Tương tự như phân tích hồi quy lần 1, bốn biến tin tưởng, chi phí, tham khảo và sức khỏe được đưa vào phân tích hồi quy lần 2 bằng phương pháp đưa các biến vào cùng một lượt.
Bảng 4.19. Tóm tắt mô hình lần thứ hai
Model Summary
Model R R2 R2 hiệu
chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng Durbin-Watson
1 .691a 0.477 0.467 0.45537 1.711
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Bảng 4.20. Phân tích phương sai lần thứ hai (ANOVA)
Model Tổng các độ lệch bình
phương Df Trung bình các độ lệch bình phương
Kiểm
định F Sig
1 Hồi quy 37.469 4 9.367 45.174 .000a
Phần dư 41.057 198 0.207
Tổng 78.527 202
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Với mức ý nghĩa 5%, hệ số R2 hiệu chỉnh là 0.467 có nghĩa là 46.7% biến thiên của ý định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh được giải thích bởi các biến trong mô hình : sự tin tưởng vào RAT và các nhà phân phối, sự cảm nhận về giá cả, ý kiến của
nhóm tham khảo và mối quan tâm đến sức khỏe và môi trường. Phần thay đổi còn lại là do các yếu tố khác tác động. Kết quả này cho thấy mô hình hồi quy đưa ra tương đối phù hợp với mức ý nghĩa 5%.
Đại lượng thống kê Durbin-Watson = 1.711 < 2 cho thấy không có sự tương quan giữa các phần dư nên mô hình hồi quy không vi phạm giả định về tính độc lập của sai số. Phân tích phương sai cho kết quả giá trị kiểm định F = 45.174 và sig = 0.000 cho biết mô hình hồi quy phù hợp với toàn bộ dữ liệu thu thập được, nghĩa là tồn tại mối quan hệ tuyến tính giữa biến ý định mua với ít nhất một trong các biến độc lập trong mô hình.
Bảng 4.21. Kết quả mô hình hồi quy đa biến lần thứ hai
Nhân tố Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số đã chuẩn hóa Giá trị t Mức ý nghĩa Thống kê đa cộng tuyến
B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận của biến Hệ số phóng đại phương sai (VIF) Hằng số -.935 .559 -1.671 .096 Tin tưởng .404 .056 .387 7.182 .000 .910 1.099 Chi phí -.125 .058 -.124 -2.150 .033 .789 1.267 Tham khảo .298 .095 .193 3.141 .002 .698 1.433 Sức khỏe .584 .087 .377 6.679 .000 .830 1.205
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
Hệ số phóng đại phương sai (VIF) của các biến đều < 10 chứng tỏ không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra. Các biến trong mô hình đều có ý nghĩa thống kê với sig < 0.05 nên được đưa vào mô hình hồi quy.
Từ kết quả phân tích hồi quy, tác giả xây dựng được mô hình sau:
Ý định = 0.387* Tin tưởng – 0.124* Chi phí + 0.193 * Tham khảo + 0.377* Sức khỏe Theo đó, có 3 yếu tố có mối tương quan dương với ý định mua RAT:
Sự tin tưởng đối với RAT và các nhà phân phối tăng thêm 1 đơn vị thì ý định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh tăng lên 0.387 đơn vị (các nhân tố khác không đổi) .
Ý kiến của nhóm tham khảo tăng thêm 1 đơn vị thì định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh tăng lên 0.193 đơn vị (các nhân tố khác không đổi) .
Mối quan tâm đến sức khỏe và môi trường tăng thêm 1 đơn vị thì định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh tăng lên 0.377 đơn vị (các nhân tố khác không đổi ).
Duy chỉ có yếu tố sự cảm nhận về chi phí là có mối tương quan âm với ý định mua RAT:
Cảm nhận về chi phí tăng thêm 1 đơn vị thì định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh giảm đi 0.124 đơn vị (các nhân tố khác không đổi). (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
4.2.6 Đánh giá mức độ tác động của các yếu tố đến ý định mua RAT của người tiêu dùng Tp. Hồ Chí Minh