Phương trình hồi quy bội của nghiên cứu được trình bày như sau:
YD = B0 + B1*QC + B2*GC + B3*CL + B4*TH +B5*BB + si Trong đó:
e YD: Y dinh mua hang Trung Quéc
@ QC (Quáng cáo), GC (Giá cả), CL (Chất lượng), TH (Tên thương hiệu), BB (Bao bì) là các nhân tố (hay biến độc lập) ảnh hưởng đến ý định mua hàng Trung Quốc e BI, f2... Pn là hệ số hồi quy từng phân.
® ci là sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn, trung bình bằng 0, phương sai không đôi và độc lập.
Thực hiện lệnh hồi quy trong phần mềm SPSS và phương phap Stepwise cho két qua như sau:
Bảng 4.4 Tóm tắt mô hình hồi quy
Model Summary”
Adjusted R Std. Error of Durbin-
Model R R Square Square the Estimate Watson
1 .800° 641 .637 46109 1.870
a. Predictors: (Constant), BB, QC, CL, GC, TH b. Dependent Variable: YD
Nguôn: Phân tích và xử lý của nhóm tác gid 09/2023 Mô hình được chọn gồm hằng số, biến: QC, CL, GC, TH và BB. Trị số R?= 0.800 >
R? điều chỉnh = 0.637. Chứng tỏ, mô hình hồi quy được xây dựng có biến độc lập QC, CL, GC, TH và BB giải thích được 63.7% sự biến thiên của ý định mua hàng Trung Quốc.
47
Thông qua bảng tóm tắt kết quả hồi hồi quy đề kiểm tra tính tự động tương quan, nhóm tác giả sử dụng số lượng Durbin - Watson (d) để thực hiện kiểm tra. Số lượng d có giá trị dao động từ 0 - 4, nêu các đư lượng không có mối tương quan chuỗi bậc nhất thì giá trị của d sẽ cho ra kết quả gần bằng 2 (Hoàng Trọng và Chu Nguyên Mộng Ngọc, 2008). Từ bảng kết quả, cho thấy số lượng d = 1.870 gần đạt đến đến giá trị 2, chúng ta có thể nói dư lượng độc lập với nhau hoặc không có mối tương quan giữa các dư, vi vay khang dinh tự tương quan không được giả định.
Nhóm tác giả sử dụng phân tích Anova đề kiêm tra xem mô hình có phù hợp không
và có được kết quả như sau:
Bảng 4.5 Kết quả kiểm định độ phù hợp của mô hình hồi quy
ANOVA*
Sum of
Model Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 174.319 5 34.864 | 163.985 .000°
Residual 97.798 480 .213
Total 272.117 465
a. Dependent Variable: YD
b. Predictors: (Constant), BB, QC, CL, GC, TH
Nguôn: Phân tích và xử lý của nhóm tác gid 09/2023
Kết quả phân tích ANOVA thê hiện trên bảng trên (Bảng 4.11) cho thấy giá trị kiểm định F (= 163.985) có ý nghĩa thống kê (Sig = 0.000 < 0.05). Nghĩa là, mô hình hồi quy phù hợp với tệp đữ liệu thu thập được và các biến bao gồm có ý nghĩa thông kê với mức độ quan trọng 5%. Vì thế, mô hình hồi quy là phù hợp dữ liệu nghiên cứu và có thể suy rộng cho tổng thé.
48
4.4.2.2. Mô hình hồi quy biểu thị cho những yếu tố ảnh hưởng Bảng 4.6 Các thông số thống kê của mô hình hồi quy
Coefficients*
Standardized
Unstandardized Coefficients Coefficients Collinearity Statistics
Model B Std. Error Beta t Sig Tolerance VIF
1 (Constant) -.459 152 -3.028 .003
QC 216 034 203 6.428 000 782 1.279
6€ 267 036 244 7.486 000 r34 1.363
cL .283 034 .269 8.329 .000 751 1.331
TH 197 .033 195 5.942 000 727 1.376
BB 247 035 230 6.986 .000 721 1.386
a. Dependent Variable: YD
Nguôn: Phân tích và xử lý của nhóm tác gid 09/2023 Kết quả xác định hệ số hồi quy được thể hiện trên (Bảng 4.12) cho thấy, các yếu tố được dự đoán trong mô hình hồi quy đều có tác động (có ý nghĩa thống kê) đến ý định mua hàng Trung Quốc của giới trẻ tại thành phố Hồ Chí Minh với hệ số B lần lượt cho các yếu to, OC = 0.203, GC = 0.244, CL = 0.269, TH = 0.195 va BB = 0.230 . Từ các kết quả trên, mô hình hồi quy biéu thị các yếu tô tác động đến ý định mua hàng Trung Quốc của giới trẻ tại thành phô Hồ Chí Minh được xác định:
YD = 0.203*QC + 0.244*GC + 0.269*CL + 0.195*TH + 0.230*BB
Diễn giải ý nghĩa hệ số hồi quy:
Khi QC tăng lên I đơn vị thì YD tăng trung bình 0.203 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không thay đối.
Khi GC tăng lên 1 đơn vị thì YD tăng trung bình 0.244 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không thay đối.
Khi CL tăng lên l đơn vị thì YD tăng trung bình 0.269 đơn vị, với điều kiện các yếu tố khác không thay đối.
Khi THỊ tăng lên I đơn vị thì YD tăng trung bình 0.195 đơn vị, với điều kiện các yếu
tố khác không thay đối.
Khi BB tăng lên I đơn vị thì YD tăng trung bình 0.230 đơn vị, với điều kiện các yêu tố khác không thay đối.
49
Tom lại: Tất các các yêu tố đều tỷ lệ thuận với DND. Khi nâng cao sự ảnh hưởng của các yếu tổ thì sẽ làm tăng độ nhận diện thương hiệu.
4.4.2.3. Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Từ bảng “Các thông số thống kê của mô hình hỗồi quy”, nhóm tác giả thông kê lại các giả thuyết Hn (với n= ƒ1,2,3,4,5}), trong đó tat ca cac gia thuyết đều được chấp nhận với mức ý nghĩa a <0.05 hay 5% - Tương ứng với độ tin cậy 95%.
Bảng 4.7 Kết luận các giả thuyết những nhân tổ tác động đến độ nhận diện thương
hiệu Nike của sinh viên tại thành phố Hỗ Chí Minh
Giả — |Nội dung Mỗi quan hệ với | Kết luận
thuyết biến phụ thuộc
H1 Quang cáo có tác động cùng chiều + Chấp nhận giả thuyết đến ý định mua hàng Trung Quốc
H2 Giá cả có tác động đến ý định mua + Chấp nhận giả thuyết hàng Trung Quốc
H3 Chất lượng sản phẩm có tác động + Chấp nhận giả thuyết đến ý định mua hàng Trung Quốc
H4 Tên thương hiệu có tác động đến ý + Chấp nhận giả thuyết định mua hàng Trung Quốc
H5 Bao bì có tác động đến ý định mua + Chấp nhận giả thuyết hàng Trung quốc
Ghi chú: (+): Mối quan hệ thuận chiêu.
Nguôn: Phân tích và xử lý của nhóm tác giả (Tháng 10/2023)