóa (standardized residual) trên trục tung và giá trị dự đoán chuẩn hóa (standardized predicted value) trên trục hoành dùng để kiểm định sự phân tán ngẫu nhiên giữa các giá trị dự đoán và phần dư (Hoàng Trọng, Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Hình 4.2 cho thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên trong một vùng đi qua gốc tọa độ chứ không tạo thành một hình dạng đặc biệt nào. Điều này có nghĩa là giả thuyết về liên hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập không bị vi phạm.
Hình 4.2 Đồ thị phân tán.
Đồ thị phần dư chuẩn hóa và đồ thị P-P
Hình 4.3 Đồ thị tần số phần dư chuẩn hóa.
Nguồn: kết quả xử lý từ số liệu điều tra của tác giả.
Hình 4.4 Đồ thị P-P.
Nguồn: kết quả xử lý từ số liệu điều tra của tác giả.
Nhận xét:
Kết quả từ hình 4.3 và hình 4.4 cho thấy phần dư chuẩn hóa tuân theo phân phối chuẩn và các điểm quan sát không quá xa đường thẳng kỳ vọng. Ta có thể kết luận giả định về phân phối chuẩn không bị vi phạm.
4.5.3 Kết quả hồi quy tuyến tính
Phân tích hồi quy được thực hiện với 4 biến độc lập: (1) “thái độ đối với TPCN” (TD), (2) “chuẩn chủ quan” (CCQ), (3) “sự kiểm soát hành vi được cảm nhận” (KS), (4) “sự an toàn khi dùng TPCN” (AT) và biến phụ thuộc là “ý định mua TPCN” (YD). Hệ số R2 hiệu chỉnh là: 0,546 có ý nghĩa là mô hình giả thuyết có thể giải thích được 54,6% các nguyên nhân dẫn đến việc người tiêu dùng có ý định mua TPCN.
Bảng 4.10 Bảng đánh giá độ phù hợp của mô hình theo R2
và Durbin-Watson.
Mô hình R R2 R2 hiệu chỉnh Ước lượng sai số chuẩn Durbin-Watson
1 .744a .553 .546 .48461 1.947 Biến độc lập: AT, KS, CCQ, TD
Biến phụ thuộc: YD
Nguồn: kết quả xử lý từ số liệu điều tra của tác giả.
Kết quả kiểm định Durbin-Watson có giá trị 1,947 cho thấy không có tương quan chuỗi bậc 1 trong mô hình.
Kiểm định F sử dụng phương pháp phân tích phương sai (ANOVA) là phép kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể. Trong bảng 4.11 kết quả phân tích ANOVA cho thấy giá trị sig nhỏ (sig = 0,000) nên mô hình hồi quy phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Bảng 4.11 Kết quả kiểm định ANOVA.
Mô hình Tổng bình phương df Bình phương trung bình F Sig.
1 Hồi quy 75.334 4 18.834 80.196 .000a Phần dư 60.825 259 .235 Tổng 136.159 263 a. Biến độc lập: AT, KS, CCQ, TD b. Biến phụ thuộc: YD Nguồn: kết quả xử lý từ số liệu điều tra của tác giả.
Kết quả phân tích hồi quy được trình bày ở bảng 4.12. Kết quả cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến trong kết quả phân tích. Hệ số phóng đại VIF lớn nhất là
1,491 (<10). Khi VIF có giá trị vượt quá 10 thì khi đó có hiện tượng đa cộng tuyến trong bộ dữ liệu phân tích (Nguyễn Đình Thọ, 2011).
Bảng 4.12 Kết quả hồi quy theo phương pháp Enter.
Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Mức ý nghĩa (Sig.) Tương quan Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Zero- order Riêng
phần Part Tolerance VIF
1 Hằng số 1.204 .228 5.272 .000 TD .429 .055 .397 7.820 .000 .635 .437 .325 .671 1.491 CCQ .216 .047 .225 4.603 .000 .533 .275 .191 .722 1.384 KS .200 .048 .205 4.214 .000 .515 .253 .175 .729 1.371 AT -.247 .047 -.223 -5.280 .000 -.341 -.312 -.219 .968 1.033 a. Biến phụ thuộc: YD. Biến độc lập TD, CCQ, KS, AT Nguồn: kết quả xử lý từ số liệu điều tra của tác giả. Diễn giải kết quả
Từ kết quả hồi quy, hệ số Sig. của TD (thái độ), CCQ(chuẩn chủ quan), KS(sự kiểm soát hành vi được cảm nhận), AT(an toàn) và hằng số đều nhỏ hơn 0,05. Vì vậy tất cả các nhóm yếu tố đều có ảnh hưởng đến ý định mua TPCN ở mức ý nghĩa 5%.
Qua kết quả phân tích hồi quy, các yếu tố “thái độ đối với TPCN”, “chuẩn chủ quan”, “sự kiểm soát hành vi được cảm nhận” đều có tác động cùng chiều đến ý định mua TPCN. Yếu tố “sự an toàn khi dùng TPCN” có tác động ngược chiều đến ý định mua TPCN vì người tiêu dùng có những sự băn khoăn, lo lắng về những tác dụng phụ hay những tác động có hại mà các sản phẩm này tác động đến họ.
R2 hiệu chỉnh có giá trị là 0,546. Giá trị này có nghĩa là mô hình nghiên cứu trong nghiên cứu này giải thích được 54,6% độ biến thiên của ý định mua TPCN của người tiêu dùng ở TP.HCM. Điều này chứng tỏ rằng ngoài 4 yếu tố được sử dụng trong mô hình nghiên cứu, ý định mua TPCN còn chịu sự tác động bởi các yếu tố khác chưa được khám phá và đưa vào mô hình nghiên cứu.
Để xác định biến độc lập nào có vai trò quan trọng hơn đối với biến phụ thuộc “ý định mua TPCN”, ta dùng hệ số tương quan riêng phần (parital correlations). Kết quả hồi quy cho thấy yếu tố “thái độ đối với TPCN” ảnh hưởng mạnh nhất đến “ý định mua TPCN” (partial = 0,437), kết đến là “sự an toàn khi dùng TPCN” (-0,312) (tác động nghịch), yếu tố “chuẩn chủ quan” (partial = 0,275), và cuối cùng là “sự kiểm soát hành vi được cảm nhận” (partial = 0,253). Tất cả các yếu tố này đều tác động đến “ý định mua TPCN” ở mức ý nghĩa 5%.
“Thái độ đối với TPCN” có ảnh hưởng lớn nhất đến “ý định mua TPCN”. Khi thái độ đối với TPCN tăng lên thì ý định mua TPCN đều tăng lên theo. Kết quả này giống với kết quả nghiên cứu Reizai và cộng sự (2012).
“Sự an toàn khi dùng TPCN” có tác động âm đến “ý định mua TPCN”. Điều này cho thấy người tiêu dùng có quan tâm về những tác động phụ và những ảnh hưởng bất lợi đối với cơ thể khi họ dùng TPCN. Kết quả này giống với kết quả nghiên cứu của Annunziata và Vecchio (2010) và của Urala và cộng sự (2005).