PHẦN II: NỘI DUNG
CHƯƠNG 2: PHÂN TÍCH CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN QUYẾT ĐỊNH
2.3. Phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng mạng điện thoại di động của sinh
2.3.5. Phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng mạng điện thoại di động của sinh
2.3.5.1. Kiểm tra mối tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc
Trước khi phân tích hồi qui bội,cần phân tích tương quan Pearson nhằm kiểm tra mối tương quan tuyến tính chặt chẽ giữacác biến.
Bảng 2.22Ma trận hệ số tương quan Pearson
QĐ CP CLPV CLM GTGT SHD UTTH
QĐ
Pearson
Correlation 1 0,425** 0,385** 0,237** 0,437** 0,613** 0,443**
Sig. (2-tailed) 0,000 0,000 0,005 0,000 0,000 0,000
N 140 140 140 140 140 140 140
CP
Pearson
Correlation .425** 1 0,147 0,305** 0,029 0,226** 0,289**
Sig. (2-tailed) .000 0,084 0,000 0,733 0,007 0,001
N 140 140 140 140 140 140 140
CLPV
Pearson
Correlation .385** 0,147 1 0,409** 0,070 0,299** 0,278**
Sig. (2-tailed) 0,000 0,084 0,000 0,410 0,000 0,001
N 140 140 140 140 140 140 140
CLM
Pearson
Correlation 0,237** 0,305** 0,409** 1 -0,049 0,217** 0,377**
Sig. (2-tailed) 0,005 0,000 0,000 0,563 0,010 0,000
N 140 140 140 140 140 140 140
GTGT
Pearson
Correlation 0,437** 0,029 0,070 -0,049 1 0,373** 0,092
Sig. (2-tailed) 0,000 0,733 0,410 0,563 0,000 0,280
N 140 140 140 140 140 140 140
SHD
Pearson
Correlation 0,613** 0,226** 0,299** 0,217** 0,373** 1 0,582**
Sig. (2-tailed) 0,000 0,007 0,000 0,010 0,000 0,000
N 140 140 140 140 140 140 140
UTTH
Pearson
Correlation 0,443** 0,289** 0,278** 0,377** 0,092 0,582** 1 Sig. (2-tailed) 0,000 0,001 0,001 0,000 0,280 0,000
N 140 140 140 140 140 140 140
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
(Nguồn: Xử lý số liệu SPSS)
Trường Đại học Kinh tế Huế
Thông qua phân tích tương quan giữa các biến độc lập với nhau và giữa chúng với biến phụ thuộc bằng phương phápphân tíchtương quan Pearson được thể hiện trên bảng 2.22 Kết quả cho thấy Sig. của các cặp phân tích tương quan giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập đều < 0,05. Điều này cho thấybiến phụ thuộc quyết định lựa chọn mạng điện thoại di động và các biến độc lập có mối tương quan với nhau và phân tích hồi quy là phù hợp. Các biến độc lập có tác động cùng chiều đối với biến phụ thuộc
2.3.5.2. Phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng mạng điện thoại di động của sinh viên Đại học Huế
Tiến hành phân tích hồi quy bội với 6 biến độc lập: Chi phí sử dụng (CP); Chất lượng phục vụ (CLPV),Chất lượng mạng (CLM); Dịch vụ giá trị gia tăng (GTGT);Sự hấp dẫn và Uy tín thương hiệu (UTTH) với biến phụ thuộc là quyết định lựa chọn mạng điện thoại di động (QĐ).Sử dụng phương pháp Enter – đưa tất cả các biến vào một lượt.
Kết quả hồi quy được thể hiện trong các bảng sau
Bảng 2.23 Mô hình hồi quy tóm tắt
Mô
hình R
R bình phương
R bình phương hiệu
chỉnh
Sai số chuẩn của ước
lượng
Giá trị Durbin-Watson
1 .883a .780 .770 .36820 1.906
(Nguồn: Xử lý số liệu SPSS) Kết quả cho thấy:
Hệ số R bình phương hiệu chỉnh bằng 0,770 tức là các biến độc lập giải thích được 77% sự biến thiên của biến phụ thuộc QĐ (quyết định lựa chọn mạng điện thoại di động của sinh viên đại học Huế). Giá trị này tương đối cao (>50%) nên khẳng định rằng mô hình phù hợp với tập dữ liệu mẫu.
Giá trị Durbin – Watson =1,906 (<2) cho thấy không có hiện tượng tự tương quan trong mô hình (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008, tập 1, trang 233)
Kiểm định sự phù hợp của mô hình
Tiếp theo trong 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 tuyếntính vớitoàn bộ biến độc lập hay không.
Trường Đại học Kinh tế Huế
Giả thuyết kiểm định
H0: Mô hình không phù hợp (R2= 0) H1: Mô hình phù hợp (R2≠ 0)
Bảng 2.24Kiểm định sự phù hợp của mô hình Anova
Model
Tổng bình
phương df
Trung bình bình
phương F Sig.
1 Hồi quy 63,763 6 10,627 78,390 0,000b
Số dư 18,030 133 0,136
Tổng 81,794 139
(Nguồn: Xử lý số liệu SPSS) Kết quả phân tích ANOVA thể hiện trên bảng 2.11 cho thấy giá trị kiểm định có ý nghĩa thống kê (Sig = 0,000 < 0,05). Giả thiết “Hệ số xác định của tổng thể R2= 0”
bị bác bỏ, tức là mức độ phù hợp đã được kiểm chứng. Vì vậy mô hình hồi quy được dự đoán là phù hợp dữ liệu nghiên cứu.
Xây dựng phương trình hồi quy tuyến tính
Bảng 2.25Kết quả phân tích hồi quy
Mô hình
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy chuẩnhóa
t Sig VIF
B Std. Error Beta
Hằng số -1,722 0,270 -6,373 0,000
Chi phí sử
dụng 0,176 0,041 0,185 4,272 0,000 1,128
Chất lượng
phục vụ 0,149 0,050 0,132 2,968 0,004 1,193
Chất lượng
mạng 0,160 0,055 0,145 2,904 0,004 1,503
Giá trị gia
tăng 0,179 0,058 0,146 3,097 0,002 1,344
Sự hấp dẫn 0,216 0,062 0,178 3,473 0,001 1,576
Uy tín
thương hiệu 0,563 0,067 0,477 8,413 0,000 1,941
Biến phụ thuộc: Quyết định
(Nguồn: Xử lí số liệuSPSS)
Trường Đại học Kinh tế Huế
Kết quả phân tích hồi quy được thể hiện trên bảng 2.25 cho thấy, các yếu tố được dự đoán trong mô hình hồi quy đều có tác động đến sự hài lòng mạng điện thoại di động của sinh viên đại học Huế với Sig. của tất cả các nhân tố đều <0,05. Đồng thời, Hệ số phóng đại phương sai VIF của các biến trong mô hình đều nhỏ hơn 10 nên không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình.
Do đó, mô hình hồi quy biểu thị các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn mạng điện thoại di động sinh viên đại học Huế được xác định như sau:
QĐ =-1,722 + 0,176*CP + 0,149*CLPV + 0,160*CLM + 0,179*GTGT + 0,216*SHD + 0,563*UTTH
Giải thích các hệ số hồi quy
CP = 0,176, khi biến chi phí sử dụng (CP) tăng 1 đơn vị trong điều kiện các biến còn lại không có sự thay đổi thì biến “Quyết định lựa chọn” QĐ tăng 0,176 đơn vị.
CLPV = 0, 149, khi biến Chất lượng phục vụ (CLPV) tăng 1 đơn vị trong điều kiện các biến còn lại không có sự thay đổi thì biến “Quyết định lựa chọn” QĐ tăng 0, 149đơn vị.
CLM = 0, 160, khi biến Chất lượng mạng (CLM) tăng 1 đơn vị trong điều kiện các biến còn lại không có sự thay đổi thì biến “Quyết định lựa chọn” QĐ tăng 0, 160 đơn vị.
GTGT = 0, 179, khi biến Giá trị gia tăng (GTGT) tăng 1 đơn vị trong điều kiện các biến còn lại không có sự thay đổi thì biến “Quyết định lựa chọn” QĐ tăng 0, 179 đơn vị.
SHD = 0, 216 , khi biến Sự hấp dẫn (SHD) tăng 1 đơn vị trong điều kiện các biến còn lại không có sự thay đổi thì biến “Quyết định lựa chọn” QĐ tăng 0,216 đơn vị.
UTTH = 0, 563 , khi biến Uy tín thương hiệu (UTTH) tăng 1 đơn vị trong điều kiện các biến còn lại không có sự thay đổi thì biến “Quyết định lựa chọn” QĐ tăng 0, 563đơn vị.
So sánh mức độ quan trọng của các yếu tố đến sự hài lòng mạng điện thoại di động của sinh viên Đại học Huế được xác định thông qua hệ số hồi quy chuẩn hóa. Vì thế, căn cứ vào kết quả trên bảng 2.25 cho chúng ta thấy: Uy tín - thương hiệu tác
Trường Đại học Kinh tế Huế
động mạnh nhất (β = 0,477); thứ hai là nhân tố chi phí sử dụng (β = 0,185), thứ ba là sự hấp dẫn ( β = 0,178), thứ tư là giá trị gia tăng (β = 0,146), thứ năm là chất lượng mạng (β = 0,145) và cuối cùng chất lượng phục vụ (β = 0,132).
Đồng thời, với kết quả trên bảng 2.25, hệ số Sig. của các biến độc lập đều nhỏ hơn 0,05, các hệ số hồi quy (β) của các biến đều mang dấu dương (+) chứng tỏ các giả thuyết nghiên cứu (H1 – H6) đã đưa ra đều được chấp nhận. Nghĩa là các biến CP, CLPV, CLM, GTGT, SHD và UTTH đều có ảnh hưởng cùng chiều đến sự hài lòng mạng điện thoại di động của sinh viên đại học Huế.