D Cán b, công ch cộ ư 79 41,
b. Phân tích nhâ nt đi vi nhóm bin ph thu cố ộ
3.3.2. Đánh giá độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính bộ
Sau khi phân tích tương quan, tác giả sẽ tiến hành đánh giá mức độ tác động của năm thành phần (1) Sự đáp ứng, (2) Sự tin cậy, (3) Giá cả dịch vụ, (4) Năng lực nhân viên, (5) Cơ sở vật chất có tác động dương đến sư hài lòng của khách hàng về chất lượng dịch vụ tại Agribank Châu Thành Kiên Giang hay không, tác giả sử dụng hàm hồi huy tuyến tính bội với thủ tục chọn biến theo phương pháp ENTER (đồng thời), do mục tiêu của nghiên cứu này là muốn khẳng định tính đúng đắn của mô hình lý thuyết đã đưa ra. Sau khi phân tích hồi quy, tác giả đã tiến hành kiểm tra các giả thuyết của mô hình hồi quy tuyến tính, đặc biệt là giả thuyết về phân phối chuẩn của phần dư, đa cộng tuyến và phương sai thay đổi. Kết quả cho thấymột đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần suất. Có thể nóiphân phối phần dư xấp xỉ chuẩn với độ lệch chuẩn Std.Dev=0,987 tức gần bằng 1).Do đó có thể kết luận rằng giả thiết phân phối chuẩn không bịvi phạm, các phần dư tuân theo quy luật phân phối chuẩn, vì giá trị trung bình (Mean) của phần dư xấp xỉ bằng 0 và phương sai xấp xỉ bằng 1 (xem hình 3.1).
Hình 3.1. Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa
Nguồn: kết quả phân tích SPSS
Hình 3.2. Đồ thị phân tán giữa phần dư chuẩn hóa và giá trị ước lượng
K t qu phân tích h i quy cũng cho th y mô hình không có hi nế ả ồ ấ ệ tượng đa c ng tuy n gi a các bi n đ c l p (VIF < 2). K t qu nay cũngộ ế ữ ế ộ ậ ế ả tương t nh khi ti n hanh phân tích ma tr n tự ư ế ậ ương quan cho th yấ không có tương quan cao gi a các bi n đ c l p. Ki m tra b ng đ thữ ế ộ ậ ể ằ ồ ị (xem hình 3.2) mô t m i quan h gi a ph n d chu n hóa va giá tr ả ố ệ ữ ầ ư ẩ ị ước lượng, ta nh n th y các ph n d phân b tậ ấ ầ ư ố ương đ i đ u xung quanh giáố ề tr trung bình. Do v y, hi n tị ậ ệ ượng phương sai thay đ i không xu t hi nổ ấ ệ trong mô hình h i quy nay. Trong nghiên c u nay tác gi không ti n hanhồ ư ả ế ki m tra gi đ nh v hi n tể ả ị ề ệ ượng t tự ương quan gi a các nhi u vì d li uữ ê ữ ệ nghiên c u nay la d li u kh o sát (d li u chéo đi u tra t i m t th iư ữ ệ ả ữ ệ ề ạ ộ ờ đi m) nên hi n tể ệ ượng tương quan gi a các nhi u thữ ê ường không xu tấ hi n. Nh v y, qua ki m tra các gi đ nh c a mô hình h i quy tuy n tínhệ ư ậ ể ả ị ủ ồ ế v i k t qu la các gi đ nh đ u không b vi ph m. Do đó, các k t qu c aớ ế ả ả ị ề ị ạ ế ả ủ mô hình h i quy la đáng tin c y.ồ ậ
Sau khi phân tích tương quan, se ti n hanh phân tích mô hình h iế ồ quy b i trong nghiên c u chính th c có d ng:ộ ư ư ạ
CLDV = β0 + β1*ĐU + β2*TC + β3*GC + β4*NV + β5*VC + e
K t qu phân tích h i quy đế ả ồ ược trình bay trong các b ng 3.17, 3.18,ả 3.19
Bảng 3.17. Kết quả hồi quy sử dụng phương pháp Enter của mô hình Model Summaryb
Mod
el R R Square Adjusted RSquare the EstimateStd. Error of Durbin-Watson
1 ,838a ,702 ,693 ,21048 1,868
a. Predictors: (Constant), VC, DU, GC, NV, TC b. Dependent Variable: SHL
Ngu n: k t qu phân tích SPSSồ ế ả
Bảng 3.18. Phân tích phương sai ANOVA trong phân tích hồi quy ANOVAa
Model Sum of
Squares df SquareMean F Sig.
1
Regression 19,158 5 3,832 86,493 ,000b
Residual 8,151 184 ,044
Total 27,310 189
a. Dependent Variable: SHL
b. Predictors: (Constant), VC, DU, GC, NV, TC
Ngu nồ : k t qu phân tích SPSSế ả
Bảng 3.19. Phân tích hệ số hồi quy Coefficientsa Model Unstandardize d Coefficients Standardize d Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std.
Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant ) ,035 ,174 ,202 ,840 DU ,281 ,025 ,455 11,175 ,000 ,978 1,023 TC ,167 ,027 ,271 6,172 ,000 ,839 1,192 GC ,145 ,025 ,235 5,712 ,000 ,961 1,041 NV ,181 ,026 ,284 6,921 ,000 ,965 1,036 VC ,233 ,028 ,353 8,213 ,000 ,880 1,136 Ngu n: k t qu phân tích SPSSồ ế ả
Để đảm bảo mô hình hồi quy có ý nghĩa thì cần phải thỏa mản một số giả định là các phần dư độc lập lẫn nhau hay nói cách khác không có sự tương quan giữ các phần dư. Phương pháp kiểm định ý nghĩa nhất là kiểm định Dubin–Watson. Nếu hệ số này nằm từ1<d<3thì kết luận mô hình không có sự tương quan giữa các phần dư.
Quan sát kiểm định Dubin-Watson của mô hình nghiên cứu ta thấy hệ số Dubin- Watton của mô hình nghiên cứu bảng 3.17. K t qu h i quy sế ả ồ ử d ng phụ ương pháp Enter c a mô hìnhủ có giá trị Durbin-Watson là 1,868 (lớn hơn 1 và nhỏ 3), do đó có thể kết luận là không có sự tương quan giữa các phần dư.
Kết quả hồi quy tuyến tính (bảng 3.17). K t qu h i quy s d ngế ả ồ ử ụ phương pháp Enter c a mô hìnhủ có hệ số xác định R2 là 0,702 và hệ số xác định R2 điều chỉnh là 0,693. Điều này nói lên rằng độ thích hợp của mô hình là 69,3% hay nói cách khác là 69,3% độ biến thiên của chất lượng dịch vụ tại Agribank Kiên Giang được giải thích chung bởi các biến trong mô hình.
Trong bảng phân tích phương sai ANOVA Phân tích phương sai ANOVA trong phân tích h i quy)ồ ta có trị số thống kê F được tính từ giá trị R2
có giá trị sig rất nhỏ cho thấy sự thích hợp của mô hình hồi qui tuyến tính với tập dữ liệu phân tích. Điều này cho thấy các biến độc lập trong mô hình có quan hệ với biến phụ thuộc, mô hình có thể sử dụng được.
Với mức ý nghĩa 5% được chọn trong nghiên cứu này, nếu Sig. < 0,05 thì có thể nói các biến độc lập đều tác động lên biến phụ thuộc. Theo kết quả thực tế khi phân tích cho thấy năm thành phần (1) Sự đáp ứng, (2) Sự tin cậy, (3) Giá cả dịch vụ, (4) Năng lực nhân viên, (5) Cơ sở vật chất có giá trị Sig. < 0,05 có ý nghĩa trong mô hình và có tác động dương (cùng chiều) đến sự hài lòng của khách hàng về chất lượng dịch vụ tại Agribank Châu Thành Kiên
Giang và các thành phần trên sẽ được sử dụng trong phân tích kiểm định tiếp theo.
Như vậy, theo kết quả phân tích hồi quy ở thì ta có phương trình 1.1 thể hiện mối liên hệ giữa các yếu tố hình thành nên các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của khách hàng về chất lượng dịch vụ tại Agribank Châu Thành Kiên Giang.
SHL= 0,455*ĐU + 0,271*TC + 0,235*GC + 0,284*NV + 0,353*VC (1.1)