Môhình hồi quy

4. Phương pháp nghiêncứu

2.4.1. Môhình hồi quy

Sau khi tiến hành phân tích độtin cậy Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA, mô hình nghiên cứu được điều chỉnh còn 5 nhân tốgồm: DU- Các yếu tốthuộc vềkhảnăng đápứng, TC- Sựtin cậy, HH- Phương tiện hữu hình, NL- Năng lực phục vụ, DC- Sự đồng cảm tác động đến CLDVLT tại khách sạn.

Đềtài nghiên cứu xây dựng hàm hồi quy biểu diễn mối quan hệcủa các yếu tố đến cảm nhận của khách hàng vềCLDVLT tại khách sạn như sau:

Với Y biến phụthuộc (CLDV) và biến độc lập gồm 5 biến: DU, TC, HH, NL, DC Ta có hàm hồi quy sau:

Y=β 0 +β 1DU +β 2TC +β 3HH +β 4NL +β 5DC + i Trong đó:

CL: CLDVLT tại khách sạn DU: Khảnăng đápứng TC: Sựtin cậy

HH: Phương tiện hữu hình NL: Năng lực phục vụ DC: Sự đồng cảm

i: là một biến độc lập ngẫu nhiên có phân phối chuẩn với trung bình là 0 với phương sau không đổi là 2.

Các giảthuyết:

H1: Nhân tố“DU” có tương quan với CLDV lưu trú của khách sạn. H2: Nhân tố“TC” có tương quan với CLDV lưu trú của khách

sạn. H3: Nhân tố“HH” có tương quan với CLDV lưu trú của khách sạn.

H4: Nhân tố“NL” có tương quan với CLDV lưu trú của khách sạn. H5: Nhân tố“DC” có tương quan với CLDV lưu trú của khách sạn.

2.4.2. Kiểm định mô hình nghiên cứu

2.4.2.1. Phân tích tương quan hệsốPearson

Trước khi tiến hành hồi quy tuyến tính, cần tiến hành xem xét mối tương quan tuyến tính giữa các biến. Kiểm định hệsốtương quan nhằm đểkiểm tra mối quan hệ tuyến tính giữa các biến độc lập và các biến phụthuộc. Giá trịhệsốtương quan Pearson bằng 0 chỉra rằng hai biến không có mối liên hệtuyến tính, ngược lại nếu giá trịcàng tiến gần đến 1 thì 2 biến có mối quan hệtương quan chặt chẽ. Nếu các biến có tương quan chặt chẽthì phải lưu ý đến vấn đề đa cộng tuyến sau khi phân tích hồi quy.

Bảng 2.13. Ma trận hệsốtương quan giữa các biến

DU TC HH NL DC Chất lượng dịch vụ Pearson Correlation 0.739 0.625 0.617 0.539 0.396 Sig. (2-tailed) 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 N 160 160 160 160 160 (Nguồn: Xửlý sốliệu)

Sau khi kiểm định hệsốtương quan, ta thu được kết quả: Sig tương quan

Pearson các biến độc lập DU, TC, HH, NL, DC với biến phụthuộc nhỏhơn 0.05. Như vậy có mối liên hệtuyến tính giữa các biên độc lập và các biến phụthuộc. Kết

quảkiểm định tương quan cho kết quảHệsốtương quan (Pearson Correlation) giữa các biến độc lập và phụthuộc cao nhất là 0.739 và thấp nhất là 0.396. Ta có thểkết luận rằng, các biến độc lập này có thể đưa vào mô hìnhđểgiải thích về đánh giá của khách hàng về CLDV lưu trú tại khách sạn Mondial Huế.Đồng thời mối quan hệgiữa các biếnđộc lập đối với biến phụthuộc là mối quan hệcùng chiều.

2.4.2.2. Đánh giá sựphù hợp của hàm hồi quy

Để đánh giá mức độcảm nhận của từng nhân tố đến cảm nhận của du khách về chất lượng dịch vụtại khách sạn Mondial Huế, đềtài nghiên cứu sửdụng mô hình phân tích hồi quy tuyến tính bội với phương pháp đưa vào một loạt (Enter). Như vậy biến CLDV được nhómởphía trên là biến phụthuộc (Dependent) và 5 thành phần nhân tố được nhómởphía dưới là biếnđộc lập (Independent) sẽ được đưa vào chạy cùng lúc. Tiến hành phân tích hồi quy ta được kết quảsau:

Bảng 2.14. Kết quảkiểm định độphù hợp của mô hìnhModel Summary

Model R R square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 .829a .688 .678 .468581 2.007 ANOVAb (Nguồn: Xửlý sốliệu) Model Sum of

square Df Mean Square F Sig. Regression 74.440 5 14.888 67.826 0.000b

Residual 33.803 154 .220

Total 108.2 159

(Nguồn: Xửlý sốliệu)

 Đánh giá sựphù hợp của hàm hồi quy tuyến tính bội

- Các giá trịthống kê đánh giá sựphù hợp của mô hình như R, R 2 (R square), R2 hiệu chỉnh (Adjusted R square) và sai sốchuẩn (Std. Error of the Estimate) đều đạt yêu cầu. R2 hiệu chỉnh= 0.678 cho thấy mô hình có mối tương quan khá chặt chẽ. HệsốR 2 hiệu chỉnh còn cho thấy mô hình hàm hồi quy tuyến tính bội trên cho biết 5 nhân tố đều giải thích 67.8% biến động của du khách vềCLDV khách sạn Mondial Huế.

- HệsốDurbin- Watson= 2.007, nằm trong khoảng từ1.5 đến 2.5 nên khôngcó hiện tượng tựtương quan chuỗi bậc xảy ra.

- Kết quảphân tích ANOVA cho thấy giá trịSig. của kiểm định F rất nhỏsovới 0.05. do đó mô hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữliệu và có

thểsửdụngđược.

2.4.2.3. Phân tích hồi quy

Phân tích hồi quy sẽxác định mối quan hệgiữa biến phụthuộc (đánh giá của khách hàng vềCLDV lưu trú) và các biến độc lập ( Khảnăng đápứng, Độtin cậy, Phương tiện hữu hình, năng lực phục vụvà sự đồng cảm). Mô hình phân tích hồi quy sẽmô tảhình thức của mối liên hệvà qua đó dự đoán được mức độcủa biến phụthuộc khi biết trước giá trịcủa biến độc lập.

Theo kết quảphân tích hàm hồi quy trên ta có được kết quả ởbảng sau:

Bảng 2.15. Kết quảphân tích hồi quy sửdụng phương pháp Enter

Mô hình

Hệsốhồi quy chưa chuẩn hóa

Hệsố hồi quy chuẩn hóa T Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Độlệch

chuẩn Beta Tolerance VIF

(Hằng số) -1.325 .296 -4.481 .000 DU .570 .084 .426 6.268 .000 .518 1.930 TC .182 .075 .153 2.419 .017 .508 1.970 HH .427 .068 .321 6.268 .000 .775 1.291 NL .130 .067 .108 1.936 .055 .650 1.539 DC .068 .067 .052 1.024 .307 .782 1.278 (Nguồn: Xửlý sốliệu)

 Kiểm định độphù hợp của mô hình

Kiểm định trong phân tích hệsốhồi quy nhằm để đảm bảo các biến độc lập đều thực sựcóảnh hưởng đến biến phụthuộc. Với giảthuyết H 0 là hệsốhồi quy của các biến độc lập β i= 0 với độtin cậy 95%. Dựa vào kết quảtrên ta thấy rằng các nhân tố Các yếu tốthuộc về đápứng, độtin cậy, phương tiện hữu hình có giá trịSig <0.05 và nhân tốNăng lực phục vụvà Sự đồng cảm có giá trịSig > 0.05. Do đó không có đủ điều kiện đểbác bỏH 0. tức là trong các nhân tốnày, có ít nhất hai nhân tốsẽkhông có ý nghĩa thống kê trong mô hình này.

Bên cạnh đó, kết quảCollinearity Statistic chuẩn đoán hiện tượng đa cộng tuyến với hệsốphóng đại phương sai VIF (Variance Inflation factor) của các biến độc lập trong mô hìnhđều rất nhỏ, có giá trịtừ1.278 đến 1.930đều nhỏhơn 10 và độchấp nhận của biến Tolerance đều lớn hơn 0.1. Như vậy, mô hình hồi quy không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.

Ý nghĩa hệsốhồi quy riêng phần (beta) trong bảng: HệsốBeta càng cao thì mức độ ảnh hưởng của các thành phần liên quan đến cảm nhận chung vềCLDV càng lớn.

Từnhững phân tích trên, ta có được phương trình mô tảsựbiến động của các nhân tố ảnh hưởng đến đánh giá của khách hàng đối với chất lượng dịch vụlưu trú tại khách sạn Mondial Huế:

CL= 0 + 0.426DU + 0.153TC + 0.321 HH+ 0.108 NL+ 0.052DC

Trong đó:

CL: Đánh giá của khách hàng vềCLDV lưu trú tại khách sạn DU: Khảnăng đápứng

TC: Độtin cậy

HH: Phương tiện hữu hình NL: Năng lực phục vụ DC: Độ đồng cảm

Theo phương trình hồi quy, đánh giá của khách hàng vềCLDV lưu trú tại khách sạn có mối quan hệtuyến tính với các nhân tốKhảnăngđápứng (hệsốBeta chuẩn hóa 0.426), Độtin cậy (hệsốBeta chuẩn hóa 0.153), Phương tiện hữu hình (hệsốBeta chuẩn hóa 0.321), Năng lực phục vụ(hệsốBeat chuẩn hóa 0.108), Sự đồng cảm (hệsố Beta chuẩn hóa 0.052). Tất cảcác hệsốBeta chuẩn hóa đều lớn hơn 0 chứng tỏcác biến độc lập đều tác động thuận chiều với CLDV. Kết quảnày khẳng định các giảthuyết đặt ra trong mô hình nghiên cứu (H1- H5) được chấp nhận và kiểm định phù hợp. Cụthể:

- Hệsố 1 cho biết mức độtác động của thành phần Khảnăng đápứng đối với CLDV của khách sạn, hệsố 1= 0.426 có nghĩa là khi thành phần Khảnăng đápứng tăng lên 1 đơn vịvà các thành phần khác không đổi thì CLDV lưu trú tại khách sạn biến đổi cùng chiều một lượng 0.426 đơn vị.

- Hệsố 2 cho biết mức độtác động của thành phần Độtin cậy đối vớiCLDV của khách sạn, hệsố 2= 0.153 có nghĩa là khi thành phần Độtin cậy tăng lên 1 đơn vị và các thành phần khác không đổi thì CLDV lưu trú tại khách sạn biến đổi cùng chiều một lượng 0.153 đơn vị.

- Hệsố 3 cho biết mức độtác động của thành phần Phương tiện hữu hình đốivới CLDV của khách sạn, hệsố 1= 0.321 có nghĩa là khi thành phần Phương tiện hữhình tăng lên 1 đơn vịvà các thành phần khác không đổi thì CLDV lưu trú tại khách sạn biến đổi cùng chiều một lượng 0.321 đơn vị.

- Hệsố 4 cho biết mức độtác động của thành phần Năng lực phục vụ đốivới CLDV của khách sạn, hệsố 4= 0.108 có nghĩa là khi thành Năng lực phục vụtăng lên 1 đơn vịvà các thành phần khác không đổi thì CLDV lưu trú tại khách sạn biến đổi cùng chiều một lượng 0.108 đơn vị.

- Hệsố 5 cho biết mức độtác động của thành phần Sự đồng cảm đối với CLDV của khách sạn, hệsố 5= 0.052 có nghĩa là khi thành phầnĐộ đồng cảm tăng lên 1 đơn vịvà các thành phần khác không đổi thì CLDV lưu trú tại khách sạn biến đổi cùng chiều một lượng 0.052 đơn vị.

Như vậy, kết quảphân tích hồi quy nhân tốcho thấy nhân tốKhảnăng đápứng cóảnh hưởng lớn nhất đến đánh giá của khách hàng đối với CLDV lưu trú tại khách sạn Mondial Huế. Hiện nay, trên địa bàn thành phốHuếsốlượng khách sạn nói chung và khách sạn có tiêu chuẩn 4 sao nói riêng khá nhiều, vì vậy khách sạn Mondial muốn có được đánh giá tích cực từphía khách hàng vềCLDV lưu trú của mình cần phải chú ý cải thiện trong nhiều vấn đề, cần đặc biệt quan tâm đến Khảnăng đápứng đối với khách hàng. Khách hàng khi sửdụng dịch vụlưu trú sẽmong đợi rất lớn từviệc nhân viên khách sạn mong muốn, sắn sàng phục vụcung cấp, kịp thời những yêu cầu cho họ. Khách hàng sẽcảm thấy thỏa mãn vàđánh giá cao vềchất lượng dịch vụnếu như khách sạn làm tốt điều này.

Tiếp theo nhân tốPhương tiện hữu hình cóảnh hưởng lớn thứ2 đến đánh giá của khách hàng đối với CLDV lưu trú tại khách sạn Mondial Huế. Và cuối cùng nhân tố Độ đồng cảm cóảnh hưởng ít nhất. Đối với khách sạn 4 sao như Mondial, khách hàng sẽ đòi hỏi khắt khe hơn đối với các nhân tốhữu hình như: hệthống phòngốc, các trang thiết bịtrong phòng (TV, tủlạnh, bàn làm việc,…), cách sắp xếp, bày trí trong phòng cóđầy đủ, hiện đại không…. Do đó khách sạn cần đầu tư đểnâng cấp, sửa sang và thay mới các trang thiết bịtrong phòng thường xuyên đểgiữ đúng tiêu chuẩn sao và thu hút được khách hàng. Ngoài ra, khi sửdụng dịch vụlưu trú, khách hàng sẽmong đợi khảnăng cungứng/ thực hiện dịch vụphù hợp, chính xác, đúng giờvà uy tín, đúng với những gìđã cam kết ban đầu.Điều này đòi hỏi sựnhất quán trong việc thực hiện dịch vụvà tôn trọng các cam kết cũng như giữu đúng lời hứa với khách hàng. Khách sạn càng đápứng tốt sựtin cậy, niềm tin của khách hàng càng vững chắc. Bên cạnh đó, việc tạo làm cho khách hàng cảm nhận được là nhân viên của khách sạn luôn quan tâm đến mình, luôn chú ý tới những mong muốn dù chỉlà nhỏnhất cũng chính là những yếu tốgiúp khách sạn tạo được thiện cảm đối với khách hàng đã sửdụng dịch vụ. Điều này sẽgiúp khách sạn nhận được những đánh giá tích cực từkhách hàng cũ và thu hút được một lượng khách hàng mới đáng kểmà không cần phải mất chi phí quảng cáo, marketing.

2.4.3. Phân tích sựkhác biệt trong đánh giá chất lượng dịch vụgiữa cácnhóm khách hàng khác nhua vềnhân khẩu nhóm khách hàng khác nhua vềnhân khẩu

2.4.3.1 So sánh đánh giá chất lượng dịch vụcủa khách hàng theo giới tính

Đểxem có sựkhác biệt trong đánh giá vềdịch vụcủa khách hàng giữa hai nhóm khách hàng “Nam” và “Nữ”, ta kiểm định so sanh giá trịtrung bình trongđánh giá CLDV theo giới tính. Giảthiết nghiên cứu H 0 và H1 lần lượt là:

H0: không có sựkhác biệt trong đánh giá CLDV lưu trú của khách hàng theo giới tính H1: có sựkhác biệt trong đánh giá CLDV lưu trú của khách hàng theo giới tính Trước tiên, ta thực hiện kiểm đinh Levene’s Test đểkiểm định xem phương sai tổng thểcó bằng nhau không

Bảng 2.16. Kết quảkiểm định sựkhác biệt trong đánh giá giữa chất lượng dịch vụcủa khách hàng theo giới tính

Levene’s Test for Equality of Variances

F Sig.

CL Equal variances assumed .420 .518

(Nguồn: Xửlý sốliệu)

Dựa vào kết quảta thấy, giá trịSig. trong kiểm định Levene’s= 0.518>0.05. Do đó, phương sai của hai nhóm khách hàng là đồng nhất, ta sẽsửdụng kiểm định tở phần Equal variances assumed.

Kiểm định T

T-test for Equality of Means

T df Sig. (2- tailed) Mean Difference Std. Error Difference 95% Confidence Interval of the Difference Lower Upper 1.107 158 .270 .14467 .13073 -.11355 .40288 (Nguồn: Xửlý sốliệu)

Ta có Sig. trong kiểm định t là 0.270> 0.05 do đó không có cơ sở đểbác bỏH 0

thì ta kết luận rằng không có sựkhác biệt có ý nghĩa thống kê trong đánh giá CLDV lưu trú tại khách sạn Mondial giữa những khách hàng có giới tính khác nhau

2.4.3.2. So sánh đánh giá chất lượng dịch vụlưu trú của khách hàng theo nơiở

Thông thường những người sinh ra và lớn lênởnhững nơi khác nhau thường có sự khác biệt rất lớn trong cách nhìn nhận và suy nghĩ vềmột vấn đềhay đánh giá nào đó. Chính yếu tốmôi trường sống tạo ra nét đặc trưng cho những người sinh sốngở đó.

Trong trường hợp này, khách sạn lưu trú tại khách sạn Mondial Huếlại đến từ những quốc gia khác nhau nên sẽcó những đánh giá sẽhoàn toàn không giống nhau về CLDV lưu trú của khách sạn. Vì vậy, cần phải hiểu được sựkhác biệt về đặc điểm cá nhân từcác nơi khác nhau có tạo nên những đánh giá khác nhau vềCLDV lưu trú của khách sạn hay không. Từ đó, có nhứng điều chỉnh phù hợp trong việc đưa ra các quyết định Marketing tốt hơn.

Đểxem có sựkhác biệt trong đánh giá vềdịch vụcủa khách hàng giữa hai nhóm khách hàng “Trong nước” và “Quốc tế”, ta kiểm định so sanh giá trịtrung bình trong đánh giá CLDV theo giới tính. Giảthiết nghiên cứu H 0 và H1 lần lượt là:

H0: không có sựkhác biệt trongđánh giá CLDV lưu trú của khách hàng theo giới tính H1: có sựkhác biệt trong đánh giá CLDV lưu trú của khách hàng theo giới tính

Trước tiên, ta thực hiện kiểm đinh Levene’s Test đểkiểm định xem phương sai tổng thểcó bằng nhau không.

Bảng 2.17. Kết quảkiểm định sựkhác biệt trong đánh giá giữa chất lượng dịch vụcủa khách hàng theo nơiở

Levene’s Test for Equality of Variances

F Sig.

CL Equal variances assumed 1.628 .204

(Nguồn: Xửlý sốliệu)

Dựa vào kết quảta thấy, giá trịSig. trong kiểm định Levene’s= 0.204 >0.05. Do đó, phương sai của hai nhóm khách hàng là đồng nhất, ta sẽsửdụng kiểm định tở phần Equal variances assumed.

Kiểm định T

T-test for Equality of Means

T df Sig. (2- tailed) Mean Difference Std. Error Difference 95% Confidence Interval of the Difference Lower Upper -.514 158 .608 -.07214 .14030 -.34925 .20498 (Nguồn: Xửlý sốliệu)

Ta có Sig. trong kiểmđịnh t là 0.608> 0.05 do đó không có cơ sở đểbác bỏH 0

thì ta kết luận rằng không có sựkhác biệt có ý nghĩa thống kê trong đánh giá CLDV lưu trú tại khách sạn Mondial giữa những khách hàng có nơiởkhác nhau.

2.4.3.3. So sánh đánh giá chất lượng dịch vụlưu trú của khách hàng theo thu nhập

Những khách hàng có mức thu nhập khác nhau sẽcó cảm nhận vềchất lượng một dịch vụnào đó là khác nhau, thông thường những khách hàng có thu nhập cao sẽ đòi hỏi chất lượng dịch vụcao hơn. Đểkiểm tra sựkhác biệt này trong dịch vụlưu trú tại khách sạn Mondial hay không, ta kiểm định so sánh giá trịtrung bình trongđánh giá dịch vụlưu trú theo thu nhập. Trước tiên, ta phải kiểm định nhóm thu nhập là phân phối chuẩn hay không. Ta sửdụng kiểm định Kolmogorov- Smirnov, cho ta kết quả như sau

Bảng 2.18. Kết quảkiểm định One-Sample Kolmogorov-Smirnov

ThuNhap

N 160

Kolmogorov-Smirnov Z 3.852 Asymp. Sig. (2-tailed) .000

(Nguồn: Xửlý sốliệu)

Với giá trịsig. trong kiểm định <0.05 ta có thểkết luận biến Thu nhập không tuân theo phân phối chuẩn.

Ta kiểm định nhóm thu nhập là phân phối không chuẩn, do vậy ta sửdụng kiểm định Kruskal Wallis đểthay thểcho kiểm định One- Way Anova. Với các giảthiết H 0

và H1 lần lượt là:

H0: không có sựkhác biệt trong đánh giá CLDV lưu trú của khách hàng có thu nhập khác nhau.

H1: có sựkhác biệt trong đánh giá CLDV lưu trú của khách hàng có thu nhập khác nhau.

Bảng 2.19. Kết quảkiểm định sựkhác biệt trong đánh giá chất lượng dịch vụcủa khách hàng theo thu nhập

Thu nhập N Thứhạng

trung bình Giá trịSig.

Dưới 500$ 15 53.90 0.010 Từ500$-1000$ 60 74.46 Từ1000$- 2000$ 80 87.79 Trên 2000$ 5 116.20 Tổng 160 (Nguồn: Xửlý sốliệu)

Dựa vào kết quảta thấy rằng giá trịSig.= 0.010 < 0.05, tức là đủcơsở đểbác bỏ H0 nên kết luận rằng có sựkhác biệt trong đánh giá chất lượng dịch vụlưu trú giữa khách hàng có thu nhập khác nhau.

2.4.3.4. So sánh đánh giá chất lượng dịch vụlưu trú theo độtuổi

Thông thường, những người nằm trong những độtuổi khác nhau sẽcó những đánh giá khác nhau vềmột vấn đề. Với dịch vụlưu trú khách sạn Mondial cũng không ngoại lệ, ta thực hiện kiểm định so sánh giá trịtrung bình trongđánh giá dịch vụlưu trú theo độtuổi. Trước tiên, ta phải kiểm định nhóm thu nhập là phân phối chuẩn hay không. Ta sửdụng kiểm định Kolmogorov- Smirnov, cho ta kết quảnhư sau:

Bảng 2.20. Bảng kết quảkiểm đinh One-Sample Kolmogorov-Smirnov Test

Tuoi

N 160

Kolmogorov-Smirnov Z 3.742 Asymp. Sig. (2-tailed) 0.000

Dịch vụvà dịch vụlưu trú

Quản lý chất lượng dịch vụlưu trú