Phân tích tương quan và hồi quy

2.3.4. Phân tích tương quan và hồi quy

Qua bảng trên ta thấy biến phụ thuộc là DCG và các biến độc lập là CS; TT;

TKTT; HD; CS có mối tương quan với nhau, giá trị Sig. < 0.05 cho thấy sự tương quan này là có ý nghĩa về mặt thống kê, hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc

“Đánh giá chung” và các biến độc lập còn lại khá cao, 5 biến này sẽ được đưa vào mô hình hồi quy để giải thích cho ý định mua sắm sản phẩm nội thất thông qua hoạt động kênh truyền thông Marketing Online.

2.3.4.2. Phân tích hồi quy

Sau khi xem xét mức độ tương quan giữa các biến, mô hình lý thuyết phù hợp cho nghiên cứu gồm biến quan sát và nhận xét tổng quan về “Đánh giá chung”

của khách hàng. Trong đó, nhận xét tổng quan về “Đánh giá chung” là biến phụ thuộc, các biến còn lại là biến độc lập.

Mô hình hồi quy xây dựng như sau:

DGC = β₁ + β₂ CY + β₃ TT + β₄ TKTT + β₅ HD + β₆ CS Trong đó:

β Là hệ số hồi quy riêng phần tương ứng với các biến độc lập DGC: Giá trị của biến phụ thuộc “Đánh giá chung”

CY: Giá trị biến độc lập “Đánh giá sự chú ý”

TT: Giá trị biến độc lập “Đánh giá sự thích thú”

TKTT: Giá trị biến độc lập “Đánh giá tìm kiếm thông tin”

HD: Giá trị biến độc lập “Đánh giá hành động”

CS: Giá trị biến độc lập “Đánh giá sự chia sẻ”

Các giả thuyết của mô hình hồi quy được điều chỉnh như sau:

- Giả thuyết H1: Yếu tố “Đánh giá sự chú ý” có ảnh hưởng tích cực đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online của khách hàng.

- Giả thuyết H2: Yếu tố “Đánh giá sự thích thú” có ảnh hưởng tích cực đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online của khách hàng.

Trường Đại học Kinh tế Huế

- Giả thuyết H₃: Yếu tố “Đánh giá tìm kiếm thông tin” có ảnh hưởng tích cực đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online của khách hàng.

- Giả thuyết H₄: Yếu tố “Đánh giá hành động” có ảnh hưởng tích cực đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online của khách hàng.

- Giả thuyết H₅: Yếu tố “Đánh giá sự chia sẻ” có ảnh hưởng tích cực đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online của khách hàng.

Phương pháp hồi quy tuyến tính bội với toàn bộ các biến độc lập được đưa vào cùng lúc (Phương pháp Enter) cho thấy mô hình hồi quy thích hợp sử dụng để kiểm định mô hình lý thuyết.

Bảng 2.27. Tóm tắt mô hình Mô hình tóm tắt

Mô

hình Hệ số R Hệ số R² Hệ số R² hiệu chỉnh

Sai số chuẩn

của ước lượng Durbin-Watson

1 0.927^a 0.859 0.854 0.18904 2.325

a. Các yếu tố dự đoán : (Hằng số), CY, TT, TKTT, HD, CS b. Biến phụ thuộc: DGC

(Nguồn: Kết quả điều tra xử lý số liệu) Bảng 2.28. Phân tích phương sai ANOVA

ANOVA^a Mô hình Tổng bình

phương df Trung bình

bình phương F Sig.

1

Hồi quy 31.314 5 6.263

175.262 .000^b

Phần dư 5.146 144 0.036

Tổng 36.460 149

a. Biến phụ thuộc: DGC

b. Các yếu tố dự đoán: (Hằng số), CY, TT, TKTT, HD, CS

(Nguồn: Kết quả điều tra xử lý số liệu)

Trường Đại học Kinh tế Huế

Kiểm định F trong bảng phân tích phương sai (ANOVA) được sử dụng để kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể.

Khi xây dựng xong 1 mô hình hồi quy tuyến tính ta xem xét sự phù hợp của mô hình đối với tập dữ liệu qua giá trị R square (sự phù hợp này chỉ thể hiện giữa mô hình bạn xây dựng với tập dữ liệu mẫu) để suy diễn cho mô hình thực của tổng thể thì kiểm định F sẽ giúp ta làm điều đó.

Kết quả sau khi thực hiện hồi quy, ta thấy rằng kiểm định F cho giá trị p-value (Sig.) = 0.000 < 0.05, như vậy mô hình phù hợp, có ý nghĩa suy rộng ra cho tổng thể. Hơn nữa, R² hiệu chỉnh có giá trị bằng 0.854 = 85.4%. Như vậy các biến độc lập đưa vào chạy hồi quy ảnh hưởng tới 85.4% sự thay đổi của biến phụ thuộc.

Hay nói cách khác mô hình hồi quy giải thích được 85.4% sự biến thiên của biến phụ thuộc. Như vậy, có thể xem mô hình này có giá trị giải thích ở mức độ cao.

Bảng 2.29. Kết quả phân tích hồi quy

Mô hình

Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa

Hệ số hồi quy

chuẩn

hóa t Giá trị

Sig.

Đa cộng tuyến

β Sai số

chuẩn Beta T VIF

Hằng số -0.536 0.146 -3.666 0.000

CY 0.288 0.028 0.374 10.371 0.000 0.752 1.330 TT 0.171 0.031 0.184 5.497 0.000 0.876 1.141 TKTT 0.238 0.018 0.419 13.006 0.000 0.946 1.057 HD 0.252 0.022 0.386 11.321 0.000 0.842 1.188 CS 0.121 0.028 0.143 4.321 0.000 0.899 1.112 (Nguồn: Kết quả điều tra xử lý số liệu) Hồi quy không có nhân tố nào bị loại bỏ do sig. kiểm định t của từng biến độc lập đều nhỏ hơn 0.05, chứng tỏ các biến độc lập này đều có ý nghĩa thống kê

trong mô hình.

Trường Đại học Kinh tế Huế

Hệ số VIF các biến độc lập đều nhỏ hơn 10, như vậy không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra.

Như vậy, dựa vào hệ số beta chưa chuẩn hóa, có thể viết lại phương trình hồi quy như sau:

DGC = (- 0.536) + 0.288 CY + 0.171 TT + 0.238 TKTT + 0.252 HD + 0.121 CS Dựa vào mô hình hồi quy các nhân tố ảnh hưởng đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất của khách hàng thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online, ta có thể nhận thấy mức độ ảnh hưởng của 5 nhân tố theo thứ tự như sau: “Đánh giá sự chú ý”, “Đánh giá hành động”; “Đánh giá tìm kiếm thông tin”; “Đánh giá sự thích thú”; “Đánh giá sự chia sẻ” tác động cùng chiều theo mức độ giảm gần.

Theo mô hình hồi quy có 5 nhân tố tiến hành kiểm định ảnh hưởng của chúng tới ý định của khách hàng.

Nhân tố “Đánh giá sự chú ý”

H₀: Yếu tố “Đánh giá sự chú ý” không tác động tích cực đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất của khách hàng thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online.

H₁: Yếu tố “Đánh giá sự chú ý” có ảnh hưởng tích cực đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất của khách hàng thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online.

H₀: β₂ ≤ 0 H₁: β₂ > 0

Dựa vào kết quả hồi quy ta thấy: Sig. = 0.00 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H₀. Kết luận “Đánh giá sự chú ý” tác động tích cực đến ý định của khách hàng. Cụ thể khi biến “Đánh giá sự chú ý” tăng 1đơn vị thì ý định mua sắm sản phẩm nội thất thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online sẽ tăng 0.288 đơn vị.

Nhân tố “Đánh giá sự thích thú”

H₀: Yếu tố “Đánh giá sự thích thú” không tác động tích cực đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất của khách hàng thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online.

H₁: Yếu tố “Đánh giá sự thích thú” có ảnh hưởng tích cực đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất của khách hàng thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online.

Trường Đại học Kinh tế Huế

H₀: β₃ ≤ 0 H₁: β₃ > 0

Dựa vào kết quả hồi quy ta thấy: Sig. = 0.00 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H₀. Kết luận “Đánh giá sự thích thú” tác động tích cực đến ý định của khách hàng. Cụ thể khi biến “Đánh giá sự thích thú” tăng 1 đơn vị thì ý định mua sắm sản phẩm nội thất thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online sẽ tăng 0.171 đơn vị.

Nhân tố “Đánh giá tìm kiếm thông tin”

H₀: Yếu tố “Đánh giá tìm kiếm thông tin” không tác động tích cực đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất của khách hàng thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online.

H₁: Yếu tố “Đánh giá tìm kiếm thông tin” có ảnh hưởng tích cực đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất của khách hàng thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online.

H₀: β4 ≤ 0 H₁: β₄ > 0

Dựa vào kết quả hồi quy ta thấy: Sig. = 0.00 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H₀. Kết luận “Đánh giá tìm kiếm thông tin” tác động tích cực đến ý định của khách hàng. Cụ thể khi biến “Đánh giá tìm kiếm thông tin” tăng 1 đơn vị thì ý định mua sắm sản phẩm nội thất thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online sẽ tăng 0.238 đơn vị.

Nhân tố “Đánh giá hành động”

H₀: Yếu tố “Đánh giá hành động” không tác động tích cực đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất của khách hàng thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online.

H₁: Yếu tố “Đánh giá hành động” có ảnh hưởng tích cực đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất của khách hàng thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online.

H₀: β5 ≤ 0 H₁: β₅ > 0

Dựa vào kết quả hồi quy ta thấy: Sig. = 0.00 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H_0.

Kết luận “Đánh giá hành động” tác động tích cực đến ý định của khách hàng. Cụ thể khi biến “Đánh giá hành động” tăng 1 đơn vị thì ý định mua sắm sản phẩm nội

Trường Đại học Kinh tế Huế

Nhân tố “Đánh giá sự chia sẻ”

H₀: Yếu tố “Đánh giá sự chia sẻ” không tác động tích cực đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất của khách hàng thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online.

H₁: Yếu tố “Đánh giá sự chia sẻ” có ảnh hưởng tích cực đến ý định mua sắm sản phẩm nội thất của khách hàng thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online.

H₀: β6 ≤ 0 H₁: β₆ > 0

Dựa vào kết quả hồi quy ta thấy: Sig. = 0.00 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H_0.

Kết luận “Đánh giá sự chia sẻ” tác động tích cực đến ý định của khách hàng. Cụ thể khi biến “Đánh giá sự chia sẻ” tăng 1 đơn vị thì ý định mua sắm sản phẩm nội thất thông qua hoạt động truyền thông Marketing Online sẽ tăng 0.121 đơn vị.

Kết quả kiểm định sau hồi quy cho thấy có 5 yếu tố tác động cùng chiều lên biến phụ thuộc “Đánh giá sự chú ý”, “Đánh giá hành động”; “Đánh giá tìm kiếm thông tin”; “Đánh giá sự thích thú”; “Đánh giá sự chia sẻ”.

Trong đó, “Đánh giá sự chú ý” là yếu tố có sự tác động mạnh nhất và “Đánh giá sự chia sẻ” là yếu tố tác động yếu nhất. Điều này là phù hợp với đặc điểm của mẫu nghiên cứu.

2.3.5. Kiểm định sự khác biệt về ý định mua sắm sản phẩm nội thất thông qua

Trong tài liệu Hoàn thiện kênh truyền thông Marketing Online tại công ty TNHH Thiết kế và Thi công Nội thất Gia Phong – Thành phố Đà Nẵng. (Trang 125-131)