Với 03 biến quan sát của 01 nhân tố phụ thuộc đƣa vào phân tích nhân tố khám phá EFA, sau phân tích bằng phƣơng pháp xoay nhân tố, kết quả cho thấy rút trích đƣợc 01 nhân tố đại diện tƣơng tự nhƣ mô hình nghiên cứu đề xuất ban đầu.
Mức ý nghĩa của kiểm định Bartlett = 0,000 (< 0,05) nên các biến quan sát có tƣơng quan xét trên phạm vi tổng thể. Hệ số KMO = 0,687 (0.5 < KMO < 1) nên phân tích nhân tố là phù hợp. Do vậy, các thang đo rút ra là chấp nhận đƣợc.
Bảng 4.13. Kiểm định KMO các biến nhân tố độc lập
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. ,687
Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 168,443
df 3
Sig. .000
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu spss Các hệ số tải nhân tố (trọng số nhân tố) đều lớn hơn 0,5 và đạt yêu cầu tại hệ số Eigenvalue = 1,988. Phƣơng sai trích bằng 66,274% (> 50%) cho thấy 66,274% biến thiên của dữ liệu đƣợc giải thích bởi 01 nhân tố.
Bảng 4.14. Phân tích phƣơng sai trích các biến thuộc nhân tố phụ thuộc
Thành phần
Giá trị riêng Tổng bình phƣơng tải nhân tố trích đƣợc
Tổng bình phƣơng tải nhân tố trích đƣợc sau khi xoay
Tổng % phƣơng sai % phƣơng sai tích luỹ Tổng % phƣơng sai % phƣơng sai tích luỹ Tổng % phƣơng sai % phƣơng sai tích luỹ 1 1,988 66,274 66,274 1,988 66,274 66,274 1,988 66,274 66,274 2 ,545 18,152 84,426 3 ,467 15,574 100,000
Nguồn: Kết quả phân tích từ SPSS Nhƣ vậy, kết quả phân tích nhân tố khám phá cho thấy, các nhân tố ảnh hƣởng đến sự hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ cung cấp nƣớc sạch tại BQL nƣớc sạch và VSMT huyện Tuy Phƣớc từ 06 thành phần sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA thì đƣợc 06 thành phần với 23 biến quan sát. Các nhân tố trích ra đều đạt độ tin cậy và giá trị. Bên cạnh đó, biến phụ thuộc Sự hài lòng sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA thì rút trích thành 01 nhân tố. Do đó có thể nói kết quả phân tích nhân tố là phù hợp với mô hình nghiên cứu đã đề xuất ban đầu.
4.1.4. Phân tích tương quan các nhân tố
Tác giả tiến hành tính giá trị trung bình cộng của các biến độc lập và phụ thuộc. Kết quả phân tích tƣơng quan nhằm kiểm tra mối quan hệ giữa các nhân tố phụ thuộc và nhân tố độc lập có tƣơng quan với nhau hay không để tiến hành chạy mô hình hồi quy.
Khi tiến hành phân tích mô hình hồi quy tuyến tính, tác giả sẽ đƣa tất cả các nhân tố vào phân tích để xác định các yếu tố ảnh hƣởng đến sự hài lòng của
khách hàng đối với dịch vụ cung cấp nƣớc sạch tại BQL nƣớc sạch và VSMT huyện Tuy Phƣớc.
Bảng 4.15. Kết quả phân tích tƣơng quan
HAILONG DTC DU NLPV SCT PTHH GCCN HAILONG Pearson Correlation 1 ,374** ,361** ,348** ,288** ,386** ,375** Sig. (2-tailed) ,000 ,000 ,000 ,000 ,000 ,000 N 250 250 250 250 250 250 250 DTC Pearson Correlation ,374** 1 ,284** ,171** ,168** ,318** ,250** Sig. (2-tailed) ,000 ,000 ,007 ,008 ,000 ,000 N 250 250 250 250 250 250 250 DU Pearson Correlation ,361** ,284** 1 - ,182** - ,287** ,395 ** ,327** Sig. (2-tailed) ,000 ,000 ,004 ,000 ,000 ,000 N 250 250 250 250 250 250 250 NLPV Pearson Correlation ,348** ,171** - ,182** 1 ,552 ** ,103 ,117 Sig. (2-tailed) ,000 ,007 ,004 ,000 ,105 ,065 N 250 250 250 250 250 250 250 SCT Pearson Correlation ,288** ,168** - ,287** ,552 ** 1 ,038 ,050 Sig. (2-tailed) ,000 ,008 ,000 ,000 ,547 ,432 N 250 250 250 250 250 250 250 PTHH Pearson Correlation ,386** ,318** ,395** ,103 ,038 1 ,416** Sig. (2-tailed) ,000 ,000 ,000 ,105 ,547 ,000
N 250 250 250 250 250 250 250 GCCN Pearson Correlation ,375** ,250** ,327** ,117 ,050 ,416** 1 Sig. (2-tailed) ,000 ,000 ,000 ,065 ,432 ,000 N 250 250 250 250 250 250 250
Nguồn: Kết quả phân tích từ SPSS Từ Bảng 3.19 trên, có thể thấy, giá trị Sig. của các biến độc lập đối với các biến phụ thuộc đều bằng 0,00 nhỏ hơn 0,05, nghĩa là các biến phụ thuộc có mối quan hệ tuyến tính với các biến độc lập. Tiếp theo, tác giả đƣa tất cả các biến vào chƣơng trình hồi quy tuyến tính để phân tích sự ảnh hƣởng của các biến độc lập đến biến phụ thuộc.
4.1.5. Phân tích hồi quy và kiểm định giả thuyết4.1.5.1. Phân tích hồi quy 4.1.5.1. Phân tích hồi quy
Bảng 4.16. Bảng tóm tắt mô hình
Mô hình R R2 R hiệu chỉnh Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 ,645a ,416 ,401 ,60646 2,077 a. Predictors: (Constant), GCCN, SCT, DTC, PTHH, NLPV, DU b. Dependent Variable: HAILONG
Nguồn: Kết quả phân tích từ SPSS Giá trị Durbin-Watson của mô hình đạt 2,077, nằm trong khoảng từ 1 đến 3, nhƣ vậy, không có sự tƣơng quan chuỗi bậc nhất trong mô hình.
Hệ số R2 hiệu chỉnh của mô hình là 0,401. Nghĩa là 40,1% biến thiên của biến phụ thuộc sự hài lòng của khách hàng đến sự hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ cung cấp nƣớc sạch tại BQL nƣớc sạch và VSMT huyện Tuy Phƣớc
đƣợc giải thích bởi các nhân tố độc lập. Điều này cho thấy mô hình hồi quy tuyến tính này phù hợp với tập dữ liệu của mẫu ở mức 40,1%, tức là các biến độc lập giải thích đƣợc 40,1% biến thiên của biến phụ thuộc Sự hài lòng.
Bảng 4.17.Bảng phân tích ANOVA
Mô hình Biến thiên Df Trung bình biến
thiên F Sig
1
Hồi quy 63,640 6 10,607 28,838 ,000b
Phần dư 89,375 243 ,368
Tổng 153,015 249
Nguồn: Kết quả phân tích từ SPSS Kiểm định giả thuyết về độ phù hợp với tổng thể của mô hình, giá trị F=28,838 với Sig.=0,000 < 0,05. Chứng tỏ R2 của tổng thể khác 0. Đồng nghĩa với việc mô hình hồi quy tuyến tính xây dựng đƣợc là phù hợp với tổng thể.
Bảng 4.18. Kết quả phân tích hồi quy
Hệ số chƣa chuẩn hoá Hệ số chuẩn hoá t Sig. Collinearity Statistics B Std.
Error Beta Tolerance VIF
(Constant) ,135 ,238 ,569 ,570 DTC ,097 ,042 ,127 2,323 ,021 ,807 1,238 DU ,253 ,045 ,338 5,633 ,000 ,669 1,494 NLPV ,191 ,048 ,237 3,970 ,000 ,673 1,485 SCT ,171 ,048 ,221 3,589 ,000 ,636 1,573 PTHH ,094 ,046 ,119 2,057 ,041 ,716 1,397 GCCN ,117 ,045 ,145 2,601 ,010 ,775 1,290
Kết quả phân tích cho thấy mức ý nghĩa Sig. của các yếu tố thành phần Độ tin cậy, Khả năng đáp ứng, Năng lực phục vụ, Sự cảm thông, Phƣơng tiện hữu hình, Giá cả cảm nhận đều tác động có ý nghĩa thống kê đến biến phụ thuộc với độ tin cậy 95% do giá trị Sig. < 0,05.
Nhƣ vậy, các biến tác động đến sự hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ cung cấp nƣớc sạch tại BQL nƣớc sạch và VSMT huyện Tuy Phƣớc là 06 yếu tố: Độ tin cậy, Khả năng đáp ứng, Năng lực phục vụ, Sự cảm thông, Phƣơng tiện hữu hình, Giá cả cảm nhận.
4.1.5.2. Kiểm định các giả định
Kiểm tra giả định về hiện tƣợng đa cộng tuyến
Từ Bảng 3.21, các biến độc lập đều có hệ số phóng đại phƣơng sai VIF đều bé hơn 2, chứng tỏ không có hiện tƣợng đa cộng tuyến.
Kiểm định về phân phối chuẩn của phần dƣ
Phần dƣ có thể không tuân theo phân phối chuẩn vì những lý do nhƣ: sử dụng sai mô hình, phƣơng sai không phải là hằng số, số lƣợng các phần dƣ không đủ nhiều để phân tích... Vì vậy, chúng ta cần thực hiện nhiều phƣơng phápkhác nhau để kiểm định nhƣ xây dựng biểu đồ tần số của các phần dƣ Histogram, biểu đồ P-P Plot.
Hình 4.1. Biểu đồ tần số của các phần dƣ Histogram
Nguồn: Kết quả phân tích từ SPSS Từ Hình 4.2. cho thấy một đƣờng cong phân phối chuẩn đƣợc đặt chồng lên biểu đồ tần số. Đƣờng cong này có dạng hình chuông, phù hợp với dạng đồ thị của phân phối chuẩn. Giá trị trung bình Mean gần bằng 0, độ lệch chuẩn là 0,988 gần bằng 1, nhƣ vậy có thể nói, phân phối phần dƣ xấp xỉ chuẩn. Nhƣ vậy có thể kết luận rằng giả thiết phân phối chuẩn của phần dƣ không bị vi phạm.
Kiểm tra giả định liên hệ tuyến tính
Biểu đồ phân tán Scatter Plot giữa các phần dƣ chuẩn hóa và giá trị dự đoán chuẩn hóa giúp chúng ta dò tìm xem, dữ liệu hiện tại có vi phạm giả định liên hệ tuyến tính hay không. Trong bài viết này, tác giả biểu diễn giá trị phần dƣ chuẩn hóa (Standardized Residual) ở trục hoành và giá trị dự đoán chuẩn hóa (Predicted Value) ở trục tung.
Hình 4.2. Biểu đồ phân tán Scatter Plot
Nguồn: Kết quả phân tích từ SPSS Từ Hình 4.3 có thể thấy phần dƣ chuẩn hóa phân bổ tập trung xung quanh đƣờng hoành độ 0, do vậy giả định quan hệ tuyến tính không bị vi phạm.
4.1.5.3. Kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Từ Bảng 3.21, mức ý nghĩa Sig. của các yếu tố thành phần Độ tin cậy, Khả năng đáp ứng, Năng lực phục vụ, Sự cảm thông, Phƣơng tiện hữu hình, Giá cả cảm nhận đều tác động có ý nghĩa thống kê đến biến phụ thuộc với độ tin cậy 95% do giá trị Sig. < 0,05. Nhƣ vậy, kết quả nghiên cứu của tác giả nêu trên, các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5, H6 đƣợc chấp thuận với mức độ tin cậy 95%.
Bảng 4.19. Tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết Giả thuyết Phát biểu Kết quả kểm định H1
Phương tiện hữu hình có tác động tích cực đến sự hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ cung cấp nước sạch của BQL nước sạch & VSMT huyện Tuy Phước.
Chấp nhận
H2 Độ tin cậy có tác động tích cực đến sự hài lòng của khách hàng đối với dịch
vụ cung cấp nước sạch của BQL nước sạch & VSMT huyện Tuy Phước. Chấp nhận
H3
Khả năng đáp ứng có tác động tích cực đến sự hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ cung cấp nước sạch của BQL nước sạch & VSMT huyện Tuy Phước.
Chấp nhận
H4 Năng lực phục vụ có tác động tích cực đến sự hài lòng của khách hàng đối với
dịch vụ cung cấp nước sạch của BQL nước sạch & VSMT huyện Tuy Phước Chấp nhận
H5 Sự cảm thông có tác động tích cực đến sự hài lòng của khách hàng đối với
dịch vụ cung cấp nước sạch của BQL nước sạch & VSMT huyện Tuy Phước. Chấp nhận
H6
Cảm nhận sự hợp lý về giá cả có tác động tích cực đến sự hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ cung cấp nước sạch của BQL nước sạch & VSMT huyện Tuy Phước
Chấp nhận
Nguồn: Tác giả tổng hợp Từ những phân tích trên ta có thể kết luận mô hình lý thuyết thích hợp với dữ liệu nghiên cứu và các giả thuyết nghiên cứu (giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5, H6) đƣợc chấp nhận. Kết quả kiểm định mô hình lý thuyết thấy đƣợc tầm quan trọng của các yếu tố phụ thuộc vào giá trị tuyệt đối của hệ số hồi qui đã chuẩn hóa. Yếu tố nào có giá trị tuyệt đối càng lớn thì càng ảnh hƣởng đến sự hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ cung cấp nƣớc sạch. Có thể nhận thấy sự hài lòng của khách hàng từ dịch vụ cung cấp nƣớc sạch chịu ảnh hƣởng nhiều nhất từ yếu tố Đáp ứng (β =0,338; Sig = 0,000 < 0,05); thứ hai là yếu tố Năng lực
phục vụ (β =0,237; sig = 0,000 < 0,05); thứ ba là yếu tố Sự cảm thông
= 0,010 < 0,05); thứ năm là yếu tố Độ tin cậy (β =0,127; sig = 0,021 < 0,05) và cuối cùng là Phƣơng tiện hữu hình (β =0,119; sig = 0,085 < 0,05).
Mô hình đƣợc biểu diễn lại dƣới dạng phƣơng trình hồi quy chuẩn hóa dƣới sự tác động của 06 yếu tố thành phần đến sự hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ cung cấp nƣớc sạch tại BQL nƣớc sạch và VSMT huyện Tuy Phƣớc:
HAILONG = 0,127*DTC + 0,338*DU + 0,237*NLPV + 0,221*SCT +
0,119*PTHH + 0,145* GCCN Trong đó : HAILONG: Sự hài lòng của khách hàng
DTC: Độ tin cậy
DU: Khả năng đáp ứng NLPV: Năng lực phục vụ SCT: Sự cảm thông
PTHH: Phƣơng tiện hữu hình GCCN: Giá cả cảm nhận
Hình 4.3. Kết quả mô hình nghiên cứu
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả nghiên cứu 4.2. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Từ phƣơng trình hồi quy nêu trên, cho thấy các yếu tố đều tác động dƣơng đến sự hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ cung cấp nƣớc sạch tại BQL nƣớc sạch và VSMT huyện Tuy Phƣớc. Nghiên cứu này kế thừa rất nhiều kiến thức từ các nhà lý thuyết và các nghiên cứu trong và ngoài nƣớc. Trong đó, việc kế thừa chủ yếu nhất là từ nghiên cứu của Nguyễn Văn Sơn Châu và Nguyễn Văn Ngọc (2014), Trần Xuân Cảnh (2015), Hồ Thị Ngọc Phƣợng (2015) và Lê Thị Diệu Hiền và các tác giả (2015).
+0,338
+0,237
+0,221 Phƣơng tiện hữu hình
SỰ HÀI LÒNG Độ tin cậy Đáp ứng Năng lực phục vụ Sự cảm thông Giá cả cảm nhận + 0,119 +0127 +0,145
Nghiên cứu của Nguyễn Văn Sơn Châu và Nguyễn Văn Ngọc (2014) cho thấy có 04 nhân tố ảnh hƣởng đến chất lƣợng cung cấp nƣớc sạch tại Ban Quản lý TNHH MTV Cấp thoát nƣớc Kiên Giang sắp xếp theo thứ tự ảnh hƣởng giảm dần nhƣ sau: 1- Năng lực phục vụ; 2- Độ tin cậy và đáp ứng; 3- Sự cảm thông; 4- Phƣơng tiện hữu hình. Nhƣ vậy, kết quả nghiên cứu của tác giả tƣơng đồng với nghiên cứu của Nguyễn Văn Sơn Châu và Nguyễn Văn Ngọc (2014) về các yếu tố tác động đến sự hài lòng của khách hàng sử dụng dịch vụ thẻ. Tuy nhiên, nghiên cứu này lại không xem xét tác động của yếu tố Giá cả đến sự hài lòng của ngƣời ngƣời dân. Ngoài ra, thứ tự mức độ tác động của từng yếu tố có sự khác nhau.
Kết quả nghiên cứu của Lê Thị Diệu Hiền và cộng sự (2015) về các nhân tố ảnh hƣởng đến sự hài lòng của ngƣời dân đối với dịch vụ cung cấp nƣớc sạch ở Quận Ninh Kiều, TP. Cần Thơ bao gồm: (1) sự tin cậy và đảm bảo, (2) khả năng đáp ứng, (3) phƣơng tiện hữu hình và (4) sự đồng cảm. Trong đó, nhân tố khả năng đáp ứng có ảnh hƣởng mạnh nhất đến mức độ hài lòng của ngƣời dân đối với dịch vụ cung cấp nƣớc sạch. Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy sự tƣơng đồng với nghiên cứu của tác giả về yếu tố tác động nhiều nhất đến sự hài lòng của ngƣời dân đối với dịch vụ cung cấp nƣớc sạch. Tuy nhiên, nghiên cứu lại không xem xét tác động của yếu tố Giá cả đến sự hài lòng của ngƣời ngƣời dân.
Nghiên cứu của Hồ Thị Ngọc Phƣợng (2015) cho thấy các yếu tố ảnh hƣởng đến sự hài lòng của khách hàng đối với chất lƣợng dịch vụ cung cấp nƣớc của Ban Quản lý TNHH MTV cấp nƣớc Đà Nẵng gồm: Phƣơng tiện hữu hình, Chất lƣợng dịch vụ, Giá cả dịch vụ, Sự tin cậy, Sự đáp ứng, Năng lực phục vụ, Sự cảm thông. Kết quả nghiên cứu của Hồ Thị Ngọc Phƣợng (2015) cũng cho thấy sự tƣơng đồng với nghiên cứu của tác giả về một số yếu tố tác động đến sự
hài lòng của ngƣời dân dịch vụ cung cấp nƣớc sạch. Tuy nhiên, nghiên cứu của Hồ Thị Ngọc Phƣợng (2015) có yếu tố Chất lƣợng dịch vụ ảnh hƣởng đến sự hài lòng, trong khi yếu tố này trong nghiên cứu của tác giả lại không xem xét đến.
Cuối cùng, nghiên cứu của Trần Xuân Cảnh (2015) về các yếu tố tác động đến sự hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ cấp nƣớc sạch tại Ban Quản lý cổ phần cấp nƣớc Di Linh gồm: 1) Phƣơng tiện hữu hình; (2) Giá cả và thanh toán; (3) An toàn; (4) Tin cậy; (5) Cảm thông; (6) Đáp ứng. Đây là nghiên cứu có mô hình nghiên cứu tƣơng tự nhƣ nghiên cứu của tác giá, kết quả nghiên cứu cũng cho thấy 06 yếu tố trên đều tác động đến sự hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ cấp nƣớc sạch. Tuy nhiên, thứ tự mức độ tác động lại có sự khác nhau.
Nhƣ vậy, kết quả nghiên cứu của đề tài có sự tƣơng đồng với kết quả nghiên cứu khác liên quan đến đề tài nhƣ Nguyễn Văn Sơn Châu và Nguyễn Văn Ngọc (2014), Trần Xuân Cảnh (2015), Hồ Thị Ngọc Phƣợng (2015) và Lê Thị Diệu Hiền và các tác giả (2015) về các yếu tố tác động. Tuy nhiên, về mức độ