Phân tích hồi quy tuyến tính

TTMH2: Tôi sẽ tiếp tục mua sắm tại siêu thị Co.opmart Huế.

TTMH3: Tôi sẽ giới thiệu cho gia đìn, bạn bè, đồng ghiệp mua sắm tại siêu thị Co.opmart Huế.

Kiểm định Cronbach’s Alpha của nhân tố cho kết quả bằng 0,793, đây là một hệ số tin cậy cao chứng tỏ thang đo tốt và các biến quan sát đều có hệ số tương quan với biến tổng lớn hơn 03. Do đó có thể kết luận rằng nhân tố này đủ độ tin cậy cho các phân tích tiếp theo.

Từ bảng kiểm đinh hệ số tương quan Pearson, có thể thấy hệ số tương quan giữa biến TTMH với các biến độc lập đều có giá trị Sig.< 0,05. Do đó, có mối quan hệ tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc TTMH với các biến độc lập là HHSP, GC, DVKH, KM, BT. Ngoài ra các cặp biến độc lập đều có giá trị Sig.< 0,05 và hệ số tương quan Pearson > 0.3 nên có thể kết luận rằng các biến độc lập trong mô hình có thể xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.

2.3.2. Phân tích hồi quy

Phân tích hồi quy sẽ xác định mối quan hệ nhân quả biến phụ thuộc - Ý định tiếp tục mua sắm của khách hàng cá nhân và các biến độc lập. Cụ thể, phân tích hồi quy được thực hiện với 5 biến độc lập là: (1) Hàng hóa sản phẩm; (2) Giá cả; (3) Dịch vụ khách hàng; (4) Khuyến mãi; (5) Bày trí và (1) Biến phụ thuộc ý định tiếp mua sắm của khách hàng cá nhân tại siêu thị Co.opmart Huế.

2.3.2.1. Đánh giá độ phù hợp của mô hình hồi quy.

Để đánh giá độ phù hợp của mô hình, sử dụng hệ số xác định R bình phương hiệu chỉnh. Hệ số R bình phương hiệu chỉnh của mô hình này là 57,2%, thể hiện 5 biến độc lập trong mô hình giải thích được 57,2% biến thiên của biến phụ thuộc, 42,8% còn lại do sự ảnh hưởng của các biến ngoài mô hình và do ảnh hưởng của sai số ngẫu nhiên.

Với giá trị này thì độ phù hợp của mô hình là chấp nhận được.

Bảng 17: Kết quả kiểm định R bình phương hiệu chỉnh

Model R R² R² hiệu chỉnh

1 0,766 0,587 0,572

(Nguồn: Xử lý số liệu trên Spss)

Bảng 18: Bảng kiểm định về sự phù hợp của mô hình hồi quy

Mô hình Tổng

phương sai lệch

df Bình phương của tổng phương sai lệch

F Mức ý

nghĩa Sig.

Mô hình hồi quy

21,78 5 4,358 40,868 0,000

Số dư 15,354 144 0,107

Tổng 37,141 149

( Nguồn: xử lý số liệu trên Spss)

Trường Đại học Kinh tế Huế

Từ bảng số liệu trên ta thấy giá trị Sig.= 0,000< 0,005 do đó ta có thể kết luận rằng mô hình có ý nghĩa suy rộng ra cho tổng thể.

2.3.2.2. Kiểm tra đa cộng tuyến và tự tương quan.

2.3.2.2.1. Kiểm tra đa cộng tuyến

Bảng 19: Kiểm tra đa cộng tuyến

Model Hệ số chưa chuẩn hóa

Hệ số chuẩn

hóa t Sig.

Thống kê tuyến tính

B Độ lệch

chuẩn

Beta VIF

Hệ số chặn -0,200 0,298 -0,671 0,503

HHSP 0,233 0,055 0,235 4,212 0,000 1,083

GC 0,172 0,050 0,220 3,425 0,001 1,442

DVKH 0,054 0,065 0,060 0,824 0,412 1,830

KM 0,401 0,066 0,378 6,094 0,000 1,337

BT 0,214 0,063 0,223 3,398 0,001 1,500

(Nguồn: Xử lý số liệu Spss)

Từ bảng số liệu trên, ta có thể thấy giá trị VIF của cả 5 biến độc lập HHSP, GC, DVKH, KM, BT đều nhỏ hơn 2 nên ta kết luận là mô hình không bị đa cộng tuyến.

2.3.2.2.2: Kiểm định tự tương quan

Bảng 20 : Kết quả kiểm định phần dư Durbin –Watson

Model R R² R² hiệu chỉnh Durbin-Watson

1 0,766 0,587 0,572 1,742

(Nguồn: Xử lý số liệu trên Spss) Thống kê Durbin – Watson, d có giá trị từ 0 đến 4 và ở mô hình trên có d = 1,742< 4 nên suy ra không có hiện tượng tự tương quan tuyến tính bậc nhất.

2.3.2.3. Kiểm định mối quan hệ giữa biến độc lập và biến phụ thuộc Giả thuyết:

H0: không có mối tương quan H1: có mối tương quan

Trường Đại học Kinh tế Huế

Bảng 21: Kết quả phân tích Biến số Hệ số B Std.E Hệ số

Beta

Gía trị t Sig. Chỉ số đa cộng tuyến Tolerance VIF Hệ số chặn -0,200 0,298 -0,671 0,503

HHSP 0,233 0,055 0,235 4,212 0,000 0,923 1,083

GC 0,172 0,050 0,220 3,425 0,001 0,693 1,442

DVKH 0,054 0,065 0,060 0,824 0,412 0,546 1,830

KM 0,401 0,066 0,378 6,094 0,000 0,748 1,337

BT 0,214 0,063 0,223 3,398 0,001 0,667 1,500

(Nguồn: Xử lý số liệu trên Spss) Từ bảng trên đi đến kết luận bác bỏ H0 và chấp nhận H1, có thể kết luận các nhóm biến này có mối quan hệ tương quan với biến quyết định tiếp tục mua hàng tại siêu thị Co.opmart Huế của khách hàng.

2.3.2.3. Phương trình hồi quy

Bảng 22: Kết quả kiểm định hồi quy Biến số Hệ số B Std.E Hệ số

Beta

Gía trị t Sig.

Hệ số chặn -0,200 0,298 -0,671 0,503

HHSP 0,233 0,055 0,235 4,212 0,000

GC 0,172 0,050 0,220 3,425 0,001

DVKH 0,054 0,065 0,060 0,824 0,412

KM 0,401 0,066 0,378 6,094 0,000

BT 0,214 0,063 0,223 3,398 0,001

(Nguồn: Xử lý số liệu trên Spss)

Nhìn vào bảng 22, ta thấy biến độc lập “Dịch vụ khách hàng” sẽ bị loại do (Sig.

=0,412 ) không có ý nghĩa thống kê vì Sig. > 0,05. Do đó phương trình hồi quy được viết như sau :

TTMH= 0,378*KM + 0,235*HHSP +0,223* BT + 0,220 * GC Với

TTMH: Tiếp tục mua hàng KM: Khuyến mãi

HHSP: Hàng hóa sản phẩm

Trường Đại học Kinh tế Huế

BT : Bày trí GC: Giá cả

Từ kết quả mô hình hổi quy tuyến tính, có thể thấy các biến độc lập HHSP, GC, KM, BT có ảnh hưởng đến quyết định tiếp tục mua hàng của khách hàng cá nhân tại siêu thị Co.opmart Huế. Cụ thể:

-KM: Với mức ý nghĩa Sig. =0,000 <0,05 và có hệ số hồi quy chạy được bằng 0,378 có thể kết luận rằng trong điều kiện các nhân tố khác trong mô hình không thay đổi, khi nhân tố KM tăng lên 1 đơn vị thì quyết định tiếp tục mua sắm hàng hóa của khách hàng tăng lên 0,378 đơn vị và ngược lại. Đây là nhân tố có hệ số hồi quy cao nhất trong mô hình nên có thể thấy được quyết định tiếp tục mua hàng của khách hàng cá nhân sẽ bị ảnh hưởng nhiều bởi những khuyến mãi của siêu thị Co.opmart Huế.

-HHSP: Với mức ý nghĩa Sig.=0,000 <0,05 và hệ số hồi quy chạy được bằng 0,235 có thể kết luận rằng trong điều kiện các nhân tố khác trong mô hình không thay đổi, khi nhân tố HHSP tăng lên 1 đơn vị thì quyết định tiếp tục mua hàng của khách hàng tăng lên 0,235 đơn vị.

-BT: Với mức ý nghĩa Sig.=0,001 <0,05 và hệ số hồi quy chạy được bằng 0,223 có thể kết luận rằng trong điều kiện các nhân tố khác trong mô hình không thay đổi, khi nhân tố BT tăng lên 1 đơn vị thì quyết định tiếp tục mua hàng của khách hàng tăng lên 0,223 đơn vị.

-GC: Với mức ý nghĩa Sig.=0,001 < 0,05 và hệ số hồi quy chạy được bằng 0,220 có thể kết luận rằng trong điều kiện các nhân tố khác trong mô hình không thay đổi, khi nhân tố HHSP tăng lên 1 đơn vị thì quyết định tiếp tục mua hàng của khách hàng tăng lên 0,220 đơn vị.

Đánh giá chung:

Từ mô hình ban đầu được xây dựng dựa trên lý thuyết gồm 5 yếu tố tác động đến ý định tiếp tục mua sắm của khách hàng cá nhân tại siêu thị Co.opmart Huế, qua quá trình kiểm tra độ tin cậy của thang đo đã loại đi một số biến quan sát thuộc các nhóm nhân tố Giá cả, Dịch vụ khách hàng, Bày trí.

Sau khi thiết lập giá trị trung bình của các yếu tố từ kết quả kiểm định thang đo và phân tích nhân tố, các giá trị đại diện cho các yếu tố này được sử dụng để phân tích tương quan và hồi quy. Kết quả phân tích tương quan và hồi quy đã loại bỏ đi nhân tố

“Dịch vụ khách hàng”. Riêng 4 nhóm nhân tố còn lại có ảnh hưởng đến quyết định

Trường Đại học Kinh tế Huế

tiếp tục mua của khách hàng cá nhân tại siêu thị Co.opmart Huế. Trong đó nhân tố

“Khuyến mãi” ảnh hưởng mạnh nhất đến ý định tiếp tục mua sắm của khách hàng, nhân tố “Giá cả” ảnh hưởng thấp nhất.

0,235

0,220

0,378

0,223

Sơ đồ 8: Mô hình hiệu chỉnh

2.4. Đánh giá của khách hàng về các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định tiếp tục mua

Trong tài liệu Các yếu tố ảnh hưởng đến ý định tiếp tục mua sắm của khách hàng cá nhân tại siêu thị Co.opmart Huế (Trang 61-66)