Xây dựng mô hình hồi quy:

Để đánh giá mức độ phù hợp của mô hình ta sử dụng phương pháp hồi quy tuyến tính bội đối với 4 nhân tố trong đó lấy “Mức độ hài lòng chung” làm nhân tố phụ thuộc và 3 nhân tố phân tích ở trên làm biến độc lập.

Sau khi tiến hành phân tích nhân tố và kiểm định Cronbach’s Alpha ta xác định được 5 nhân tố ảnh hưởng đến mức độ hài lòng gọi là các biến độc lập và ký hiệu là:

Y: “ MỨC ĐỘ HÀI LÒNG CHUNG”

X1: “CHÍNH SÁCH BÁN HÀNG”

X2: “NGHIỆP VỤ BÁN HÀNG”

X3: “QUAN HỆ CÁ NHÂN”

Mô hình nghiên cứu được biểu diễn dưới dạng phương trình hồi quy sau:

Y = β₀+ β₁.X1 + β₂ .X2 + β₃.X3 Trong đó:

- Với β_ilà hệ số hồi quy riêng phần tương ứng với các biến độc lập.

- X1 = MEAN(c4b1,c4b3,c4b2) - X2 = MEAN(c4d3,c4d2) - X3 = MEAN(c4e2,c4e1,c4e3) - Y = MEAN(c4f1,c4f2,c4f3) 2.7.1 Kiểm định sự phù hợp của mô hình:

Kết quả của việc xây dựng mô hình hồi quy đa biến cho ta kết quả ở bảng dưới đây:

Bảng 31: Độ phù hợp của mô hình

Model R R² R²hiệu

chỉnh

Std. Error of the Estimate

Durbin-Waston

1 0,856 0,732 0,714 0,35042 2,325

(Nguồn: số liệu điều tra và phân tích của tác giả) Kết quả ở bảng 31 cho thấy, mô hình 4 biến độc lập có giá trị R²là 0,714. Như vậy 71,4%

biến thiên của biếnMức độ hài lòng chungđược giải thích bởi 3 biến độc lập trên, còn lại

Đại học kinh tế Huế

là do tác động của các yếu tố khác ngoài mô hình. Như vậy mô hình có giá trị giải thích ở mức khá. Hệ số Durbin-Watson có giá trị là 2,325 với n= 49 điểm số liệu và k = 3 biến độc lập. Tra bảng giá trị D_Lvà D_U của thống kê Durbin- Waston với mức ý nghĩa 5%.

Với D_L=1,421 và D_U= 1,674, giá trị 4- D_U= 2,326 > 2,325 ta có thể nói là không có hiện tượng tự tương quan.

2.7.2 Kiểm định ANOVA:

Tiếp theo trong bước phân tích hồi quy đó là thực hiện kiểm định F về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể, xem biến phụ thuộc có liên hệ tuyến tính với toàn bộ biến độc lập hay không. Giả thuyết H₀đặt ra đó là: β₁ = β₂ = β₃=0.

Kết quả phân tích ANOVA cho thấy giá trị Sig. bằng 0.000 rất nhỏ cho phép bác bỏ giả thiết H₀. Như vậy mô hình hồi quy thu được rất tốt, vì tổng cộng bình phương sai số ước lượng rất nhỏ so với tổng cộng độ biến động của số liệu. Sự kết hợp các biến độc lập giải thích được tốt các thay đổi của biến phụ thuộc.

Bảng 32: Phân tích ANOVA Mô hình Tổng bình

phương Df

Trung bình

bình phương F Sig.

1 Hồi quy 15,105 3 5,035 41.002 .000

Số dư 5,526 45 0.123

Tổng 20,630 49

(Nguồn: số liệu điều tra và phân tích của tác giả) Kết quả sau khi phân tích ANOVA cho ta thấy giá trị Sig. bằng 0,000 bé hơn 0,05 chứng tỏ mô hình phù hợp.

Đại học kinh tế Huế

2.7.3 Phân tích hồi quy đa biến:

Bảng 33: Phân tích hồi quy Mô hình

Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa

Hệ số hồi quy

chuẩn hóa T Sig. VIF

B Std. Eror Beta

(constant) 0,558 0,341 1,639 0,108

Chính sách bán hàng 0,161 0,066 0,196 2,431 0,019 1,094

Nghiệp vụ bán hàng 0,271 0,078 0,293 3,465 0,001 1,201

Quan hệ cá nhân 0,486 0,064 0,629 7,571 0,000 1,161

(Nguồn: số liệu điều tra và phân tích của tác giả) Kiểm định t trong phân tích hệ số hồi quy cho ta thấy: giá trị Sig. của tất cả các biến độc lập đều nhỏ hơn 0.05. Do đó ta có thể nói rằng tất cả các biến độc lập đều có tác động đến Sự hài lòng của nhà bán lẻ. Tất cả các nhân tố này đều có ý nghĩa trong mô hình và tác động cùng chiều đến sự đánh giá của khách hàng, do các hệ số hồi quy đều mang dấu dương. Đồng thời hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance inflation fator) nhỏ hơn 10.

Nên ta khẳng định rằng mô hình hồi quy không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.

Phương trình hồi quy tổng quát của mô hình được viết lại như sau:

Y= 0,558 + 0,161X₁+ 0,271X₂+ 0.486X₃

Sự hài lòng= 0,558 + 0,161 x Chính sách bán hàng + 0,271 x Nghiệp vụ bán hàng + 0,486 x Quan hệ cá nhân

Dựa vào mô hình hồi quy các nhân tố đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến Sự hài lòng của các đại lý đối với hoạt động phân phối VLXD của công ty An Phú ta có thể nhận thấy hệ số β₁ bằng 0,161 có nghĩa là khi nhân tố Chính sách bán hàng thay đổi 1 đơn vị trong khi các nhân tố khác không đổi thì làm cho sự hài lòng của các nhà bán lẻ cũng biến động cùng chiều 0,161 đơn vị. Đối với nhân tố Nghiệp vụ bán hàng có hệ số β₂ bằng 0,271, cũng có nghĩa là khi nhân tố này thay đổi 1 đơn vị thì sự hài lòng cũng thay đổi cùng chiều 0,271 đơn vị trong khi các yếu tố khác không đổi. Còn đối với nhân tố Quan hệ cá nhân có hệ số β₃bằng 0,486 có nghĩa là khi nhân tố này thay đổi 1 đơn vị thì sự hài lòng cũng thay đổi cùng chiều 0,486 đơn vị khi các nhân tố khác không thay đổi.

Đại học kinh tế Huế

Qua phương trình hồi quy tổng quát ta thấy yếu tố quan hệ cá nhân có tác động mạnh nhất đệ sự hài lòng của các đại lý bán lẻ đên hoạt động phân phối của công ty An Phú. Mặc dù giữa các yếu tố có mức chênh lệch nhưng mức độ chênh lệch không quá cao.

Bên cạnh đó hệ số β₀bằng 0,558 nên khi các yếu tố thuộc hoạt động phân phối của công ty bằng 0 thì vẫn có các yếu tố khác tác động tích cực đến sự hài lòng của các đại lý.

Sau quá trình phân tích và chạy hồi quy ta thu về mô hình nghiên cứu mới phù hợp với công ty như sau:

Hình 12: Kết quả xây dựng mô hình đa biến