Kiểm định giả thuyết và phân tích hồi quy

Sau khi tiến hành phân tích nhân tố và kiểm định độ tin cậy thang đo, cho ra được các nhân tố có đủ điều kiện để tiến hành hồi quy. Kết quả của phân tích nhân tố chỉ cho biết các nhân tố có ảnh hưởng đến ý định mua thực phẩm hữu cơ của người tiêu dùng, nhưng không cho biết cụ thểmức độ ảnh hưởng là bao nhiêu. Vì vậy muốn đo lường xem mức độ tác động của các nhân tố đó đến ý định mua thực phẩm hữu cơ sửdụng phân tích hồi quy. Mô hình hồi quy áp dụng là mô hình hồi quy đa biến.

Ta có phương trình hồi quy tuyến tính như sau:

Y = β₀+ β₁ X₁ + β₂X₂ + β₃X₃ + β₄X₄+ β₅X₅+ e Trong đó:

Y: giá trị ý định mua X_i: biến độc lập thứi

β_i: hệsốhồi quy riêng của biến thứk e: sai sốcủa phương trình hồi quy 2.2.3.6.1 Giả thuyết điều chỉnh

H_o: Các nhân tốchính không có mối tương quan với ý định mua H₁: Thái độ có tương quan cùng chiều với ý định mua

H₃: Nhận thức vềsức khỏe có tương quan cùng chiều với ý định mua H₄: Nhận thức giá cả có tương quan cùng chiều với ý định mua

H6: Hài lòng với nguồn thực phẩm hiện tại có tương quan cùng chiều với ý định mua H7: Niềm tin có tương quan cùng chiều với ý định mua

2.2.3.6.2. Kết quả phân tích hồi quy theo mô giữa biến phụ thuộc và các biến kiểm soát

Bảng 32: Đánh giá độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính bội

Model R R² R² điều chỉnh

Durbin-Watson

1 0,518^a 0,268 0,253 1,677

Nguồn: xửlý sốliệu spss Bảng 32 cho thấy giá trị R²điều chỉnh là 0,253. Điều này cho thấy sự tương thích

Trường Đại học Kinh tế Huế

phụ thuộc và biến kiểm soát, biến phụ thuộc không có quan hệ tương quan tuyến tính với ba biến kiểm soát trìnhđộ, độtuổi, tình trạng hôn nhân. Bởi ba biến kiểm soát này có có giá trịsig. > 0, 05 (xem phụlục 2). Các biến kiểm soát vềgiới tính, thu nhập, trẻ em có mối quan hệ tuyến tính với biến phụ thuộc. Như vậy các biến kiểm soát giới tính, thu nhập, trẻ em giải thích được 25,3 % sựbiến động của ý định mua thực phẩm hữu cơ.

Bảng 33: Phân tích ANOVA

Mô hình Tổng bình

phương

Df Trung bình bình phương

F Mức ý

nghĩa 1

Hồi quy 7,514 3 2,505 17,821 0,000^b

Dư 20,519 146 0,141

Tổng 28,033 149

Nguồn: xửlý sốliệu spss 2017 Kết quảkiểm định F được thểhiện trong bảng 33 cho thấy giá trị F = 17,821, giá trị sig. = 0,000. Như vậy, mối quan hệ này đảm bảo độtin cậy với mức độcho phép là 5%. Do đó, có thể kết luận ba biến kiểm soát này có tác động đến ý định mua thực phẩm hữu cơ của người tiêu dùng và mô hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữliệu và có thểsửdụng được.

Bảng 34: Kết quả hồi quy sử dụng phương pháp Enter Mô hình Hệsốkhông chuẩn

hóa

Hệsố chuẩn hóa

T Sig. Thống kê cộng

tuyến

B Std.

Error

Beta Toleranc

e

VIF

1

(Constant) 2,762 0,193 14.341 .000

Giới tính 0,417 0,083 0,478 5,038 0,000 0,556 1,799

Thu nhập 0,016 0,043 0,031 0,367 0,000 0,686 1,457

Trẻem 0,036 0,071 0,041 0,505 0,000 0,762 1,312

Nguồn: Xửlý sốliệu spss Kết quảkiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến cho thấy hệsố phóng đại phương sai VIF của ba biến kiểm soát được đưa vào phân tích ở mô hình thứ nhất đều có giá trị

< 2. Như vậy tính đa cộng tuyến của ba biến kiểm soát không đáng kể và các biến trong mô hìnhđược chấp nhận.

Trường Đại học Kinh tế Huế

2.2.3.6.3. Đánh giá độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến theo mô hình hai

Mô hình thường không phù hợp với dữliệu thực tế như giátrị R² thểhiện. Trong tình huống này R²điều chỉnh được sửdụng đểphản ánh chính sát hơn mức độphù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính đa biến (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Như vậy, để đánh giá độ phù hợp của mô hình ta dùng hệ số xác định R² điều chỉnh.

Bảng 35: Đánh giá độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính bội

Model R R² R²điều chỉnh Durbin-Watson

1 0,847^a 0,718 0,702 1,874

(Nguồn: xửlý sốliệu spss) a: là biến phụthuộc ý định mua

Bảng 35 cho thấy giá trị hệsốR²điều chỉnh của mô hình là 0,702. Điều này cho thấy sự tương thích của mô hình với biến kiểm soát là hợp lý. Như vậy, các biến độc lập có ý nghĩa cùng các biến kiểm soát giải thích được 70,2% sựbiến động của ý định mua thực phẩm hữu cơ. So sánh mô hình một và mô hình hai ta thấy các biến kiểm soát đứng riêng giải thích được 25,3 % sự thay đổi của biến phụ thuộc, nếu kết hợp cùng các biến độc lập thì giải thích được 70,2 % của biến phụ thuộc. Điều này cho thấy các biến độc lập được đưa vào mô hình nghiên cứu là có ý nghĩa và giúp giải thích thêm 44,9 % sự thay đổi của ý định mua thực phẩm hữu cơ. Để có thểsuy diễn mô hình này thành mô hình của tổng thểta cần phải tiến hành kiểm định F thông qua phân tích phương sai.

Bảng 36: Phân tích ANOVA

Mô hình Tổng bình

phương

Df Trung bình bình phương

F Mức ý

nghĩa

1

Hồi quy 20,123 8 2,515 44,839 0.000^b

Dư 7,910 144 0.056

Tổng 28,033 149

Nguồn: xửlý sốliệu spss Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), nếu mức ý nghĩa của

Trường Đại học Kinh tế Huế

nghĩa là 0,000 bé hơn 0,05. Như vậy mô hình này là phù hợp, điều này có nghĩa là kết hợp của các biến hiện có trong mô hình có thể giải thích được thay đổi của biến phụ thuộc hay nói cách khác có ít nhất một biến độc lập nào đó ảnh hưởng đến biến phụ thuộc.

Như vậy mô hình hồi quy xây dựng là đảm bảo độphù hợp, các biến độc lập có thểgiải thích tốt cho biến phụthuộc trong mô hình và mô hình này có thểsuy rộng ra cho tổng thể.

2.2.3.6.4 Kết quảphân tích hồi quy theo mô hình thứhai

Phân tích hồi quy bội được thực hiện với năm biến độc lập bao gồm: Thái độ, nhận thức vềsức khỏe, nhận thức giá cả, hài lòng với nguồn thực phẩm hiện tại, niềm tin. Phân tích được thực hiện bằng phương pháp đưa vào cùng một lúc (Enter).

Bảng 37: Kết quả hồi quy sử dụng phương pháp Enter

Mô hình Hệsốkhông chuẩn hóa

Hệsố chuẩn hóa

T Sig. Thống kê cộng tuyến

B Độlệch

chuẩn

Beta Tolerance VIF

1

(Constant) 0,322 0,229 1,064 0,289

TĐ 0,142 0,027 0,255 5,199 0,000 0,834 1,199

SK 0,191 0,035 0,245 5,412 0,000 0,977 1,024

GC 0,177 0,023 0,355 7,724 0,000 0,947 1,056

HL 0,182 0,021 0,409 8,861 0,000 0,938 1,066

NT 0,086 0,033 0,126 2,600 0,010 0,855 1,169

Nguồn: Xửlý sốliệu spss Để đảm bảo các biến độc lập đều thực sự có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc, ta tiến hành kiểm định T. Với giảthuyết H_o là hệ số hồi quy của các biến độc lậpβ_k = 0 với độ tin cậy 95%. Dựa vào kết quảbảng 37, ta có mức ý nghĩa của cả năm nhân tố đều nhỏ hơn 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H_o là cả năm nhân tố này không giải thích được cho biến phụ thuộc và chấp nhận các giả thuyết H₁, H₃, H₄, H₆, H₇ là cả năm nhân tố đều có thểgiải thích biến thiên của biến phụthuộc.

Như vậy dựa vào bảng trên ta có phương trình hồi quy thểhiện mối quan hệgiữa ý định mua với thái độ, nhận thức về sức khỏe, nhận thức giá cả, hài lòng với nguồn thực phẩm hiện tại, niềm tin được thểhiện qua đẳng thức sau:

Y = 0,322 + 0,142X₁ + 0,191X₂+ 0,177X₃+ 0,182X₄+0,086X₅+ e

Trường Đại học Kinh tế Huế

Trong đó:

Y: Ý định mua X₁: Thái độ

X₂: Nhận thức vềsức khỏe X₃: Nhận thức giá cả

X₄: Hài lòng với nguồn thực phẩm hiện tại X₅: Niềm tin

E: Sai số ước lượng

Từ phương trình hồi quy tuyến tính, ta có thểthấy ý định mua thực phẩm hữu cơ của người tiêu dùng chịu tác động của năm nhân tố. Trong đó, ý định mua chịu ảnh hưởng bởi nhận thức vềsức khỏe là mạnh nhất.

Nhận thức về sức khỏe là một nhân tố có ảnh hưởng lớn nhất đến ý định mua thực thẩm hữu cơ với hệsố hồi quy lớn nhất là 0.191 tác động cùng chiều. Từkết quả hồi quy có β₂= 0,191, mức ý nghĩa bé hơn 0,05 do đó có thể chấp nhận giảthuyết H₃. Điều này có nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi khi nhận thức về sức khỏe tăng lên 1 đơn vịthì ýđịnh mua tăng tương ứng là 0,191 đơn vị.

Sau nhân tố nhận thức về sức khỏe thì nhân tố hài lòng với nguồn thực phẩm hiện tại là nhân tố thứ hai ảnh hưởng lớn đến ý định mua. Dấu dương của hệ số β₄= 0,182 và mức ý nghĩa < 0,05 do đó có thể chấp nhận giảthuyết H₆. Điều này có nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, khi sự hài lòng với nguồn thực phẩm hiện tại tăng lên 1 đơn vịthì ýđịnh mua tăng lên tương ứng là 0,182 đơn vị.

Nhân tố thứ ba có ảnh hưởng đến ý định mua là nhận thức giá cả. Từ kết quả hồi quy có β₃= 0,177, mức ý nghĩa bé hơn 0,05 do đó có thể chấp nhận giảthuyết H₄. Điều này có nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi khi nhận thức giá cả tăng lên 1 đơn vịthì ýđịnh mua tăng tương ứng là 0,177 đơn vị.

Nhân tốthứ tư có ảnh hưởng đến ý định mua là thái độ. Từkết quả hồi quy có β₁= 0,142, mức ý nghĩa bé hơn 0,05 do đó có thể chấp nhận giảthuyết H₁. Điều này có nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi khi thái độ tăng lên 1 đơn vị thì ýđịnh mua tăng tương ứng là 0,142 đơn vị.

Nhân tố niềm tin có mức độ ảnh hưởng đến ý định mua thấp nhất trong năm

Trường Đại học Kinh tế Huế

thuyết H₇. Điều này có nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi khi nhân tố niềm tin tăng lên 1 đơn vị thì ý định mua sẽ tăng lên tương ứng là 0,086 đơn vị.

Ngoài ra để đảm bảo mô hình có ý nghĩa, ta cần tiến hành kiểm tra thêm về đa công tuyến và tự tương quan. Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), để dò tìm hiện tượng đa cộng tuyến ta căn cứ trên độ chấp nhận của biến (Tolerance) và hệsố phóng đại phương sai (Variance inflation factor –VIF). Kết quảphân tích hồi quy sử dụng phương pháp Enter, chỉ thấy hệ số phóng đại phương sai VIF khá thấp, giá trịcao nhất 1,199. Và độ chấp nhận của biến (Tolerance) khá cao, giá trị thấp nhất 0,834. Hệ số phóng đại phương sai VIF nhỏ hơn 10 và độ chấp nhận của biến (Tolerance) lớn hơn 0, 1 nên có thểbác bỏgiảthuyết mô hìnhđa cộng tuyến.

Tra bảng Durbin –Waston với sốmẫu quan sát bằng 150 và sốbiến độc lập là 5 ta có du = 1,693. Như vậy, đại lượng d nằm trong khoảng (du, 4 – du) hay trong khoảng (1,693; 2.307) thì ta có kết luận là các phần dư là độc lập với nhau. Kết quả kiểm định Durbin – Waston cho giá trị d = 1,874 nằm trong khoảng cho phép. Ta có thể kết luận không có hiện tượng tự tương quan trong mô hình. Như vậy kết quả mô hình hồi quy cho ra năm biến độc lập: thái độ, nhận thức về sức khỏe, nhận thức giá cả, hài lòng với nguồn thực phẩm hiện tại, niềm tinđược kiểm chứng là phù hợp và có thểsuy rộng ra cho tổng thểtoàn bộkhách hàng cá nhân trên địa bàn thành phốHuế.

2.2.3.7 So sánh ảnh hưởng của các nhóm trong mỗi biến kiểm soát tới ý định mua

Trong tài liệu CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN Ý ĐỊNH TIÊU DÙNG THỰC PHẨM HỮU CỦA NGƯỜI DÂN THÀNH PHỐ HUẾ (Trang 84-89)