Phân tích hồi quy tuyến tính

Ta tiến hành xây dựng mô hình hồi quy có dạng:

A_{i =}β₀ + β₁X_1i+ β₂X_2i+ β₃X_3i+ β₄X_4i+ β₅X_5i+ β₆X_6i Trong đó:

A_i: Hành vi mua sản phẩm xanh của người tiêu dùng.

X_1i: Mối quan tâm đến môi trường.

X_2i: Nhân thức vềtính hiệu quảcủa sản phẩm xanh.

X_3i: Xúc tiến.

X_4i: Tính thuận tiện và sẵn có.

X_5i: Giá cả.

X_6i: Ảnhhưởng xã hội.

Với β_1,β_2,β_3,β_4,β_5,β₆là hệsốhồi quy riêng tương ứng với các biến độc lập.

Kiểm định độphù hợp và tự tương quan của mô hình

Ta sửdụng giá trị R² điều chỉnh và kiểm định Anova R² phản ánh mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập với biến phụthuộc để đánh giá độphù hợp của mô hình.

Durbin Watson dùng để kiểm định tính tự tương quan của các sai số kề nhau có giá trịbiến thiên từ0 tới 4.

Khi các phần sai số không tương quan chuỗi bậc nhất với nhau thì giá trị sẽ gần bằng 2.

Khi giá trịcàng gần về0 thì phần sai số tương quan thuận.

A X1 X2 X3 X4 X5 X6

A

Person

Correlation 1 .411^** .467^** .390^** .330^** .502^** .423^**

Sig.(2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000

N 150 150 150 150 150 150 150

Trường Đại học Kinh tế Huế

Khi giá trịcàng gần về4 thì phần sai số tương quan nghịch.

(Nguồn xửlý sốliệu SPSS 20.0) Sau khi chạy mô hình hồi quy tuyến tính ta có hệ só R²hiệu chỉnh là 0.606 >

0.5 nên độphù hợp của mô hình là 60.6% tức là sựbiến thiên của “Hành vi mua sản phẩm xanh” bị tác động 60.6% bởi các nhân tố độc lập còn lại là tác động của các yếu tốkhác ngoài mô hìnhđềxuất nghiên cứu.

Bởi vì giá trị Durbin Watson nằm trong khoảng từ 1 đến 3 nên mô hình không có sự tương quan chuỗi bậc nhất.

Khi đó ta tiến hành kiểm định Anova

Giảthuyết: H₀: Biến phụthuộc không được giải thích bởi các biến độc lập H₁: Biến phụthuộc được giải thích bởi các biến độc lập

Bảng 16: Thống kê phân tích hệsốhồi quy

Model R R

Square

Adjusted R Square

Std. Error of the Estimate

Durbin-Watson

1 .785^a .619 .606 .63101 1.755

Bảng 17: Kiểm định độphù hợp Anova ANOVA^a

Model Sum of

Squares

df Mean

Square

F Sig.

1

Regression 60.812 6 5.656 42.121 .000^b

Residual 29.021 143 .032

Total 89.763 149

Trường Đại học Kinh tế Huế

(Nguồn xửlý sốliệu SPSS 20.0) Qua kết quả phân tích có Sig. < 0.05 nên có đủ cơ sở bác bỏgiả thuyết H₀và chấp nhận H₁ hay có đủ cơ sở để kết luận sự thay đổi của biến “Hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh” được giải thích bởi các biến độc lập.

Bảng 18: Phân tích mô hình hồi quy

(Nguồn xửlý sốliệu SPSS 20.0) Với độ tin cậy là 95% kết quảhồi quy chỉ ra các giá trị Sig < 0.05 nên các hệ số trong mô hình đều có ý nghĩa thống kê. Hệ số VIF của các biến độc lập đều nhỏ hơn 10 do đó không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình hồi quy.

Khi đó môhình hồi quy có dạng:

A_{i =}0.722 + 0.2X_1i+ 0.067X_2i+ 0.156X_3i+ 0.005X_4i+ 0.016X_5i+ 0.054X_6i Trong đó, nhân tố “Mối quan tâm đến môi trường” tác động thứnhất đến hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh của người tiêu dùng khi nhân tố “Mối quan tâm đến môi trường” tăng lên 1 đơn vị thì hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh của người tiêu dùng tăng lên 0.2 đơn vị.

Model Unstandardized

Coefficients

Standardiz ed Coefficien

ts

t Sig. Collinearity Statistics

B Std.

Error

Beta Toleran

ce

VIF

1

(Consta

nt) .772 .053 2.729 .000

X1 .200 .053 .469 1.420 .000 .810 1.283

X2 .067 .053 .129 1.277 .000 .911 1.097

X3 .156 .053 .380 1.153 .000 .723 1.136

X4 .005 .053 .113 1.151 .000 .906 1.104

X5 .016 .053 .138 1.417 .000 .698 1.165

X6 .054 .053 .119 1.144 .000 .599 1.066

Trường Đại học Kinh tế Huế

Nhân tố “Xúc tiến doanh nghiệp” tác động lớn thứ2đến hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh của người tiêu dùng khi nhân tố “Nhận thức về tính hiệu quả của sản phẩm xanh” tăng lên 1 đơn vị thì hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh của người tiêu dùng tăng lên 0.156 đơn vị.

Nhân tố “Nhận thức vềtính hiệu quảcủa sản phẩm xanh” tác động đứng thứ3 đến hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh khi nhân tố “Nhận thức về tính hiệu quả của sản phẩm xanh” tăng lên 1 đơn vị thì hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh của người tiêu dùng tăng lên 0.067 đơn vị.

Nhân tốvề “Ảnh hưởng xã hội” có sự tác động cao thứ4đến hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh của người tiêu dùng khi nhân tố “Ảnh hưởng xã hội” tăng lên 1 đơn vịthì hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh của người tiêu dùng tăng lên 0.054 đơn vị.

Nhân tố “Giá cả” có sự tác động cao thứ 5 đến hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh khi nhân tố này tăng lên 1 đơn vị thì hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh của người tiêu dùng tăng lên 0.016 đơn vị

Nhân tố “Tính thuận tiện và sẵn có của sản phẩm xanh” có tác động cuối cùng đến hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh khi nhân “Tính thuận tiện và sẵn có của sản phẩm xanh” tăng lên 1 đơn vị thì hành vi tiêu dùng sản phẩm xanh của người tiêu dùng tăng lên 0.005 đơn vị.

Nói chung, các yếu tố độc lập được đưa ra đều có tác động khác nhau đến

“Hành vi mua của người tiêu dùng đối với sản phẩm xanh. Tuy nhiên vẫn còn một số yếu tố tác động khác ngoài mô hình nghiên cứu.

1.7.5.Đánh giá của người tiêu dùng khi mua sản phẩm xanh tại siêu thị

Trong tài liệu NGHIÊN CỨU HÀNH VI MUA CỦA NGƯỜI TIÊU DÙNG ĐỐI VỚI SẢN PHẨM XANH TẠI SIÊU THỊ CO.OPMART HUẾ (Trang 73-76)