4.3.1 Các yếu tố ảnh hƣởng đến sự hài lịng của khách hàng
Tồn bộ các biến quan sát được đưa vào phân tích nhân tố khám phá (EFA), để giảm bớt hay tĩm tắt dữ liệu và tính độ tin cậy (Sig) của các biến quan sát cĩ quan hệ chặt chẽ với nhau hay khơng. Các tiêu chuẩn được sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá (EFA) là:
1. Hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) ≥ 0.5 và mức ý nghĩa kiểm định Bartlett's ≤ 0.05 2. Hệ số tải nhân tố (Factor loading) > 0.5, nếu biến quan sát cĩ hệ số tải nhân tố < 0.5 sẽ bị
loại
3. Thang đo được chấp nhận khi tổng phương sai trích ≥ 50%; 4. Hệ số Eigenvalues > 1 (Gerning và Anderson, 1998);
5. Khác biệt hệ số tải nhân tố của một biến quan sát giữa các nhân tố ≥ 0.3 để tạo giá trị phân biệt giữa các nhân tố
Bảng 4.10: Bảng Các chỉ số cần thiết trƣớc khi phân tích EFA
Chỉ số Giá trị
KMO 0.812
Barlett’s Test of Sphericity sig. 0.000
Hệ số KMO = 0.812 > 0.5: phân tích nhân tố thích hợp với dữ liệu nghiên cứu
Kết quả kiểm định Bartlett's là 5608.547 với mức ý nghĩa sig = 0.000 < 0.05 điều này chứng tỏ dữ liệu dùng để phân tích là hồn tồn thích hợp.
Bảng 4.11: Bảng ma trận xoay của các nhân tố Rotated Component Matrixa
Nguyễn Thị Bích Trang 50 Component 1 (Sản phẩm) 2 (Độ tin cậy) 3 (Tính đáp ứng) 4 (Sự đồng cảm) 5 (Năng lực) 6 (Tính hữu hình) 7 (Giá cả) SP2 .735 SP3 .724 SP1 .716 SP5 .693 SP6 .680 SP4 .671 TC4 .861 TC6 .855 TC2 .733 TC5 .665 TC3 .623 TC1 .606 DU1 .752 DU3 .747 DU4 .715 DU2 .702 DC1 .896 DC3 .889 DC2 .775 DC4 .513 NL2 .739 DU5 .575 NL1 .540 NL4 .507 NL3 .500 HH2 .803 HH3 .792 HH1 .571 HH4 .551 GC2 .850 GC1 .797 GC3 .792 Eigenvalues 1.091 % tổng phương sai trích 65.169%
Nguyễn Thị Bích Trang 51 Như vậy, 7 thang đo trước và sau khi phân tích nhân tố EFA đều được giữ lại với 32 biến quan sát.
Các nhân tố được đặt tên và ký hiệu như sau: Bảng 4.12: Đặt tên lại nhĩm
Thành phần Tên Ký hiệu Các biến
1 SẢN PHẨM SP SP1, SP2, SP3, SP4, SP5, SP6
2 ĐỘ TIN CẬY TC TC1, TC2, TC3, TC4, TC5, TC6
3 MỨC ĐỘ ĐÁP ỨNG DU DU1, DU2, DU3, DU4
4 SỰ ĐỒNG CẢM DC DC1, DC2, DC3, DC4 5 NĂNG LỰC PHỤC VỤ NL NL1, NL2, NL3, NL4, DU5 6 TÍNH HỮU HÌNH HH HH1, HH2, HH3, HH4 7 GIÁ CẢ GC GC1, GC2, GC3 4.3.2 Sự hài lịng
Bảng 4.13: Bảng phân tích nhân tố EFA của biến “Sự hài lịng”
KMO 0.735
Barlett’s Test of Sphericity sig. 0.000
Như bảng trên ta cĩ thể thấy kiểm định KMO trong phân tích nhân tố cho hệ số khác cao KMO = 0.735 > 0.5 và các trọng số nhân tố của tất cả các biến này đều lớn hơn 0.5. Phương pháp Principle Component và phép quay Varimax đã rút trích đươc nhân tố duy nhất với Eigenvalues = 2.573, đồng thời phuognw sai trích được là 64.317 > 50%, nghĩa là với 7 nhân tố này đã giải
Nguyễn Thị Bích Trang 52 thích được trên 50% sự biến thiên của dữ liệu. Kiểm định Cronbach Alpha lần 2 cũng cho kết quả khả quan khi chấp nhận thang đo này. Vì vậy cĩ thể kết luận các biến trong nhân tố “Sự hài lịng” đều phù hợp để đưa vào phân tích hồi quy.
4.4 PHÂN TÍCH TƢƠNG QUAN
Trước khi kiểm định kết quả nghiên cứu từ phép phân tích hồi qui đa biến, mối quan hệ lẫn nhau giữa các biến trong mơ hình cũng cần được xem xét
Phân tích tương quan giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập được sử dụng trong phần này để xem xét sự phù hợp của các biến khi đưa các thành phần vào mơ hình hồi quy. Hệ số tương quan Pearson (r) dùng để lượng hĩa mức độ chặt chẽ của mối liên hệ tuyến tính giữa hai biến định lượng. Trị tuyệt đối của r cho biết mức độ chặt chẽ của mối liên hệ tuyến tính. Giá trị r tiến gần đến 1 khi hai biến cĩ mối tương quan chặt chẽ, hoặc tiến gần đến 0 chỉ ra rằng hai biến cĩ mơi liên hệ yếu, hoặc khơng cĩ mối liên hệ (r = 0).
Kết quả phân tích tương quan như sau với hệ số Pearson và kiểm định 2 phía
Bảng 4.14: Ma trân tƣơng quan Pearson của các nhân tố
SP GC TC DU NL DC HH HL SP 1 GC -.064** 1 TC .032 .360** 1 DU .616** -.150** -.037 1 NL .649** -.138* -.024 .671** 1 DC .242** -.051 .031 .259** .261** 1 HH .587** -.006 .004 .564** .584** .171** 1 HL .630** .236** .233** .608** .584** .366** .604** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000
Kết quả phân tích tương quan cho thấy mối tương quan giữa 7 nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lịng của khách hàng với nhau và tương quan giữa sự hài lịng với các nhân tố đĩ.
Ở đây, cĩ thể thấy các giá trị sig. giữa biến sự hài lịng của nhân viên và các biến độc lập đều bằng 0.000 (sig. = 0.000) do đĩ chúng đều cĩ ý nghĩa về mặt thống kê. Cĩ thể kết luận các biến độc lập cĩ tương quan với biến phụ thuộc hay các biến trong mơ hình đều phù hợp đưa vào
Nguyễn Thị Bích Trang 53 chạy mơ hình hồi quy để giải thích cho sự tha đổi của biến “Sự hài lịng”. Và Sig. của các nhân tố độc lập > 0.005 (trừ biến DU và NL cĩ mối tương quan nhẹ với các biến HH và SP) nên cĩ thể nĩi giữa các nhân tố độc lập khơng cĩ sự tương quan với nhau chặt với nhau. Hiện tượng đa cộng tuyến khơng ảnh hưởng nhiều việc chạy mơ hình hồi quy.
4.5 PHÂN TÍCH HỒI QUY
Sau giai đoạn phân tích nhân tố, phân tích tương quan, cĩ sáu biến độc lập và một biến phụ thuộc được đưa vào kiểm định mơ hình. Kết quả hồi quy sẽ được sử dụng để kiểm định các giả thuyết từ H1 đến H7 đã nêu trên.
Phân tích hồi quy sẽ xác định mối quan hệ nhân quả giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập, đồng thời xem xét tính đa cộng tuyến giữa các biến độc lập. Ở đây phân tích hồi quy được thực hiện với 7 biến độc lập bao gồm: Sản phẩm ( SP), Giá cả (GC), Độ tin cậy (TC), Mức độ đap ứng (DU), Sự đồng cảm (DC), Năng lực phục vụ (NL), Tính hữu hình (HH). Phân tích hồi quy được thực hiện bằng phương pháp Enter, các biến được đưa vào cùng lúc để chọn lọc dựa trên tiêu chí loại các biến cĩ Sig. > 0.05. Kết quả phân tích hồi qui được trình bày ở bảng sau:
Bảng 4.15: Tĩm tắt mơ hình Mơ hình R R bình phương R bình phương hiệu chình Chỉ số Durbin-Watson 1 .818a .669 .661 .31492 Biến độc lập HH, TC, DC, GC, DU, SP, NL Biến phụ thuộc: Sự hài lịng (HL)
Nguyễn Thị Bích Trang 54
Bảng 4.16: Kiểm định độ phù hợp của mơ hình
Mơ hình Bậc tự do (df) Trung bình bình phương Hệ số F Giá trị Sig. Tổng bình phương hồi quy 59.017 7 8.431 85.010 .000a Tổng bình phương phần dư 29.158 294 .099 Tổng bình phương 88.175 301
Bảng 4.17: Bảng hồi quy đa biến
Mơ hình Hệ số hồi quy chưa chuẩn hĩa Hệ số hồi quy
chuẩn hĩa t Sig. VIF
1 (Constant) -1.341 -5.602 .000 SP .187 .229 4.724 .000 2.098 GC .246 .269 7.328 .000 1.194 TC .190 .221 4.910 .000 1.808 DU .215 .254 5.157 .000 2.157 NL .114 .128 2.497 .013 2.323 DC .175 .183 5.214 .000 1.095 HH .154 .135 3.750 .000 1.156
Biến phụ thuộc: Sự hài lịng (HL)
Các biến đưa vào phân tích đều cĩ hệ số Sig. < 0.05, nên các biến đều cĩ ý nghĩa.
Kết quả cho thấy mơ hình cĩ R2 = 0.699 và R2 hiệu chỉnh = 0.661. So sánh 2 giá trị R2 chưa hiệu chỉnh và R2 hiệu chỉnh ở Bảng trên cĩ thể thấy R hiệu chỉnh nhỏ hơn, dùng nĩ đánh giá độ phù hợp của mơ hình sẽ an tồn hơn vì nĩ khơng thổi phồng mức độ phù hợp của mơ hình. Điều này nĩi lên độ thích hợp của mơ hình là 66.1% hay nĩi cách khác là 66.1% sự biến
Nguyễn Thị Bích Trang 55 thiên của biến sự hài lịng của khách hàng khi mua hàng tại Thanh Bình Tân được giải thích chung bởi các biến độc lập.
Khi kiểm định độ phù hợp của mơ hình cho thấy mức ý nghĩa nhỏ hơn 0.05 (giá trị Sig.= 0.000 < 0.05) chứng tỏ rằng cĩ đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết cho rằng tất cả các hệ số hồi qui bằng 0 nghĩa là cĩ mối quan hệ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. Vậy mơ hình hồi qui được xây dựng là phù hợp với bộ dữ liệu thu thập được.
Kết quả hồi quy bảng cho thấy chỉ cĩ 8 biến độc lập đạt mức ý nghĩa 0.05 là SP (0.000), GC (0.000), TC (0.000), DU (0.000), NL (0.013), DC (0.000), HH (0.000). Tiêu chí Collinearity diagnostics (chuẩn đốn hiện tượng đa cộng tuyến) với hệ số phĩng đại phương sai VIF (Variance inflation factor) của các biến độc lập trong mơ hình đều < 3 (từ 1.095 đến 2.323) thể hiện tính đa cộng tuyến của các biến độc lập là khơng đáng kể và các biến trong mơ hình được chấp nhận.
Vậy mơ hình hồi quy bội sau đây đặc trưng cho mơ hình lý thuyết phù hợp với dữ liệu khảo sát:
Y = 0.229X1 + 0.269X2 + 0.221X3 + 0.254X4 + 0.128X5 + 0.183X6 + 0.135X7 Trong đĩ: Y: sự hài lịng của khách hàng tại cơng ty điện tử Thanh Bình Tân (SAT) X1: Sản phẩm (PS) X2: Giá cả (GC) X3: Độ tin cậy (TC) X4: Mức độ đáp ứng (DU) X5: Năng lực phục vụ (NL) X6: Sự đồng cảm (DC) X7: Tính hữu hình (HH)
Nguyễn Thị Bích Trang 56 Theo phương trình hồi quy ở trên cho thấy Sự hài lịng của khách hàng cĩ quan hệ tuyến tính với các nhân tố Giá cả (0.269), Tính đáp ứng (0.254), Sản phẩm (0.229), Độ tin cậy (0.221), Sự đồng cảm (0.183), Tính hữu hình (0.135), Năng lực phục vụ (0.128).
Kết quả cho thấy 7 nhân tố cĩ Hệ số Beta chuẩn hĩa đều dương ( >0) nên cĩ tác động thuận chiều với Sự hài lịngcủa khách hàng, khẳng định các giả thuyết nêu ra trong mơ hình nghiên cứu (H1,H2,H3,H4,H5,H6,H7) được chấp nhận và được kiểm định phù hợp. Như vậy, cơng ty Thanh Bình Tân cần cĩ những chính sách nâng cao các tiêu chí này để tăng sự hài lịng của khách hàng.
4.6 KIỂM ĐỊNH CÁC GIẢ ĐỊNH NGẦM CỦA HỒI QUI TUYẾN TÍNH Giả định 1: Giả đinh về lien hệ tuyến tính Giả định 1: Giả đinh về lien hệ tuyến tính
Đồ thị biểu diễn giá trị dự đốn chuẩn hĩa theo phần dư chuẩn hĩa cho thấy cĩ sự phân tán ngẫu nhiên. Chính vì vậy, giả định lien hệ tuyến tính khơng bị vi phạm.
Nguyễn Thị Bích Trang 57
Giả định 2: Phân phối chuẩn hĩa của phần dư
Hình. Đồ thị phân phối chuẩn phần dư
Giá trị trung bình = 2.22E-15 và độ lệch chuẩn = 0.988. Hơn nữa đồ thị phân phối phần dư cĩ dạng phân phối chuẩn N(0.1).
Quan sát đồ thị Q-Q Plot của phần dư, các điểm quan sát của phần dư tập trung khá sát với các dường kỳ vọng, do đĩ phân phối phần dư cĩ dạng chuẩn và thỏa yêu cầu về phân phối chuẩn của phần dư.
Nguyễn Thị Bích Trang 58
Hình. Đồ thi Q-Q Plot của phần dư
Giả định 3: Khơng cĩ tương quan giữ các phàn dư (kiểm định tính độc lập của sai số)
Dùng đại lượng thống kê Durbin-Waton (d) để kiểm định. Đại lượng d cĩ giá trị biến thiên trong khoảng từ 0 – 4. Nếu các phần dư khơng cĩ tương quan chuỗi với nhau, giá trị d sẽ gaand băng 2. Giá trị d thấp (và nhỏ hơn 2) cĩ nghĩa là các phần dư gần bằng nhau và cĩ tương quan thuận. Giá trị d lớn hơn 2 )và gần 4) cĩ nghĩa là các phần dư tương quan nghịch.
Vì d = 1.831 nên ta chấp nhận giả thuyết khơng cĩ tương quan chuỗi bậc nhất
Giả định 4: khơng cĩ mối liên hệ tương quan giữa các biến độc lập (đo lường đa cộng tuyến) Hệ số phĩng đại phương sai –VIF được sử dụng để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến. thơng thường giá trị này vượt quá giá trị 2 biểu thị cho vấn dề tiềm tang do đa cộng tuyến gây ra và trên 5 là cĩ đa cộng tuyến.
Dựa vào kết quả bảng , hệ số VIF chạy từ 1.095 đến 2.323 cho thấy hiện tượng đa cộng tuyến khơng ảnh hưởng nhiều đến mơ hình hồi quy.
Nguyễn Thị Bích Trang 59
4.7 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT
4.7.1 Giả thuyết 1:
H1A: Sản phẩm khơng cĩ ảnh hưởng đến sự hài lịng của khách hàng khi mua hàng tại Thanh Bình Tân.
H1B: Sản phẩm cĩ ảnh hưởng đến sự hài lịng của khách hàng khi mua hàng tại Thanh Bình Tân.
Độ tin cậy dùng để kiểm định mơ hình là 95% chính vì vậy độ sai số mơ hình α=0.05% hay nĩi cách khác giá trị kiểm định t=1.96
Khi kiểm định giá trị mơ hình hồi quy thì giá trị β= 0.229 với giá trị T value đạt 4.724 > 1,96. Vì vậy cĩ thể bác bỏ giả thuyết H1A (Sản phẩm khơng cĩ ảnh hưởng đến sự hài lịng của khách hàng khi mua hàng tại Thanh Bình Tân) và chấp nhận giả thuyết H1B
Vậy cĩ thể kết luận Sản phẩm cĩ ảnh hưởng đến sự hài lịng của khách hàng khi mua hàng tại Thanh Bình Tân.
4.7.2 Gỉa thuyết 2:
H2A: Giá cả khơng cĩ ảnh hưởng đến sự hài lịng của khách hàng khi mua hàng tại Thanh Bình Tân.
H2B: Giá cả cĩ ảnh hưởng đến sự hài lịng của khách hàng khi mua hàng tại Thanh Bình Tân.
Độ tin cậy dùng để kiểm định mơ hình là 95% chính vì vậy độ sai số mơ hình α=0.05% hay nĩi cách khác giá trị kiểm định t=1.96
Khi kiểm định giá trị mơ hình hồi quy thì giá trị β= 0.269 với giá trị T value đạt 7.328 > 1,96. Vì vậy cĩ thể bác bỏ giả thuyết H2A (Gía cả khơng cĩ ảnh hưởng đến sự hài lịng của khách hàng khi mua hàng tại Thanh Bình Tân) và chấp nhận giả thuyết H2B
Vậy cĩ thể kết luận rằng gía cả sản phẩm cĩ ảnh hưởng đến sự hài lịng của khách hàng khi mua hàng tại Thanh Bình Tân
Nguyễn Thị Bích Trang 60
4.7.3 Giả thuyết 3:
H3A: Độ tin cậy khơng cĩ ảnh hưởng đến sự hài lịng của khách hàng khi mua hàng tại Thanh Bình Tân.
H3B: Độ tin cậy cĩ ảnh hưởng đến sự hài lịng của khách hàng khi mua hàng tại Thanh Bình Tân.
Độ tin cậy dùng để kiểm định mơ hình là 95% chính vì vậy độ sai số mơ hình α=0.05% hay nĩi cách khác giá trị kiểm định t=1.96
Khi kiểm định giá trị mơ hình hồi quy thì giá trị β= 0.135 với giá trị T value đạt 3.750 > 1,96. Vì vậy cĩ thể bác bỏ giả thuyết H3A (Độ tin cậy khơng cĩ ảnh hưởng đến sự hài lịng của khách hàng khi mua hàng tại Thanh Bình Tân) và chấp nhận giả thuyết H3B
Vậy cĩ thể kết luận Độ tin cậy cĩ ảnh hưởng đến sự hài lịng của khách hàng khi mua hàng tại Thanh Bình Tân.
4.7.4 Gỉa thuyết 4:
H4A: Tính đáp ứng khơng cĩ ảnh hưởng đến sự hài lịng của khách hàng khi mua hàng tại Thanh Bình Tân.
H4B: Tính đáp ứng cĩ ảnh hưởng đến sự hài lịng của khách hàng khi mua hàng tại Thanh Bình Tân
Độ tin cậy dùng để kiểm định mơ hình là 95% chính vì vậy độ sai số mơ hình α=0.05% hay nĩi cách khác giá trị kiểm định t=1.96
Khi kiểm định giá trị mơ hình hồi quy thì giá trị β= 0.254 với giá trị T value đạt 5.157 > 1,96. Vì vậy cĩ thể bác bỏ giả thuyết H4A (Tính đáp ứng khơng cĩ ảnh hưởng đến sự hài lịng của khách hàng khi mua hàng tại Thanh Bình Tân) và chấp nhận giả thuyết H4B.
Vậy cĩ thể kết luận tính đáp ứng cĩ ảnh hưởng đến sự hài lịng của khách hàng khi mua hàng tại Thanh Bình Tân.
Nguyễn Thị Bích Trang 61
4.7.5 Gỉa thuyết 5:
H5A: Năng lực phục vụ khơng cĩ ảnh hưởng đến sự hài lịng của khách hàng khi mua hàng tại Thanh Bình Tân.
H5B: Năng lực phục vụ cĩ ảnh hưởng đến sự hài lịng của khách hàng khi mua hàng tại Thanh Bình Tân
Độ tin cậy dùng để kiểm định mơ hình là 95% chính vì vậy độ sai số mơ hình α=0.05% hay nĩi cách khác giá trị kiểm định t=1.96
Khi kiểm định giá trị mơ hình hồi quy thì giá trị β= 0.128 với giá trị T value đạt 2.497 > 1,96. Vì vậy cĩ thể bác bỏ giả thuyết H5A (Năng lực phục vụ khơng cĩ ảnh hưởng đến sự hài lịng của khách hàng khi mua hàng tại Thanh Bình Tân) và chấp nhận giả thuyết H5B.
Vậy cĩ thể kết luận năng lực phục vụ cĩ ảnh hưởng đến sự hài lịng của khách hàng khi