5. Kết cấu của luận văn
2.3.5. Kiểm định mô hình vă thảo luận kết quả nghiín cứu
2.3.5.1. Phđn tích tương quan
Bảng 2.9: Kết quảkiểm định Pearson’s mối tương quan giữa biến phụthuộc vă câc biến độc lập
HH_X1 TC_X2 DU_X3 NL_X4 DC_X5 Sựhăi lòng của khâch hăng Hệsố tương quan 0.577 ** 0.331** 0.526** 0.297** 0.447** Sig. (2 phía) 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 N 152 152 152 152 152 (Nguồn: Kết quảxửlý sốliệu trín phần mềm SPSS)
Kiểm định mối tuơng quan dùng để xem xĩt mối quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc vă từng biến độc lập cũng như giữa những biến độc lập với nhau. Mô hình hồi quy tốt lă mô hình có hệsố tuơng quan giữa câc biến phụthuộc vă câc biến độc lập lớn, thể hiện mối quan hệ tuyến tính giữa câc biến với nhau, vă điều năy cũng chỉra rằng phđn tích hồi quy lă phù hợp.
Nhìn văo bảng ởtrín, ta thấy hệ số tương quan giữa biến độc lập vă câc biến phụthuộc khâ cao, nằm trong khoảng từ0.297đến 0.577. Giâ trịSig của câc yếu tố đều nhỏ hơn 0.05. Điều năy chỉra rằng mô có sự tương quan giữa biến phụthuộc vă biến độc lập vă việc đưa câc biến độc lập văo mô hình lă đúng, vì nó cóảnh huởng nhất định đến biến phụthuộc. Điều năy cho ta thấy rằng sựhăi lòng của khâch hăng chủ yếu bị tâc động bởi câc nhđn tố níu trín, nín trong quâ trình phđn tích sự ảnh
hưởng, đềtăi sẽtập trung nghiín cứu những nhđn tốnăy.
2.3.5.2. Phđn tích hồi quy
Kết quảphđn tích hồi quy nhằm xâc định mức độ ảnh hưởng của từng yếu tố
trong mô hình với biến phụthuộc lă sựhăi lòng của khâch hăng. Câc mức độ ảnh
hưởng năy được xâc định thông qua hệsốhồi quy. Mô hình hồi quy như sau:
HL_Y= β0 + β1HH_X1+ β2TC_X2+ β3DU_X3+ β4NL_X4+ β5DC_X5 + ei
Trong đó:
HL_Y: Giâ trịcủa biến phụthuộc lă “Sựhăi lòng của khâch hăng”
HH_X1: Giâ trị của biến độc lập thứ nhất lă ảnh hưởng của “Phương tiện hữu hình” đến sựhăi lòng của khâch hăng.
TC_X2: Giâ trị của biến độc lập thứhai lăảnh hưởng “Mức độ tin cậy” đến sựhăi lòng của khâch hăng.
DU_X3: Giâ trịcủa biến độc lập thứba lăảnh hưởng của “Mức độ đâp ứng” đến sựhăi lòng của khâch hăng.
NL_X4: Giâ trịcủa biến độc lập thứ tư lă ảnh hưởng của “Năng lực phục vụ” đến sựhăi lòng của khâch hăng.
DC_X5: Giâ trị của biến độc lập thứ năm lă ảnh hưởng của “Sự đồng cảm” đến sựhăi lòng của khâch hăng.
ei: lă ảnh hưởng của câc nhđn tố khâc tới đến sự hăi lòng của khâch hăng
nhưng không được đưa văo mô hình nghiín cứu.
a. Kiểm định mô hình
Kiểm định giâ trị độphù hợp
Từ kết quả câc bảng dưới đđy, ta thấy rằng kiểm định F cho giâ trị Sig. < 0.05, chứng tỏ lă mô hình phù hợp vă cùng với đó lă R2 hiệu chỉnh có giâ trị bằng 0.573; có nghĩa lă mô hình hồi quy giải thích được 57.3% sự biến thiín của biến phụthuộc. Như vậy, mô hình có giâ trị giải thíchởmức khâ cao.
Bảng 2.10: Phđn tích hồi quy câc nhđn tố ảnh hưởng đến sự hăi lòng của khâch hăng
Mô hình R R2 R2 hiệu chỉnh Sai sốchuẩn
của dựbâo HệsốDurbin-Watson
1 0.757a 0.573 0.559 0.32795 1.908
a. Câc nhđn tốdự đoân: (Hằng số), DC_X5, TC_X2, NL_X4, DU_X3, HH_X1
(Nguồn: Kết quảxửlý sốliệu trín phần mềm SPSS) Kiểm định F Giảthuyết H0 đặt ra đó lă: β1 = β2 = β3 = β4 = β5= 0. Bảng 2.11: Kết quảkiểm định F Mô hình Tổng bình phương Df Trung bình bình phương F Sig. Hồi quy 21.103 5 4.221 39.243 0.000b Số dư 15.702 146 0.108 Tổng 36.806 151
a. Câc nhđn tốdự đoân: (Hằng số), DC_X5, TC_X2, NL_X4, DU_X3, HH_X1
(Nguồn: Kết quảxửlý sốliệu trín phần mềm SPSS)
Bước tiếp theo trong phđn tích hồi quy đó lă thực hiện kiểm định F về độphù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể, xem biến phụ thuộc có liín hệtuyến tính với toăn bộbiến độc lập hay không.
Ngoăi ra, hệsố tương quan dưới đđy cho thấy rằng, kết quả kiểm định tất cả
câc nhđn tố đều cho kết quả Sig. < 0.05; điều năy chứng tỏ rằng có đủ bằng chứng thống kí để bâc bỏ giả thuyết H0 đối với câc nhđn tố năy, hay câc giả thuyết H1,
H2, H3, H4, H5 được chấp nhậnởmức ý nghĩa lă 95%.
b. Dò tìm câc vi phạm giả định cần thiết
Kiểm định phđn phối chuẩn của phần dư
-Phương sai của phần dư không đổi
Hình 2.8: Biểu đồP–P plot của hồi quy phần dư chuẩn hóa
(Nguồn: Kết quảxửlý sốliệu trín phần mềm SPSS)
Phương sai của phần dư được thể hiện trín đồ thị của phần dư chuẩn hóa theo giâ trị dự bâo của biến phụ thuộc kết quả đê được chuẩn hóa. Theo quan sât trín biểu đồ, thấy câc phần dư phđn tân ngẫu nhiín quanh trục 0 (tức quanh giâ trị
trung bình của phần dư) trong 1 phạm vi không đổi. Điều năy có nghĩa lă phương
sai của phần dư lă không đổi.
-Phần dư có phđn phối chuẩn
Hình 2.9: Biểu đồtần sốcủa phần dư chuẩn
(Nguồn: Kết quảxửlý sốliệu trín phần mềm SPSS)
Biểu đồ Histrogram trong biểu đồ cho ta thấy trong mô hình hồi quy có kết quả độ lệch chuẩn bằng 0.983 vă phđn phối chuẩn của phần dư (mean) = 0. Vì vậy,
xâc định phần dư có phđn phối chuẩn được chấp nhận.
Giả định tính độc lập của sai số
Đại lượng Durbin – Watson được dùng để kiểm định tương quan của câc sai sốkềnhau. Giảthuyết khi tiến hănh kiểm định năy lă:
H0: hệsố tương quan tổng thểcủa câc phần dư bằng 0.
Thực hiện hồi quy cho ta kết quả về trị kiểm định d của Durbin – Watson trong bảng tóm tắt mô hình bằng 1.908. Theo điều kiện hồi quy, giâ trị Durbin –
Watson phải nằm trong khoảng 1.6 đến 2.6.
Giâ trị d tính được rơi văo miền chấp nhận giả thuyết không có tự tương quan. Như vậy mô hình không vi phạm giả định vềhiện tượng tự tương quan.
Giả định không có hiện tượng đa cộng tuyến
Bảng 2.12: Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến Mô hình Đo lường đa cộng tuyến
Độchấp nhận Hệsố phóng đại phương sai
(Hằng số) HH_X1 0.772 1.295 TC_X2 0.893 1.120 DU_X3 0.830 1.205 NL_X4 0.890 1.124 DC_X5 0.705 1.418 (Nguồn: Kết quảxửlý sốliệu trín phần mềm SPSS)
Với độ chấp nhận (Tolerance) lớn vă hệ số phóng đại phương sai (Variance
Inflation Factor - VIF) của câc biến nhỏ, mô hình hồi quy không vi phạm hiện
tượng đa cộng tuyến. hồi quy vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến khi có giâ trị VIF lớn hơn hay bằng 10.
Kết quảphđn tích hồi quy đa biến vă đânh giâ mức độquan trọng của từng nhđn tố
Bảng 2.13: Kết quảphđn tích hồi quy đa biến
Mô hình
Hệsốhồi quy chưa
chuẩn hoâ
Hệsốhồi quy
chuẩn hoâ T Sig.
B Std. Error Beta Hằng số 0.661 0.227 2.911 0.004 HH_X1 0.281 0.048 0.361 5.870 0.000 TC_X2 0.165 0.039 0.243 4.253 0.000 DU_X3 0.184 0.034 0.316 5.328 0.000 NL_X4 0.087 0.041 0.122 2.131 0.035 DC_X5 0.109 0.038 0.184 2.859 0.005
Biến phụthuộc: Sựhăi lòng của khâch hăng HL_Y
(Nguồn: Kết quảxửlý sốliệu trín phần mềm SPSS)
Qua bảng phđn tích hồi quy đa biến, ta nhận thấy tất cả câc yếu tố đều ảnh
hưởng đến sựhăi lòng của khâch hăng. Từnhững phđn tích trín, ta có được phương
trình mô tảsựbiến động của câc nhđn tố ảnh hưởng đến sựhăi lòng của khâch hăng
như sau:
HL_Y = 0.361HH_X1 + 0.243TC_X2 + 0.316DU_X3 + 0.122NL_X4 +
0.184DC_X5 + ei
Dựa văo mô hình hồi quy câc nhđn tố ảnh hưởng đến sựhăi lòng của khâch hăng đối có thể nhận thấy hệ số β1 = 0.361 có nghĩa lă khi Nhđn tố 1 – Phương
tiện hữu hình thay đổi 1 đơn vị trong khi câc nhđn tố khâc không đổi thì sự hăi lòng của khâch hăng cũng thay đổi cùng chiều 0.361 đơn vị. Đối với Nhđn tố 2 –
Mức độ tin cậy có hệ số β2 = 0.243 cũng có nghĩa lă Mức độ tin cậy thay đổi 1
đơn vị thì sựhăi lòng của khâch hăng cũng thay đổi cùng chiều 0.243đơn vị. Giải
thích tương tự đối với câc biến còn lại (trong trường hợp câc nhđn tốcòn lại không
đổi). Qua đó có thể nhận thấy câc yếu tốMức độ đâp ứng, Năng lực phục vụ vă Mức độ đồng cảm cũng có tâc động cùng chiều lín sựhăi lòng của khâch hăng
Theo phương trình hồi quy ở trín cho thấy sự hăi lòng của khâch hăng có quan hệtuyến tính với câc nhđn tố:
Mạnh nhất lă:Phương tiện hữu hình (HệsốBeta 1 lă 0.361)
Nhă hăng tiệc cưới Full House có thế mạnh lă một nhă hăng sang trọng với sức chứa từ300 – 800 chỗ, không gian nhă hăng thoâng đêng không bị cột trụ che khuất tầm nhìn, hệ thống điều hoă tổng vă câc trang thiết bị khâc hiện đại. Băn tiệc
luôn được bố trí hợp lý với tông mău chủ đạo được thay đổi theo sở thích của cô dđu, chú rễ. Hệthống đm thanh vă măn hình chiếu được bố trí hợp lý có thểthấy rõ dù bất kì vị trí năo trong nhă hăng. Chính vì thế đđy lă yếu tốlăm khâch hăng cảm thấy hăi lòng khiđặt chđn đến nhă hăng Full House.
Thứhai lă: Mức độ đâp ứng (HệsốBeta 3 lă 0.316)
Đến với Full House, hầu hết câc cô dđu, chú rể thường không phải bận tđm về MC vă chương trình tổchức tiệc. Nhă hăng sẽlín kếhoạch kịch bản sao cho phù hợp nhất lễ cưới của từng cặp cô dđu, chú rễ. Ngoăi ra MCđược đăo tạo băi bản về
phong câch dẫn chương trình. Đối với mỗi nhu cầu của khâch hăng, nhđn viín nhă hăng luôn luôn sẵn săng vă phục vụ nhanh chóng. Vì thế đđy lă nhđn tố đứng thứ
hai trong việc hăi lòng thực khâch.
Thứba lă: Mức độtin cậy (HệsốBeta 2 lă 0.243)
Đội ngũ nhđn viín nhă hăng cùng với uy tín của mình luôn đảm bảo thực hiện đúng như những gìđê cam kết vă luôn tạo sựtin cậy cho khâch hăng thì sựhăi lòng của câc thực khâch sẽ ngăy căng tăng. Kết hợp với sự phong phú trong thực
đơn vă thức uống lăm tăng thím sự hăi lòng cho khâch hăng, tuy nhiín một số
khâch hăng còn chưa thật sự tin tưởng đđy lă nhă hăng có uy tín. Chính vì lẽ đó nín
nhđn tốchỉ đứng thứba trong 5 nhđn tốvềviệc lăm hăi lòng khâch hăng.
Thứ tư lă:Mức độ đồng cảm (HệsốBeta 5 lă 0.184)
Nhă hăng thể hiện sự quan tđm đặc biệt đến khâch hăng vă câc nhđn viín phục vụcó thể đoân hiểu được những nhu cầu của câc thực khâch thì căng lăm cho câc thực khâch hăi lòng, từ đó nđng cao độcạnh tranh cho nhă hăng. Nhưng có một lý do mă hầu hết đều được câc khâch hăng đồng tình lăm cho nhđn tốnăy chỉ đứng thứ tư trong việc lăm hăi lòng khâch hăng, đó chính lă thời gian phục vụ có phần nhanh chóng lăm cho một sốthực khâch cảm thấy không thoải mâi. Trong thời gian tới nhă hăng nín có giải phâp đểkhắc phục kịp thời vấn đềnăy.
Thứ năm: Năng lực phục vụ(HệsốBeta 4 lă 0.122)
Nhă hăng Full House lă một trong những nhă hăng có đội ngũ nhđn viín
được đăo tạo băi bản trong việc phục vụnhă hăng cả vềkiến thức lẫn kỹ năng. Tuy
nhiín hai vấn đềcòn tồn tại lăm câc thực khâch chưa được hăi lòngđó lă việc bốtrí quâ ít nhđn viín giữ xe trong khi nhă hăng có bêi đỗ xe rộng vă một số nhđn viín mới còn thiếu kinh nghiệm xử lý trong việc phục vụ khâch. Nhă hăng cam kết sẽ
khắc phục sớm hai vấn đềnăy.
2.3.6. Phđn tích sựkhâc biệt trong đânh giâ của câc đối tượng khảo sât 2.3.6.1. Kiểm định khâc biệt theo giới tính
Bảng 2.14: Sựkhâc biệt vềsựhăi lòng của khâch hăng theo câc nhóm giới tính Giới tính N Trung bình Độ lệch chuẩn Sai số chuẩn Sự hăi lòng của khâch hăng Nam 83 3.5934 0.42360 0.04650 Nữ 69 3.6159 0.56973 0.06859 Kiểm định Independent Samples Kiểm định Levene's Kiểm định T-test F Sig. t Df Sig. (2- tailed) Phương sai đồng nhất 5.150 0.025 -.280 150 0.780 Phương sai không đồng nhất -.272 123.272 0.786 (Nguồn: Kết quảphđn tích SPSS)
Kết quảkiểm định Levene đối với phương sai giữa hai nhóm Nam vă Nữcho hệ số Sig= 0.025 < 0.05 nín phương sai giữa hai nhóm nam vă nữ lă không đồng nhất. Kết quả kiểm định Independent với phương sai không đồng nhất cho giâ trị
Sig. lă 0.786 > 0.05 do đó có thể nói rằng có không có sự khâc biệt trong mức độ
hăi lòng của khâch hăng theo giới tính.
2.3.6.2. Kiểm định khâc biệt theo độ tuổi
Bảng 2.15: Sựkhâc biệt vềsựhăi lòng của khâch hăngtheo câc nhóm độtuổi Nhóm N Trung bình Độ lệch chuẩn Dưới 25 tuổi 8 3.9688 0.45193 25 –40 tuổi 96 3.6432 0.48632 41 –55 tuổi 37 3.4797 0.52168 Trín 55 tuổi 11 3.4091 0.30151 Kiểm định Levene df1 df2 Sig. 0.784 3 148 0.504 Kiểm định ANOVA Tổng bình phương F Sig. Between Groups 2.201 3.138 0.027 Within Groups 34.604 Total 36.806 (Nguồn: Kết quảphđn tích SPSS)
Theo độ tuổi, kiểm định Levene cho giâ trị Sig= 0.504 > 0.05, do đó phương sai giữa câc nhóm độ tuổi lă như nhau. Kết quả kiểm định ANOVA bằng
phương phâp cho thấy giâ trị Sig: 0.027 < 0.05, vậy có thểkết luận rằng có sựkhâc biệt trong đânh giâ sự hăi lòng của khâch hăng theo độ tuổi. Quảvậy, quan sât văo kết quảthống kí trung bình ta có thể thấy những người căng nhiều tuổi thì mức độ
hăi lòng của họsẽ căng khó khăn hơn vă thấp hơn những người trẻtuổi hơn.
2.3.6.3. Kiểm định khâc biệt theo nghềnghiệp
Bảng 2.16: Sựkhâc biệt vềsựhăi lòng của khâch hăng theo câc nhóm nghề
nghiệp
Nhóm N Trung bình Độ lệch chuẩn
Công chức, viín chức, cân bộ hưu trí
87 3.5948 0.48261
Kinh doanh, tư nhđn 46 3.6087 0.55939
Công nhđn, nông dđn 13 3.6731 0.38709 Khâc 6 3.5417 0.40052 Kiểm định Levene df1 df2 Sig. 0.496 3 148 0.686 Kiểm định ANOVA Tổng bình phương F Sig. Between Groups 0.094 0.126 0.945 Within Groups 36.712 Total 36.806 (Nguồn: Kết quảphđn tích SPSS)
Giữa câc nhóm nghềnghiệp, kiểm định Levene cho giâ trịSig= 0.686 > 0.05, cho thấy phương sai giữa câc nhóm nghề nghiệp lă không khâc nhau, giâ trị kiểm
định ANOVA cho sig= 0.945 > 0.05. Do đó chưa có cơ sở để khẳng định sự khâc biệt giữa câc nhóm nghềnghiệp của khâch hăngkhi đânh giâ sựhăi lòng.
2.3.6.4. Kiểm định khâc biệt theo thu nhập
Bảng 2.17: Sựkhâc biệt vềsựhăi lòng của khâch hăng theo câc nhóm thu nhập Nhóm N Trung bình Độ lệch chuẩn
Dưới 3 triệu 15 3.7667 0.43780
3 triệu– dưới 6 triệu 94 3.6649 0.47597
6 triệu–9 triệu 26 3.3942 0.52523 Trín 9 triệu 17 3.4412 0.48838 Kiểm định Levene df1 df2 Sig. 0.928 3 148 0.429 Kiểm định ANOVA Tổng bình phương F Sig. Between Groups 2.340 3.350 0.021 Within Groups 34.465 Total 36.806 (Nguồn: Kết quảphđn tích SPSS)
Giữa câc nhóm thu nhập, kiểm định Levene cho giâ trịSig= 0.429> 0.05, cho thấy phương sai giữa câc nhóm thu nhập lă không khâc nhau, giâ trị kiểm định ANOVA cho sig= 0.021 <0.05. Do đó có thể nói có sựkhâc biệt trong đânh giâ sự
hăi lòng của khâch hăng giữa câc nhóm khâch hăng có thu nhập khâc nhau. Thực vậy, giâ trị trung bình cho thấy một thực tế lă những người có thu nhập cao hơn thường có chỉ sốhăi lòng thấp hơn vì họlă những người có nhu cầu vă kỳvọng cao
hơn những người khâc nín sẽkhó hăi lòng hơn, đặc biệt trong việc ăn uống.
2.3.6.5. Kiểm định khâc biệt theo mối quan hệvới cô dđu chú rể