Phân tích hồi quy tuyến tính

Chương 1 : CƠ SỞ LÝ LUẬN

2.3 Thực trạng về chất lượng dịch vụ tại nhà hàng La Brasserie

2.3.4.4.2 Phân tích hồi quy tuyến tính

Theo mô hình nghiên cứu đề xuất, đề tài sẽ tiến hành xây dựng các mô hình hồi quy tuyến tính, nhằm giải thích cho biến “Đánh giá chung về chất lượng di ̣ch vụ”. Cụ thể, các hàm hồi quy tuyến tính sẽ kiểm tra các nhân tố từ F1đến F6, yếu tố nào thực sự tác đô ̣ng tới chất lượng di ̣ch vu ̣ của nhà hàng

Mô hình nghiên cứu xác đi ̣nh các nhân tố ảnh hưởng đến chất lượng di ̣ch vu ̣ nhà hàng La Brasserie được thiết lâ ̣p có da ̣ng hàm như sau:

CLDV= B0 + B1*X1+ B2*X2 + B3*X3 +B4*X4 + B5*X5

Nghiên cứu sẽ tiến hành phân tích đánh giá mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập thỏa mãn các điều kiê ̣n nêu trên đến biến phụ thuộc “Đánh giá chung về chất lượng di ̣ch vu ̣” thông qua xây dựng mô hình hồi quy. Phương pháp hồi quy

được sử dụng là phương pháp Enter. Các biến được đưa vào cùng một lúc để chọn lọc dựa trên tiêu chí chọn những biến có mức ý nghĩa nhỏ hơn 0.05. Kết quả phân tích hồi quy lần thứ nhất nhận thấy biến X6_CSVCB có Sig=,272>0.05 không có ý nghĩa thống kê (do mức ý nghĩa lớn hơn 0.05) cho nên biến này được loại ra khỏi mô hình (Phụ lục G). Tiến hành chạy lại mô hình hồi qui với biến X6_CSVCB có Sig=,272>0.05 loa ̣i khỏi mô hình. Kết quả lần phân tích hồi qui lần hai như sau:

Bảng 2.15: Hệ số xác định sự phù hợp của mô hình hồi quy

Mô hình R R2 R2 hiệu chỉnh Ước lượng độ lệch chuẩn Durbin- Watson 1 ,879a ,773 ,769 ,21943 2,100

a. Các yếu tố dự đoán: X5_CSVCA, X3_QTPV, X1_SP, X2_NV, X4_VS b. Biến phụ thuộc: ĐGC

(Nguồn: Phân tích 2017)

Bảng 2.16: Kết quả phân tích hồi qui của mô hình

Mô hình

Hê ̣ số chưa chuẩn hóa

Hê ̣ số chuẩn

hóa T Sig.

Thống kê đa cô ̣ng tuyến B Sai số chuẩn Beta Hê ̣ số Tolerance Hê ̣ số VIF 1 (Constant) ,752 ,167 4,501 ,000 X3_QTPV ,160 ,035 ,172 4,516 ,000 ,638 1,568 X2_NV ,053 ,016 ,108 3,224 ,001 ,823 1,215 X1_SP ,083 ,028 ,091 2,963 ,003 ,982 1,019 X4_VS ,550 ,026 ,767 21,495 ,000 ,729 1,372 X5_CSVCA ,056 ,019 ,089 2,884 ,004 ,976 1,025

(Nguồn: Phân tích 2017)

Kết quả cho thấy, mô hình hồi qui còn lại 5 biến đạt mức ý nghĩa 0.05 (có mức ý nghĩa < 0.05) đó là các biến “Khả năng đáp ứng sản phẩm ”, “Nhân viên”, “Quy

trình phu ̣c vu ̣”, “Vê ̣ sinh”, “Cơ sở vâ ̣t chất A”. Với hệ số R2 hiệu chỉnh bằng ,769 có ý nghĩa là 76,9% biến thiên của biến phụ thuộc “Đánh giá chung về chất lượng di ̣ch vu ̣” được giải thích bởi 5 biến quan sát trên, còn lại là do tác động của các yếu tố khác ngoài mô hình. R2 hiệu chỉnh của mô hình nghiên cứu tương đối cao có nghĩa là khả năng giải thích của các biến độc lập đối với sự biến thiên của biến phụ thuộc là khá cao.

Bảng 2.17: Phân tích phương sai ANOVA cho mô hình hồi quy

Mô hình Tổng bình phương Df Trung bình bình phương F Sig. Hồi quy 40,102 5 8,020 166,577 ,000b Số dư 11,748 244 ,048 Tổng 51,851 249

(Nguồn: Phân tích 2017)

Kiểm định ANOVA được sử dụng để kiểm định mức độ phù hợp của mô hình hồi quy tương quan, tức là có hay không mối quan hệ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. Kết quả phân tích ANOVA ở bảng 2.18 cho thấy giá trị Sig. = ,000 < 0.05, do đó đủ bằng chứng thống kê để bác bỏ giả thiết H0, nghĩa là tồn tại mối quan hệ tuyến tính giữa biến Y – Đánh giá chung về chất lượng di ̣ch vu ̣ với ít nhất một trong các biến độc lập.

Kết quả hồi quy cho thấy tất cả các giá trị Sig. của các biến trong mô hình đều nhỏ hơn mức ý nghĩa α = 0.05 nên các hê ̣ số của biến này đều có ý nghĩa thống kê. Do đó mô hình hồi quy tổng quát được viết lại như sau:

Y = 0,752 + 0,083*X1+ 0,053*X2 + 0,160* X3 + 0,550*X4 + 0,056*X5 +ei

Trong đó:

Y: Đánh giá chung về chất lượng di ̣ch vu ̣ X1: Khả năng đáp ứng sản phẩm

X2: Nhân viên

X3: Qui trình phu ̣c vu ̣ X4: Vê ̣ sinh

X5: Cơ sở vâ ̣t chất A

trình bày ở phần trên nhưng khi đưa vào hồi quy thì chỉ còn 5 nhân tố xuất hiện trong phương trình hồi quy có tác động tới biến phụ thuộc “Đánh giá chung về chất lượng di ̣ch vụ” và biến đã bị loại đi là “Cơ sở vật chất B”. Cho thấy khách hàng tham gia điều tra, họ chưa thật sự quan tâm đến các yếu tố này và cho rằng những yếu tố này chưa thực sự tác động gì tới kết quả đánh giá chung về chất lượng di ̣ch vu ̣ của ho ̣. Thông qua các hệ số beta trong mô hình hồi quy, ta biết được mức độ quan trọng của các nhân tố tham gia vào phương trình. Mặt khác, các hệ số beta đều có giá trị dương chứng tỏ các biến độc lập đều có tác động cùng chiều đến biến phụ thuộc. Cụ thể:

Quan tro ̣ng nhất: Yếu tố “Vê ̣ sinh”, có hê ̣ số Beta chuẩn hóa là (+0,550). Điều này có nghĩa là càng cải thiê ̣n tốt về vê ̣ sinh càng đáp ứng tốt về chất lượng di ̣ch vu ̣, tăng số lượng khách hàng do khách hàng đánh giá vê ̣ sinh là nhân tố quan tro ̣ng nhất. Vê ̣ sinh ở đây liên quan đến cả thực phẩm và cả du ̣ng cu ̣ ăn phu ̣c vu ̣ khách hàng. Dấu dương của hệ số beta có ý nghĩa là mối quan hệ giữa yếu tố “Vê ̣ sinh” và “Đánh giá chung về chất lượng di ̣ch vu ̣” là mối quan hệ cùng chiều. Nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác tác động đến đánh giá chung về CLDV không đổi, thì khi yếu tố “Vê ̣ sinh” tăng lên 1 đơn vị sẽ tác động đến đánh giá chung về CLDV tăng thêm 0,550 đơn vị và ngược lại.

Quan trọng thứ hai: Yếu tố “Quy trình phu ̣c vu ̣” có hê ̣ số Beta chuẩn hóa là (+0,160) có ảnh hưởng vô cùng lớn đến chất lượng di ̣ch vu ̣ của nhà hàng. Quy trình phu ̣c vu ̣ ở đây được đề câ ̣p đến là thời gian phu ̣c vu ̣ thức ăn và nước uống; qui trình set up và do ̣n de ̣p bàn ăn. Quy trình phu ̣c vu ̣ càng tốt, càng chă ̣t chẽ thì càng mang đến cảm nhâ ̣n tốt với khách hàng. Dấu dương của hệ số beta có ý nghĩa là mối quan hệ giữa yếu tố “Quy trình phu ̣c vu ̣” và “Đánh giá chung về chất lượng di ̣ch vu ̣” là mối quan hệ cùng chiều. Nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác tác động đến đánh giá chung về CLDV không đổi, thì khi yếu tố “Quy trình phu ̣c vu ̣” tăng lên 1 đơn vị sẽ tác động đến đánh giá chung về CLDV tăng thêm 0,160 đơn vị và ngược lại.

Quan tro ̣ng thứ ba: “Khả năng đáp ứng sản phẩm” với hê ̣ số Beta là (+0,083). Khả năng đáp ứng sản phẩm được đề câ ̣p đến là số lượng món ăn, nước uống của nhà hàng; Cách trang trí món ăn và khẩu vi ̣ món ăn, đồng thời món ăn luôn được thêm trên quầy buffet cho khách. Dấu dương của hệ số beta có ý nghĩa là mối quan hệ giữa yếu tố “Khả năng đáp ứng sản phẩm” và “Đánh giá chung về chất lượng

di ̣ch vu ̣” là mối quan hệ cùng chiều. Nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác tác động đến đánh giá chung về CLDV không đổi, thì khi yếu tố “Khả năng đáp ứng sản phẩm” tăng lên 1 đơn vị sẽ tác động đến đánh giá chung về CLDV tăng thêm 0,083 đơn vị và ngược lại.

Quan tro ̣ng thứ tư: Yếu tố “Cơ sở vâ ̣t chất A”, hê ̣ số Beta chuẩn hóa là (+0,056). Sự hài lòng của khách hàng gắn liền với các yếu tố về cơ sở vâ ̣t chất. Do yếu tố “Cơ sở vâ ̣t chất B” đã bi ̣ loa ̣i nên yếu tố cơ sở vâ ̣t chất ảnh hưởng đến chỉ còn các yếu tố như nhiê ̣t đô ̣ phòng ăn mát, bàn ghế chắc chắn, hê ̣ thống thang máy hiê ̣n đa ̣i hay nhà vê ̣ sinh cho khách sa ̣ch sẽ. Dấu dương của hệ số beta có ý nghĩa là mối quan hệ giữa yếu tố “Cơ sở vâ ̣t chất A” và “Đánh giá chung về chất lượng di ̣ch vu ̣” là mối quan hệ cùng chiều. Nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác tác động đến đánh giá chung về CLDV không đổi, thì khi yếu tố “Cơ sở vâ ̣t chất A” tăng lên 1 đơn vị sẽ tác động đến đánh giá chung về CLDV tăng thêm 0,056 đơn vị và ngược lại.

Cuối cùng, nhân tố ảnh hưởng đến đánh giá chất lượng di ̣ch vu ̣ của khách hàng là yếu tố “Nhân viên” với hê ̣ số Beta chuẩn hóa là (+0,053). Do hình thức là mô ̣t nhà hàng buffet nên khách hàng đa số tự phu ̣c vu ̣ nhiều nhưng yếu tố nhân viên cũng là mô ̣t yếu tố vô cùng quan tro ̣ng để góp phần hoàn thiê ̣n hơn về chất lượng di ̣ch vu ̣. Yếu tố nhân viên ở đây là đồng phu ̣c nhân viên, thái đô ̣, kỹ năng, phong cách phu ̣c vu ̣, trình đô ̣ ngoa ̣i ngữ hay cách giải quyết vấn đề của nhân viên khi khách than phiền. Dấu dương của hệ số beta có ý nghĩa là mối quan hệ giữa yếu tố “Nhân viên” và “Đánh giá chung về chất lượng di ̣ch vu ̣” là mối quan hệ cùng chiều. Nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác tác động đến đánh giá chung về CLDV không đổi, thì khi yếu tố “Nhân viên” tăng lên 1 đơn vị sẽ tác động đến đánh giá chung về CLDV tăng thêm 0,053 đơn vị và ngược lại.