Hệ số hồi quy Hệ số hồi quy
chưa chuẩn hóa chuẩn hóa t Sig.
Thống kê cộng tuyến
Beta S.E Beta Dung sai VIF
(Hằng số) -1.593 .387 -4.120 .000
Cảm nhận giá điện .148 .044 .142 3.332 .001 .920 1.087
Tiếp thu ý kiến khách .065 .041 .067 1.609 .109 .953 1.049
hàng
Thời gian cung cấp .119 .042 .120 2.847 .005 .941 1.063
điện
Dịch vụ thu tiền điện .384 .046 .400 8.422 .000 .735 1.361
Thái độ phục vụ Cung cấp thông tin
.484 .173 .049 .047 .439 .172 9.970 3.705 .000 .000 .857 .770 1.167 1.298 khách hàng
a. Biến phụ thuộc Sự hài lòng đối với chất lượng dịch vụ cung cấp điện
Nguồn Khảo sát và tính tốn của tác giả (2018).
Hệ số phóng đại phương sai (VIF) đều nhỏ hơn giá trị tới hạn 5 chứng tỏ khơng có hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình nghiên cứu (bảng 4.18).
Hình 4.1 cho thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đường đi qua tung độ bằng 0. Vậy giả thuyết về liên hệ tuyến tính khơng bị vi phạm.
Hình 4.2 về giả định phân phối chuẩn của phần dư với biểu đồ Histogram cho thấy phần dư có phân phối chuẩn với giá trị trung bình gần bằng 0 và độ lệnh chuẩn gần bằng 1.
Hình 4.4 Đồ thị Histogram
Hình 4.3 với biểu đồ P-P plot cho thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng, nên ta có thể kết luận là giả thuyết phân phối chuẩn khơng bị vi phạm.
Giả định tiếp theo về tính độc lập của phần dư cũng cần được kiểm định. Đại lượng thống kê Durbin – Watson với số mẫu quan sát bằng 210 và số biến độc lập là 06, đại lượng d = 1,927 (Bảng 4.19) rơi vào miền chấp nhận giả thuyết khơng có tương quan chuỗi bậc nhất. Như vậy ta có thể kết luận các phần dư là độc lập với nhau.
Tóm lại, qua các kiểm định nêu trên, mơ hình hồi quy tuyến tính được xây
dựng theo phương trình hồi quy khơng vi phạm các giả định cần thiết nên có thể kết luận mơ hình hồi quy tốt và khơng có các khuyết tật. Từ đó, các kết luận và các hàm ý quản trị có được từ mơ hình này đảm bảo độ tin cậy cần thiết trong lý thuyết và thực tiễn.
4.4.3 Thảo luận kết quả kiểm định hồi quy
4.5.3.1 Giả thuyết H1 Thái độ phục vụ tác động dương đến sự hài lòng củakhách hàng sử dụng điện. khách hàng sử dụng điện.
Nhân tố Thái độ phục vụ có hệ số beta = 0,262, giá trị t = 4,076 với mức ý nghĩa = 0,000 nên giả thuyết này được chấp nhận.
Qua kết quả kiểm định hồi quy, có thể kết luận rằng yếu tố Thái độ phục vụ tác động dương đến Sự hài lòng của khách hàng sử dụng điện đối với chất lượng dịch vụ tại Công ty TNHH MTV Điện lực Đồng Nai. Kết quả nghiên cứu này tương đồng với các nghiên cứu trước như Đặng Thị Lan Hương (2012), Lê Phú Hoài Nghĩa (2013), Nguyễn Thới Dõng (2014), Trần Quốc Việt (2014), Ngô Thế Tuyển, Ninh Xuân Trung, và Ngô Thị Thuận (2017).
4.5.3.2 Giả thuyết H2 Cảm nhận giá điện tác động dương đến sự hài lòngcủa khách hàng sử dụng điện. của khách hàng sử dụng điện.
Yếu tố Cảm nhận giá điện có hệ số beta = 0,494, giá trị t =8,376 với mức ý nghĩa = 0,000 nên giả thuyết này được chấp nhận.
Qua kết quả kiểm định hồi quy, có thể kết luận yếu tố Cảm nhận giá điện tác động dương đến Sự hài lòng của khách hàng sử dụng điện đối với chất lượng dịch vụ tại Công ty TNHH MTV Điện lực Đồng Nai. Kết quả nghiên cứu này tương đồng với kết quả của Trần Quốc Việt (2014).
4.5.3.3 Giả thuyết H3 Tiếp thu ý kiến khách hàng tác động dương đến sự hàilòng của khách hàng sử dụng điện. lòng của khách hàng sử dụng điện.
Nhân tố Tiếp thu ý kiến khách hàng có hệ số beta = 0,080, giá trị t = 1,283 với mức ý nghĩa = 0,201 nên giả thuyết này chưa được chấp nhận.
4.5.3.4 Giả thuyết H4 Cung cấp thông tin đến khách hàng tác động dươngđến sự hài lòng của khách hàng sử dụng điện. đến sự hài lòng của khách hàng sử dụng điện.
Nhân tố Cung cấp thơng tin đến khách hàng có hệ số beta = 0,123, giá trị t = 2,289 với mức ý nghĩa = 0,023 nên giả thuyết này được chấp nhận.
Qua kết quả kiểm định hồi quy, có thể kết luận yếu tố Cung cấp thông tin đến khách hàng tác động dương đến Sự hài lòng của khách hàng sử dụng điện đối với chất lượng dịch vụ tại Công ty TNHH MTV Điện lực Đồng Nai. Kết quả nghiên cứu này tương đồng với kết quả của Ngô Thế Tuyển, Ninh Xuân Trung, và Ngô Thị Thuận (2017).
4.5.3.5 Giả thuyết H5 Dich vụ thanh tốn tiền điện tác động dương đến sự hài lịng của khách hàng sử dụng điện.
Nhân tố Dịch vụ thanh tốn tiền điện có hệ số beta = 0,161, giá trị t = 2,666 với mức ý nghĩa = 0,008 nên giả thuyết này được chấp nhận.
Qua kết quả kiểm định hồi quy, có thể kết luận yếu tố Dịch vụ thanh tốn tiền điện tác động dương đến Sự hài lịng của khách hàng sử dụng điện đối với chất lượng dịch vụ tại Công ty TNHH MTV Điện lực Đồng Nai. Kết quả nghiên cứu này tương đồng với kết quả của Đặng Thị Lan Hương (2012), Lê Phú Hoài Nghĩa (2013), Nguyễn Thới Dõng (2014), Trần Quốc Việt (2014).
4.5.3.6 Giả thuyết H6 Thời gian cung cấp điện tác động dương đến sự hàilòng của khách hàng sử dụng điện. lòng của khách hàng sử dụng điện.
Nhân tố Thời gian cung cấp điện có hệ số beta = 0,163, giá trị t = 2,945 với mức ý nghĩa = 0,004 nên giả thuyết này được chấp nhận.
Qua kết quả kiểm định hồi quy, có thể kết luận yếu tố Sự hài lòng của khách hàng sử dụng điện đối với chất lượng dịch vụ tại Công ty TNHH MTV Điện lực Đồng Nai. Kết quả nghiên cứu này tương đồng với kết quả của Đặng Thị Lan Hương (2012), Lê Phú Hoài Nghĩa (2013), Nguyễn Thới Dõng (2014), Trần Quốc Việt (2014), Ngô Thế Tuyển, Ninh Xuân Trung, và Ngô Thị Thuận (2017).
4.5 Tác động của các yếu tố nhân khẩu học đến Sự hài lòng của khách hàngsử dụng điện đối với chất lượng dịch vụ tại Công ty TNHH MTV Điện lực sử dụng điện đối với chất lượng dịch vụ tại Công ty TNHH MTV Điện lực Đồng Nai.
4.5.1 Tác động của yếu tố giới tính đến Sự hài lòng của khách hàng sử dụng điện đối với chất lượng dịch vụ tại Công ty TNHH MTV Điện lực Đồng Nai.
Kiểm định t-test cho thấy yếu tố giới tính khơng có ảnh hưởng đến Sự hài lịng của khách hàng sử dụng điện đối với chất lượng dịch vụ tại Cơng ty TNHH MTV Điện lực Đồng Nai. Hay khơng có sự khác biệt về Sự hài lịng của khách hàng sử dụng điện đối với chất lượng dịch vụ tại Công ty TNHH MTV Điện lực Đồng Nai giữa khách hàng nam và nữ.