12. Một sốvấnđềthực tiễn vềnâng cao chất lượng dịch vụ ăn uống của khách sạn
2.3.6.2. Xây dựng mô hình hồi quy tuyến tính
Sau khi đã thực hiện phân tích nhân tốkhám phá EFA đểkhám phá các nhân tố cóảnh hưởng đến biến phụthuộc “Đánh giá chung”, tiến hành xây dựng mô hình hồi quy tuyến tính đểxác định được chiều hướng và mức độ ảnh hưởng của các nhân tố này đến đánh giá chung vềchất lượng dịch vụ ăn uống .
Mô hình hồi quy được xây dựng gồm biến phụthuộc và các biến độc lập được rút trích từphân tích nhân tốkhám phá EFA . Mô hình hồi quy được xây dựng như sau:
ĐGC=β0 + β1.MDTC + β2.MDDU + β3.NLPV + β4.MDDC + β5.PTHH + ei
Trong đó:Đánh giá chung(ĐGC) là biến phụthuộc.
Các biến độc lập lần lượt: “Mức độtin cậy”(MDTC), “Mức độ đáp ứng”(MDDU),“Năng lực phục vụ” (NLPV), “Mức độ đồng cảm” (MDDC) và “Phương tiện hữu hình” (PTHH).
HệsốBê-ta tươngứng lần lượt làβ1, β2, β3, β4, β5,β6.
Đánh giá mô hình hồi quy tuyến tính( Adjusted R Square, ANOVA) -Đánh giá mức độphù hợp của mô hình
Bảng 24 : Kết quảhồi quy của mô hình
Mô
hình R
R bình
phương(R2) R2 hiệu chỉnh
Ước lượng sai sốchuẩn
Durbin- Watson
1 0.736a 0.542 0.524 0.26200 1.640
(Nguồn: Kết quảxửlý của tác giả)
Từbảng kết quảtrên, ta thấy giá trịR 2 hiệu chỉnh = 0.524 . có nghĩa là mô hình hồi quy giải thích được 52.4% biến động trong đánh giá chung của khách hàng đối với chất lượng dịch vụ ăn uống tại nhà hàng khách sạn AZERAI-LaResidence Huế.
- Kiểm định mức độphù hợp của mô hình
Bảng 25: Phân tích phương sai ANOVA ANOVAa Mô hình Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. 1 Tương quan (Regression) 10.077 5 2.015 29.359 0.000b Phần dư (Residual) 8.512 124 0.069 Tổng 18.589 129 a. Biến phụthuộc: DGC
b. Các yếu tốdự đoán: (hằng số), PTHH, MDTC, MDDC, MDDU, NLPV
(Nguồn: Kết quảxửlý của tác giả)
Từkết quảbảng phân tích ANOVA trên,cho thấy giá trịSig. = 0.000 rất nhỏ. Tức là mô hình hồi quy phù hợp.
Phân tích mô hình hồi quy
5
nhân tố đãđược kiểm định tương quan và biến phụthuộc. Trong giai đoạn phân tích hồi quy, nghiên cứu chọn phương pháp Enter, chọn lọc dựa trên tiêu chí chọn những nhân tốcó mức ý nghĩa Sig. < 0.05. Những nhân tốnào có giá trịSig. > 0.05 sẽbịloại khỏi mô hình và không tiếp tục nghiên cứu nhân tố đó. Bảng tổng hợp kết quảphân tích hồi quy như sau:
Bảng 26: Bảng tóm tắt các hệsốhồi quy Mô hình Hệsốchưa chuẩn hóa Hệsố chuẩn hóa Thống kêđa cộng tuyến B Sai số
chuẩn Beta Sig. Dung sai VIF
1 (hằng số) 0.742 0.280 0.009 MDTC 0.143 0.041 0.228 0.001 0.881 1.136 MDDU 0.124 0.041 0.193 0.003 0.915 1.093 NLPV 0.156 0.034 0.296 0.000 0.886 1.129 MDDC 0.203 0.036 0.364 0.000 0.901 1.110 PTHH 0.181 0.043 0.254 0.000 0.995 1.005 a. Biến phụthuộc: DGC
(Nguồn: Kết quảxửlý của tác giả)
Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc(2005), "Quy tắc là với thang đo tỷlệkhi VIF vượt quá 10, đó là dấu hiệu của hiện tượng “Đa cộng tuyến” .Tuy thiên với thang đo khoảng thì VIF < 2. Các biến từbảng thống kê đều là thang đo tỷlệ nên ta thấy VIF < 10. Từ đó, các biến không có hệsố đa công tuyến.
Như vậy, dựa vào bảng trên, ta thấy các biến “ Mức độtin cậy”, “ Mức độ đáp ứng”, “ Năng lực phục vụ”, “Mức độ đồng cảm” và “Phương tiện hữu hình”đều có giá trịsig. < 0.05. với mức ý nghĩa này, ta có thểkết luận các biến đều có khảnăng sử dụng hệsốhồi quy đểgiải thích hay lượng hóa mối liên hệgiữa biến phụthuộc và biến độc lập.
số đãđược chuẩn hóa có giá trịnhư sau: “ Mực độtin cậy” = 0.228, “Mức độ đáp ứng” = 0.193, “ Năng lực phục vụ”= 0.296, “Mức độ đồng cảm”= 0.364, “ Phương tiện hữu hình”= 0.254.
Như vậy, phương trình hồi quy được xác định như sau:
ĐGC=0.228*MDTC+0.193*MDDU+0.296*NLPV+0.364*MDDC+0.254*PTHH
Ý nghĩa của các hệsốhồi quy trong mô hình:
Hệsố β1= 0.228, cho biết: với điều kiện các biến khác không thay đổi, khi “mức độtin cậy” tăng 1 đơn vịlàm cho mức độ đánh giá chung của khách hàng đối với đối với chất lượng dịch vụ ăn uống tại khách sạn AZERAI-LaResidence Huếtăng 0,228 đơn vị.
Hệsố β2= 0.193, cho biết: với điều kiện các biến khác không thay đổi, khi “mức độ đápứng” thayđổi 1 đơn vịlàm cho mức độ đánh giá chung của khách hàng đối với đối với chất lượng dịch vụ ăn uống tại khách sạn AZERAI-LaResidence Huế tăng 0,193 đơn vị.
Hệsố β3= 0.296, cho biết: với điều kiện các biến khác không thay đổi, khi “năng lực phục vụ” thayđổi 1 đơn vịlàm cho mức độ đánh giá chung của khách hàng đối với đối với chất lượng dịch vụ ăn uống tại khách sạn AZERAI-LaResidence Huế tăng 0,296 đơn vị.
Hệsố β4= 0.364, cho biết: với điều kiện các biến khác không thay đổi, khi “mức độ đồng cảm” thay đổi 1 đơn vịlàm cho mức độ đánh giá chung của khách hàng đối với đối với chất lượng dịch vụ ăn uống tại khách sạn AZERAI-LaResidence Huế tăng 0,364 đơn vị.
Hệsố β5= 0.254, cho biết: với điều kiện các biến khác không thay đổi, khi “phương tiện hữu hình” thay đổi 1 đơn vịlàm cho mức độ đánh giá chung của khách hàng đối với đối với chất lượng dịch vụ ăn uống tại khách sạn AZERAI-LaResidence Huếtăng 0,254 đơn vị.
Qua quá trình phân tích hồi quy, ta thấy biến “mức độ đồng cảm” có sự ảnh hưởng lớn nhất đến mứcđộ đánh giá chung của khách hàng vềchất lượng dịch vụ ăn uống với hệsố β = 0,364.
chất lượng dịch vụ ăn uống với hệsố β = 0,296 là biến “ năng lực phục vụ”.
Nhân tốthứ3ảnh hưởng đến mức độ đánh giá chung của khách hàng vềchất lượng dịch vụ ăn uống với hệsố β = 0,364 là biến “phương tiện hữu hình”
Nhân tốthứ4 và thứnămảnh hưởng đến mức độ đánh giá chung của khách hàng vềchất lượng dịch vụ ăn uống với hệsố β lần lượt là 0.228 và 0.193.
Từnhững phân tích trên, cho thấy mô hình nghiên cứu phù hợp. Các thang đo có mối quan hệchặt chẽ đến đánh giá chung của khách hàng vềchất lượng dịch vụ ăn