5. Kết cấu khóa luận
2.2.4. Phân tích hồi quy
2.2.4.1. Kiểm định sự tươngquan
Dựa vào kết quả kiểm định sự tương quan ở phụ lục 6.1 , cho thấy: Với mức ý nghĩa 0,01, giá trị sig.(2-tailed) của các nhân tố “HH”, “TC”, “DB”, “DU”, “DC” đều nhỏ hơn 0,01, từ đó ta thấy tất cả các nhân tố này đều có tương quan tuyến tính khá mạnh với biến Mức độ hài lòng của khách hàng đến chất lượng dịch vụ ăn uống tại nhà hàng DMZở Huế. Vì vậy, việc sử dụng phân tích hồi quy tuyến tính là phù hợp.
2.2.4.2. Xây dựng mô hình hồi quy tuyếntính.
Sau khiđã thựchiệnphân tích nhân tốkhám phá EFAđểkhám phá các nhân tốcó ảnh hưởng đến biến phụ thuộc “Mức độ hài lòng”, tiến hành xây dựng mô hình hồiquy tuyếntínhđểxácđịnh đượcchiều hướngvà mức độ ảnh hưởngcủacác nhân tốnàyđến mức độ hài lòng về chất lượng dịch vụ ăn uống.
Mô hình hồi quy được xây dựng gồm biến phụ thuộc và các biến độc lập được rút trích từ phân tích nhân tố khám phá EFA . Mô hình hồi quy được xây dựng như sau
SHL= β0+ β1.HH + β2.TC + β3.DB+ β4.DU + β5.DC + ei
Trong đó: Sự hài lòng (SHL) là biến phụ thuộc.
Các biến độclậplần lượt:“Phươngtiệnhữu hình”(HH),“sựtin cậy”(TC),“sự đảmbảo”(DB “sự đáp ứng”(DU) và“sự đồngcảm”(DC)
Hệ số Bê-ta tương ứng lần lượt làβ0, β1, β2, β3, β4, β5.
Đánh giá mô hình hồi quy tuyến tính (Adjusted R Square,ANOVA) -Đánh giá mức độ phù hợp của mô hình
Bảng 2.12. Kết quả hồi quy của mô hình
Mô hình R R bình
phương(R2) R
2 hiệu chỉnh Ước lượng sai
số chuẩn Durbin- Watson
1 0,923a 0,853 0,847 0,29594 1,688
(Nguồn: Kết quả xử lý của tác giả)
Từbảngkếtquảtrên, ta thấygiá trịR2hiệuchỉnh= 0, 847 có nghĩalà mô hình hồi quy giải thích được 84,7 % biến động trong sự hài lòng của khách hàng nội địa đối với chất lượng dịch vụ ăn uống tại nhà hàng DMZ Huế.
- Kiểm định mức độ phù hợp của môhình
Bảng 2.13. Phân tích phương sai ANOVA ANOVAa Mô hình Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. 1 Tươngquan (Regression) 67,839 5 13,568 154,922 0,000 b Phần dư (Residual) 11,736 134 0,088 Tổng 79,575 139 a. Biến phụ thuộc: SHL
b. Các yếu tố dự đoán: (hằng số), HH, TC, DB, DU, DC
Từ kết quả bảng phân tích ANOVA trên,cho thấy giá trị Sig. = 0,000 rất nhỏ. Tức là mô hình hồi quy phù hợp.
Phân tích mô hình hồi quy
Áp dụng phân tích hồi quy vào mô hình, tiến hành phân tích hồi quy đabiến với 5 nhân tố đãđượckiểm định tươngquan và biếnphụthuộc.Trong giaiđoạnphân tích hồi quy, nghiên cứu chọn phương pháp Enter, chọn lọc dựa trên tiêu chí chọn những nhân tố có mức ý nghĩa Sig. < 0,05. Những nhân tố nào có giá trị Sig. > 0,05 sẽ bị loại khỏi mô hình và không tiếp tục nghiên cứu nhân tố đó. Bảng tổng hợp kết quả phân tích hồi quy nhưsau:
Bảng 2.14. Bảng tóm tắt các hệ số hồi quy Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa Thống kê đa cộng tuyến B Sai số
chuẩn Beta t Sig. VIF
1 Hằng số 0,305 0,252 1,208 0,229 HH 0,267 0,073 0,198 2,223 0,035 3,558 TC 0,213 0,071 0,202 3,009 0,003 4,112 DB 0,685 0,051 0,678 13,305 0,000 2,356 DU -0,114 0,049 -0,178 -2,098 0,023 2,057 DC 0,098 0,046 0,103 2,144 0,034 2,080 a. Biến phụ thuộc: SHL
(Nguồn: Kết quả xử lý của tác giả)
Theo Hoàng Trọngvà Chu NguyễnMộngNgọc(2005), "Quy tắclà vớithangđotỷ lệ khi VIF vượt quá 10, đó là dấu hiệu của hiện tượng “Đa cộng tuyến”. Tuy thiên với thangđokhoảngthì VIF < 2. Các biếntừbảngthốngkêđềulà thangđotỷlệnên ta thấy VIF < 10, Từ đó, các biến không có hệ số đa cộngtuyến.
Nhưvậy,dựavào bảngtrên, ta thấycác biến “Phươngtiệnhữu hình”, “Sựtin cậy”, “sự đảmbảo”, “sự đáp ứng”và“sự đồngcảm” đềucó giá trịsig. < 0,05. vớimứcý nghĩa này, ta có thểkếtluậncác biến đềucó khả năngsửdụnghệsốhồiquyđểgiảithích hay lượng hóa mối liên hệ giữa biến phụ thuộc và biến độclập.
Kếtquảcủamô hình hồiquy dựavào giá trị củahệsốbeta chuẩnhóa. Các hệsố đã đượcchuẩnhóa có giá trị nhưsau:“ Phươngtiệnhữu hình”= 0,198,“sựtin cậy”=0,202, “sự đảm bảo”= 0, 678, “ sự đáp ứng” =-0,178, “sự đồng cảm”=0,103.
Như vậy, phương trình hồi quy được xác định như sau:
SHL=0,198*HH+0,202*TC +0,678*DB-0,178*DU +0,103*DC
Ý nghĩa của các hệ số hồi quy trong môhình:
Hệsố β1=0,198, cho biết:với điềukiệncác biếnkhác không thayđổi,khi“phương tiệnhữu hình”thayđổi1đơnvịlàm cho sựhài lòng củakhách hàng nội địa đốivớichất lượng dịch vụ ăn uống tại nhà hàng DMZ Huế tăng 0,198 đơn vị.
Hệ số β2= 0,202 cho biết: với điều kiện các biến khác không thay đổi, khi “sự tin cậy” tăng 1 đơnvị làm cho sự hài lòng của khách hàng nội điạ đối với chất lượng dịch vụ ăn uống tại nhà hàng DMZ Huế tăng 0,202 đơn vị.
Hệ số β3= 0,678, cho biết: với điều kiện các biến khác không thay đổi, khi “sự đảm bảo” thay đổi 1 đơn vị làm cho sự hài lòng của khách hàng nội địa đối với chất lượng dịch vụ ăn uống tại nhà hàng DMZ Huế tăng 0,678 đơn vị.
Hệ số β4= -0,178, cho biết: với điều kiện các biến khác không thay đổi, khi “sự đáp ứng” thay đổi 1 đơn vị làm cho sự hài lòng của khách hàng nội địa đối với chất lượng dịch vụ ăn uống tại nhà hàng DMZ Huế giảm 0,178 đơn vị.
Hệ số β5= 0,103, cho biết: với điều kiện các biến khác không thay đổi, khi “sự đồng cảm” thay đổi 1 đơn vị làm cho sự hài lòng của khách hàng nội địa đối với chất lượng dịch vụ ăn uống tại nhà hàng DMZ Huế tăng 0,103 đơn vị.
Qua quá trình phân tích hồi quy, ta thấy biến “sự đảm bảo” có sự ảnh hưởng lớn nhất sự hài lòng của khách hàng nội địa về chất lượng dịch vụ ăn uống với hệ số β = 0,678.
Nhân tốtiếptheo ảnh hưởng đếnsựhài lòng củakhách hàng nội địavềchất lượng dịch vụ ăn uống với hệ số β = 0,202 là biến “sự tincậy”.
Nhân tố thứ 3 ảnh hưởng đến sự hài lòng của khách hàng nội địa về chất lượng dịch vụ ăn uống với hệ số β = 0,198 là biến “phương tiện hữu hình”
Nhân tố thứ 4 và thứ năm ảnh hưởng đến sự hài lòng của khách hàng nội địa về chất lượng dịch vụ ăn uống với hệ số β lần lượt là 0,103 và -0,178.
Từ những phân tích trên, cho thấy mô hình nghiên cứu phù hợp. Các thang đo có mối quan hệ chặt chẽ đến mức độ hài lòng của khách hàng về chất lượng dịch vụ ăn