trung thành của khách hàng đối với dịch vụ Internet ADSL của công ty
Sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA và tìm ra 3 nhân tố trong mô hình chất lượng dịch vụ Internet ADSL của công ty, chúng tôi sẽ tiến hành lưu lại 3 nhân tố trên với tên nhân tố 1, nhân tố 2 và nhân tố 3 trong file dữ liệu nhằm phục vụ cho mục đích tiến hành hồi quy xem xét mối quan hệ giữa chất lượng dịch vụ, sự thỏa mãn và lòng trung thành của khách hàng.
Xây dựng mô hình hồi quy tuyến tính biểu thị mối quan hệ giữa sự thỏa mãn của khách hàng với chất lượng dịch vụ
Mô hình hồi quy có dạng:
Y = β0 + β1 X1 + β2 X2 + β3 X3 +ei
Trong đó Y: Biến phụ thuộc β0: Hệ số chặn
β1: Hệ số hồi quy riêng phần
Xi: Các biến độc lập có trong mô hình
ei: Biến độc lập ngẫu nhiên
Các biến được sử dụng để phân tích trong mô hình bao gồm: X1: Độ tin cậy
X2: Năng lực phục vụ X3: Phương tiện hữu hình
Bảng 27 cho thấy, hệ số R2 của mô hình là 0.629. Điều này có nghĩa là các biến đưa vào mô hình giải thích 62,9 % biến thiên sự thỏa mãn của khách hàng đối với chất
lượng dịch vụ Internet ADSL của FPT chi nhánh Huế. Ngoài ra, giá trị thống kê F=78.119 với mức ý nghĩa Sig. = 0.000 loại trừ giả thuyết hệ số hồi quy riêng phần của các biến bằng 0.
Bảng 27. Tóm tắt mô hình hồi quy
R2 R2 điều chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng Durbin-Watson F Sig.
0.629 0.621 .61535977 1. 974 78.119 0.000
(nguồn: xử lý số liệu điều tra)
Bảng 28. Kết quả hồi quy tuyến tính
Các biến trong mô hình Hệ số t Sig. Thống kê cộng tuyến VIF Hệ số (B) Sai số chuẩn Hằng số 2.902E-16 0.052 0.000 1.000 Độ tin cậy- TC 0.364 0.052 7.029 .000 1.000 Năng lực phục vụ -NLPV 0.623 0.052 12.021 .000 1.000 Phương tiện hữu hình - PTHH 0.330 0.052 6.359 .000 1.000
(nguồn: xử lý số liệu điều tra)
Kiểm tra phần dư bằng kiểm định Kolmogorov – Smirnov cho giá trị sig.(2- tailed) bằng 0.449 > 0.05 (phụ lục 7), do đó có thể kết luận rằng giả định về phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm khi thực hiện hồi quy.
Đại lượng thống kê Durbin – Watson bằng 1.794 cho thấy không có hiện tượng tự tương quan trong mô hình hồi quy tuyến tính.
Hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation Factor) bằng 1.00 nhỏ hơn rất nhiều so với 10 (mức tối đa cho phép) cho thấy không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình nghiên cứu.
Ba thành phần chất lượng dịch vụ trong mối quan hệ với sự thỏa mãn là thành phần độ tin cậy, thành phần năng lực phục vụ và thành phần phương tiện hữu hình đều
có mức ý nghĩa Sig. là 0.000, nhỏ hơn 0.05 chứng tỏ chúng giải thích được sự biến động của biến sự thỏa mãn của khách hàng đối với chất lượng dịch vụ Internet ADSL .
Các hệ số hồi quy riêng phần mang dấu dương thể hiện các yếu tố trong mô hình hồi quy trên tỉ lệ thuận với sự thỏa mãn của khách hàng (thỏa mãn giả thuyết H1 trong mô hình nghiên cứu).
Căn cứ vào kết quả trên chúng ta có mô hình hồi quy như sau:
SỰ THỎA MÃN = 2.902E-16 + 0.364*TC + 0.623*NLPV + 0.330*PTHH
Theo mô hình trên ta thấy hệ số của thành phần năng lực phục vụ là lớn nhất (bằng 0.623), tiếp theo là hệ số thành phần tin cậy và cuối cùng là thành phần phương tiện hữu hình, điều này đồng nghĩa rằng năng lực phục vụ khách hàng của công ty ảnh hưởng rất lớn đến sự thỏa mãn của khách hàng khi sử dụng dịch vụ Internet ADSL của FPT chi nhánh Huế, tiếp đó mới đến thành phần tin cậy, chính vì vậy, nếu công ty muốn tăng sự thỏa mãn của khách hàng về chất lượng dịch vụ thì điều quan trọng đầu tiên là phải nâng cao năng lực phục vụ khách hàng của mình.
Xây dựng mô hình hồi quy tuyến tính biểu thị mối quan hệ giữa chất lượng dịch vụ với lòng trung thành của khách hàng
Bảng 29 cho thấy, hệ số R2 của mô hình là 0.567. Điều này có nghĩa là các biến đưa vào mô hình giải thích 56.7 % biến thiên lòng trung thành của khách hàng đối với chất lượng dịch vụ Internet ADSL của FPT chi nhánh Huế. Bên cạnh đó, giá trị thống kê F=60.124 với mức ý nghĩa Sig. = 0.000 loại trừ giả thuyết hệ số hồi quy riêng phần của các biến đưa vào mô hình bằng 0. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Kiểm tra phần dư bằng kiểm định Kolmogorov – Smirnov cho giá trị sig.(2- tailed) bằng 0.470 > 0.05 (phụ lục 7) , do đó có thể kết luận rằng giả định về phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm khi thực hiện hồi quy.
Đại lượng thống kê Durbin – Watson bằng 1.848 cho thấy không có hiện tượng tự tương quan trong mô hình
Hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation Factor) bằng 1.00 nhỏ hơn rất nhiều so với 10 (mức tối đa cho phép) cho thấy không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình nghiên cứu.
R2 R2 điều chỉnh
Sai số chuẩn
của ước lượng Durbin-Watson F Sig.
0.567 0.557 0.66549153 1.848 60.124 0.000
(nguồn: xử lý số liệu điều tra)
Bảng 30. Kết quả hồi quy tuyến tính
Các biến trong mô hình Hệ số t Sig. Thống kê cộng tuyến VIF Hệ số (B) Sai số chuẩn Hằng số 3.330E-16 0.056 0.000 1.000 Độ tin cậy- TC 0.349 0.056 6.234 0.000 1.000 Năng lực phục vụ -NLPV 0.585 0.056 10.442 0.000 1.000 Phương tiện hữu hình – PTHH 0.319 0.056 5.698 0.000 1.000
(nguồn: xử lý số liệu điều tra)
Căn cứ vào bảng kết quả hồi quy ta thấy rằng tất cả các hệ số hồi quy đều mang dấu dương cho thấy các biến độc lập tác động thuận chiều đến lòng trung thành của khách hàng, điều này chứng minh giả thuyết H2 trong mô hình nghiên cứu là đúng.
Từ các thông số trên chúng tôi đưa ra mô hình hồi quy như sau:
LÒNG TRUNG THÀNH = 3.330E-16 + 0.349*TC + 0.585*NLPV + 0.319*PTHH
Như vậy, trong ba thành phần của chất lượng dịch vụ Internet ADSL của công ty thì thành phần năng lực phục vụ ảnh hưởng mạnh nhất đến lòng trung thành của khách hàng thể hiện qua hệ số β2 = 0.585. Tuy nhiên, chúng ta thấy rằng trong mô hình được xây dựng thì đại lượng đo lường độ thích hợp của mô hình hồi quy R2 chỉ bằng 0.567 tức 3 thành phần của chất lượng dịch vụ chỉ giải thích được 56.7% biến động của lòng trung thành khách hàng. Điều này được lý giải là do lòng trung thành của khách hàng ngoài việc chịu ảnh hưởng bởi yếu tố chất lượng dịch vụ còn chịu tác động của các yếu tố khác như các đặc điểm của nhóm khách hàng, yếu tố thương hiệu, văn hóa. v.v .
Xây dựng mô hình hồi quy lòng trung thành trong mối quan hệ với sự thỏa mãn của khách hàng
Bảng 31. Tóm tắt mô hình hồi quy
R2 R2 điều chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng F Sig. Durbin - Watson
0.863 0.862 0.37086339 885.159 0.000 1.103
Bảng 32. Kết quả hồi quy tuyến tính Các biến trong mô hình Hệ số t Sig. Thống kê cộng tuyến VIF Hệ số (B) Sai số chuẩn Hằng số 5.986E-17 0.031 0.000 1.000 Sự thỏa mãn -TM 0.929 0.031 29.752 0.000 1.000
(nguồn: xử lý số liệu điều tra)
Hệ số R2 của mô hình bằng 0.863 cho thấy biến thỏa mãn giải thích được 86.3 % sự biến thiên của biến lòng trung thành khách hàng khi sử dụng dịch vụ Internet ADSL của FPT chi nhánh Huế. Trị thống kê F bằng 885.159 với mức ý nghĩa Sig. = 0.000 thể hiện mô hình hồi quy tuyến tính được sử dụng là phù hợp.
Đại lượng thống kê Durbin – Watson bằng 1.103 cho thấy không có hiện tượng tự tương quan trong mô hình . Kiểm tra phần dư bằng kiểm định Komogorov – Smirnov cho giá trị sig.(2-tailed) bằng 0.116 > 0.05 (phụ lục7.) , do đó có thể kết luận rằng giả định về phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm khi thực hiện hồi quy.
Mô hình hồi quy tuyến tính được xây dựng chỉ có một biến độc lập duy nhất là sự thỏa mãn nên không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình, thậm chí chúng ta không cần quan tâm đến hệ số phóng đại phương sai VIF trong trường hợp này.
Dựa vào kết quả hồi quy trên, chúng tôi đưa ra mô hình hồi quy như sau:
LÒNG TRUNG THÀNH = 5.986E-17 + 0.929*SỰ THỎA MÃN
Hệ số phụ thuộc trong mô hình hồi quy này là 0.929 cho thấy sự thỏa mãn có quan hệ thuận chiều với lòng trung thành của khách hàng, điều này chứng tỏ giả thuyết H3 trong mô hình nghiên cứu đưa ra là đúng. Bên cạnh đó, hệ số R2 = 0.863 thu được từ mô hình chỉ ra rằng có sự tương quan rất mạnh giữa 2 biến, sự thỏa mãn của khách hàng
giải thích đến 86.3 % sự biến thiên lòng trung thành. Điều này được lý giải khi khách hàng cảm thấy thỏa mãn về dịch vụ thì họ có khả năng trung thành cao hơn với công ty.
CHƯƠNG 4: ĐỊNH HƯỚNG VÀ MỘT SỐ GIẢI PHÁP NHẰM NÂNG CAO SỰ THỎA MÃN VÀ LÒNG TRUNG THÀNH CỦA KHÁCH HÀNG
TRONG PHẠM VI CHẤT LƯỢNG DỊCH VỤ (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});