3 PHÂN TÍCH HỒI QUY

55

Beta chuẩn hoá được dùng để đánh giá mức độ quan trọng của từng yếu tố (Hoàng

Trọng & Mộng Ngọc, 2008).

4.3.1 Phân tích hồi quy tuyến tính bội cho mô hình 1 (Xem phụ lục 12)

Kết quả hồi quy tuyến tính cho thấy :

- Hệ số R2 = 0.426 và hệ số R2 hiệu chỉnh = 0.422, nghĩa là mô hình tuyến

tính phù hợp với tập dữ liệu 42.2% (hay mô hình giải thích được 42.2% biến thiên

của biến phụ thuộc lòng tin vào nhà thuốc)

- Trị số thống kê F đạt giá trị 96.894 được tính từ giá trị R2 của mô hình đầy

đủ với mức ý nghĩa 0.000, ta có thể bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng tất cả các hệ số

hồi quy bằng 0 (ngoại trừ hằng số), mô hình hồi quy tuyến tính bội đưa ra là phù

hợp với mô hình và dữ liệu nghiên cứu (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc,

2008)

- Hệ số Durbin-Watson đạt 2.066 đạt yêu cầu (1< Durbin-Watson<3) không

có hiện tượng tương quan giữa các phần dư.

- Các giá trị VIF <2, không có hiện tượng đa cộng tuyến.

- Đồ thị phần dư phân phối chuẩn (giá trị trung bình = 0, độ lệch

chuẩn=0.996 gần bằng 1)

Bảng 4.7 Kết quả phân tích hồi quy của mô hình 1

Mô hình



R



R2



R2 hiệu chỉnh



1



.653a



.426



Sai số ƣớc lƣợng



.422



Durbin-Watson



.558



2.066



ANOVAa

Mô hình



Tổng bình phƣơng



df Bình phƣơng trung bình



Hồi quy

1



90.527



3



30.176



Phần dư



121.768



391



.311



Tổng



212.295



394



F

96.894



Sig.

.000b



56

Hệ số chƣa Hệ số đã

chuẩn hoá



Mô hình



Std.



B

(hằng số)

Hình



chuẩn hoá



Error

.672



Thống kê đa

t



Sig.



Beta



cộng tuyến

Dung

sai



.201



3.347



VIF



.001



thức



nhà



.275



.046



.270



6.041



.000



.733



1.364



lƣợng



sản



.354



.042



.356



8.397



.000



.816



1.225



.256



.055



.212



4.687



.000



.714



1.401



thuốc

1



Chất



phẩm tại nhà thuốc

Chất lƣợng dịch vụ

tại nhà thuốc

Biến phụ thuộc : Lòng tin vào nhà thuốc



Từ kết quả trên cho thấy tất cả các yếu tố đều có tác động dương đến lòng tin

vào nhà thuốc và có ý nghĩa thống kê (Sig <0.05).

Nhƣ vậy, nghiên cứu có thể kết luận rằng các giả thuyết H6a, H6b, H6c

đều đƣợc chấp nhận.

Phương trình hồi quy thứ nhất với các hệ số dạng chuẩn hoá như sau:



=

Trong đó :



+



+



57



4.3.2 Phân tích hồi quy tuyến tính bội cho mô hình 2 (Xem phụ lục 12)

Kết quả hồi quy tuyến tính cho thấy :

- Hệ số R2 = 0.571 và hệ số R2 hiệu chỉnh = 0.564, nghĩa là mô hình tuyến

tính phù hợp với tập dữ liệu 56.4% (hay mô hình giải thích được 56.4% biến thiên

của biến phụ thuộc quyết định mua thuốc không kê toa),

- Trị số thống kê F đạt giá trị 85.949 được tính từ giá trị R2 của mô hình đầy

đủ với mức ý nghĩa 0.000, ta có thể bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng tất cả các hệ số

hồi quy bằng 0 (ngoại trừ hằng số), mô hình hồi quy tuyến tính bội đưa ra là phù

hợp với mô hình và dữ liệu nghiên cứu (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc,

2008)

- Hệ số Durbin-Watson đạt 1.664 đạt yêu cầu (1< Durbin-Watson<3) không

có hiện tượng tương quan giữa các phần dư

- Các giá trị VIF <2, không có hiện tượng đa cộng tuyến.

- Đồ thị phần dư phân phối chuẩn (giá trị trung bình = 0, độ lệch chuẩn =

0.992 gần bằng 1)

Bảng 4.8 Kết quả phân tích hồi quy mô hình 2

Mô hình



R



R2



R2 hiệu chỉnh



Sai số ước lượng



Durbin-Watson



2



.755a



.571



.564



.462



1.664



ANOVAa

Mô hình



Tổng bình phương



df



Hồi quy

2



110.305



6



Phần dư

Tổng



82.992

193.297



388

394



Bình phương trung bình



F



18.384 85.949

.214



Sig.

.000b



58



Hệ số chưa chuẩn Hệ

hoá



Mô hình



số



đã



chuẩn hoá

Std.



B



Error



Thống

t



Sig.



Beta



kê



đa



cộng tuyến

Dung

sai



VIF



(hằng số)



.499



.166



2.998



.003



Lòng tin vào nhà



.537



.037



.563 14.718



.000



.756



1.323



.142



,033



.164



4.279



.000



.752



1.329



-.047



.034



-.059



-1.398



.163



.612



1.635



.084



.030



.098



2.760



.006



.870



1.149



.060



.033



.075



1.799



.073



.631



1.584



.145



.037



.158



3.890



.000



.673



1.485



thuốc

Chất lƣợng thuốc

2



Bao bì thuốc

Ảnh



hƣởng



từ



nhóm tham khảo

Lòng tin vào nhà

sản xuất thuốc

Giá thuốc



Biến phụ thuộc : Quyết định mua thuốc không kê toa



Từ kết quả trên cho thấy, các yếu tố LT (Lòng tin vào nhà thuốc), CL (Chất

lượng thuốc), G (Giá thuốc), TK (Ảnh huởng từ nhóm tham khảo) đều có tác động

dương đến biến phụ thuộc QD (Quyết định mua thuốc không kê toa) và đều có ý

nghĩa thống kê (Sig. < 0.05).

Nhƣ vậy, nghiên cứu có thể kết luận các giả thuyết H1, H4, H5, H6 đều

đƣợc chấp nhận.

Các yếu tố BN (bao bì thuốc) và SX (Lòng tin vào nhà sản xuất thuốc) đều

có Sig. > 0.05 nên không có ý nghĩa về mặt thống kê,. Trên thực tế, người tiêu dùng

chú ý nhiều đến chất lượng (hiệu quả) của thuốc mang lại, vì vậy rất khó đánh giá

được chất lượng thuốc nếu dựa vào yếu tố bao bì và lòng tin vào nhà sản xuất.

Người tiêu dùng tại thành phố Hồ Chí Minh cho rằng các yếu tố bao bì thuốc và

lòng tin vào nhà sản xuất ít quan trọng hơn so với các yếu tố còn lại trong quyết

định mua thuốc không kê toa. Do vậy, giả thuyết H2, H3 bị bác bỏ.



59

Phương trình hồi quy thứ hai với hệ số dạng chuẩn hoá như sau:



Trong đó :



Nhƣ vậy mô hình nghiên cứu đƣợc điều chỉnh sau khi phân tích hồi quy

nhƣ sau :

Giá thuốc



0.158

Chất lƣợng

thuốc



0.164

Quyết định mua

thuốc không kê

toa



Ảnh hƣởng từ

nhóm tham khảo



Hình thức nhà

thuốc

0.270



Chất lƣợng dịch

vụ



0.212



0.098



0.563



Lòng tin vào

nhà thuốc



0.356

Chất lƣợng sản

phẩm



Hình 4.1 Mô hình nghiên cứu đã đƣợc điều chỉnh



60

4.4 ĐÁNH GIÁ MỨC ĐỘ ẢNH HƢỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ ĐẾN

QUYẾT ĐỊNH MUA THUỐC KHÔNG KÊ TOA CỦA NGƢỜI TIÊU DÙNG

4.4.1 Đánh giá mức độ ảnh hƣởng các yếu tố đến lòng tin vào nhà thuốc

Hệ số Beta chuẩn hoá được sử dụng để đánh giá mức độ ảnh hưởng của các

yếu tố đối với lòng tin vào nhà thuốc của người tiêu dùng tại thành phố Hồ Chí

Minh.

Bảng 4.9 Mức độ tác động của các yếu tố đến lòng tin nhà thuốc

Yếu tố



Hệ số Beta đã chuẩn hoá



Sig.



SP (Chất lượng sản phẩm tại nhà thuốc)



.356



.000



HT (Hình thức nhà thuốc)



.270



.000



DV (Chất lượng dịch vụ tại nhà thuốc)



.212



.000



Yếu tố SP (Chất lượng sản phẩm tại nhà thuốc) có hệ số Beta lớn nhất (=

0.356, Sig. =0.000), điều này cho thấy người tiêu dùng tại thành phố Hồ Chí Minh

quan tâm nhiều đến chất lượng sản phẩm được bán tại nhà thuốc. Nếu người tiêu

dùng cảm nhận chất lượng sản phẩm tại nhà thuốc tăng lên 1 lần thì lòng tin của họ

vào nhà thuốc đó sẽ tăng lên 0.356 lần, trong điều kiện các yếu tố khác không thay

đổi. Yếu tố HT (Hình thức nhà thuốc) có hệ số Beta chuẩn hoá = 0.270 tác động

mạnh thứ 2 vào lòng tin vào nhà thuốc. Cuối cùng là yếu tố DV (Chất lượng dịch vụ

tại nhà thuốc) có hệ số Beta = 0.212.

4.4.2 Đánh giá mức độ ảnh hƣởng của các yếu tố đến quyết định mua

thuốc không kê toa

Hệ số Beta chuẩn hoá được sử dụng để đánh giá mức độ ảnh hưởng của các

yếu tố đối với quyết định mua thuốc không kê toa của người tiêu dùng.

Bảng 4.10 Mức độ tác động của các yếu tố đến quyết định mua thuốc không kê toa

Yếu tố



Hệ số Beta đã chuẩn hoá



Sig.



LT (Lòng tin vào nhà thuốc)



.563



.000



CL (Chất lượng thuốc)



.164



.000



G (Giá thuốc)



.158



.000



TK (Ảnh hưởng từ nhóm tham khảo)



.098



.006



61

Dựa trên hệ số Beta chuẩn hoá có thể thấy rằng lòng tin vào nhà thuốc có ảnh

hưởng nhiều nhất đến quyết định mua thuốc không kê toa của người tiêu dùng (hệ

số Beta chuẩn hoá = 0.537), có nghĩa là nếu lòng tin vào nhà thuốc của người tiêu

dùng tăng lên 1 lần thì quyết định mua thuốc không kê toa của họ tại nhà thuốc đó

sẽ tăng lên 0.537 lần trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi. Tiếp theo yếu

tố CL (chất lượng thuốc) tác động mạnh thứ 2 lên quyết định mua thuốc của người

tiêu dùng (hệ số Beta chuẩn hoá = 0.164), tiếp theo lần lượt là yếu tố G (Giá thuốc)

và TK (Ảnh hưởng từ nhóm tham khảo).

4.5 KIỂM ĐỊNH SỰ KHÁC BIỆT TRONG QUYẾT ĐỊNH MUA

THUỐC KHÔNG KÊ TOA GIỮA CÁC NHÓM NGƢỜI TIÊU DÙNG

4.5.1 Theo giới tính (Xem phụ lục 13)

Để kiểm định có tồn tại sự khác biệt về quyết định mua thuốc không kê toa

giữa nam và nữ, tác giả sử dụng kiềm giả thuyết về sự khác biệt của 2 trung bình

thổng thể (Indephendent samples t-Test) với mức ý nghĩa 0.05. Kết quả Levene test

có sig. = 0.117 > 0.05, không có sự khác biệt về phương sai giữa 2 nhóm. Kết quả

kiểm định (dòng Equal variances assumed ) có sig. = 0.062 > 0.05 cho thấy không

có sự khác biệt trong quyết định mua thuốc không kê toa giữa nam và nữ (mức ý

nghĩa 0.05).

4.5.2 Theo độ tuổi (Xem phụ lục 13)

Để thực hiện kiểm định sự khác biệt về độ tuổi trong quyết định mua thuốc

không kê toa, tác giả thực hiện phân tích phương sai một yếu tố (ANOVA) mức ý

nghĩa 0.05. Kết quả Levene test có sig. = 0.833 > 0.05, không có sự khác biệt về

phương sai giữa các nhóm. Kết quả kiểm định từ bảng ANOVA cho thấy không có

sự khác biệt trong quyết định mua thuốc không kê toa giữa các nhóm tuổi (sig. =

0.142> 0.05) mức ý nghĩa 0.05

4.5.3 Theo trình độ học vấn (Xem phụ lục 13)

Để thực hiện kiểm định sự khác biệt về trình độ học vấn trong quyết định

mua thuốc không kê toa, tác giả thực hiện phân tích phương sai một yếu tố

(ANOVA) mức ý nghĩa 0.05. Kết quả Levene test có sig. = 0.669 > 0.05, không có