... 3 .1 Phƣơng pháp nghiên cứu
4.4 Kết quả đánh giá độ giá trị của thang đo EFA
4.4.1 Phân tích các nhân tố chất lƣợng dịch vụ tác động đến sự hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ spa trị liệu tại công ty
Khi có kết quả đánh giá kiểm tra về độ tin cậy của các thành phần bằng hệ số Cronbach‟s Alpha, tác giả tiếp tục đánh giá về giá trị của thang đo bằng phân tích nhân tố khám phá EFA với 5 nhân tố của chất lƣợng có ảnh hƣởng đến hài lịng của dịch vụ spa trị liệu, từ đó tác giả đƣa 24 biến đạt yêu cầu để thực hiện phân tích nhân tố khám phá EFA. Phân tích EFA sẽ giúp trong việc rút gọn các biến để vệc hồi quy, kiểm định mơ hình thuận tiện hơn. Và việc này sẽ thực hiện thông qua các tiêu chí sau:
KMO (Kaiser-Meyer-Olkin): phép đo sự tƣơng quan qua lại giữa các biến và sự phù hợp để phân tích nhân tố. Trị số KMO lớn (từ 0.5 đến 1) là đủ điều kiện phân
Kiểm định Barlett: mục đích là kiểm định các biến khơng tƣơng quan bằng cách dùng các giả thuyết. Để điều kiện cần để áp dụng phân tích nhân tố các biến phải có tƣơng quan với nhau. Vì vậy, về mặt thống kê sẽ có ý nghĩa cho kiểm định (sig<0.05).
Eigenvalue: chính là tổng bình phƣơng các trọng số của các biến trên một cột nhân tố. Nhân tố này đại diện biến động đƣợc giải thích bởi 1 nhân tố và giá trị đƣợc chọn phải >1.
Phân tích EFA lần 1:
Hệ số KMO dùng để kiểm định sự phù hợp của mơ hình nghiên cứu. Theo kết quả ở (bảng 7A, phụ lục 05) chỉ số 0.5 < KMO = 0.818 <1 thì hệ số KMO đạt 0.818 (thỏa điều kiện 0.5 < KMO < 1) nên phân tích nhân tố (EFA) phù hợp với dữ liệu.
Kiểm định Bartlett's Test (bảng 7A, phụ lục 05) có Sig = 0.000 < 0.05 điều này cho thấy rõ các nhân tố có tƣơng quan đến các biến quan sát.
Phƣơng sai trích đạt 68.687% (thỏa điều kiện >50%) thể hiện rằng 68.687% các biến quan sát thay đổi thì các nhân tố cũng thay đổi và hệ số Eigenvalue của tất cả các nhân tố đều lớn hơn 1, do vậy các thang đo của các nhân tố rút trích ra chấp nhận đƣợc. (Kết quả chi tiết xem bảng 7B, phụ lục 05).
Tiếp theo quan sát ma trận xoay (bảng 7C, phụ lục 05) để kiểm tra sự phân biệt của các biến, ta thấy biến HH2 do không đảm bảo giá trị phân biệt (thuộc về nhân tố này phải phân biệt với nhân tố khác) do có hệ số tƣơng đối cân bằng tại một số nhân tố và không thể hiện rõ mối quan hệ rõ ràng với nhân tố nào. Vì vậy, ta thực hiện loại bỏ biến HH2 và tiếp tục sử dụng các biến còn lại để phân tích EFA lần 2. (Kết quả chi tiết xem bảng 7C, phụ lục 05).
Phân tích EFA lần 2:
Hệ số KMO dùng để kiểm định sự phù hợp của mơ hình nghiên cứu. Theo kết quả ở (bảng 8A, phụ lục 05) chỉ số 0.5 < KMO = 0.824 <1 thì hệ số KMO đạt
0.824 (thỏa điều kiện 0.5 < KMO < 1) nên phân tích nhân tố (EFA) phù hợp với dữ liệu.
Kiểm định Bartlett's Test (bảng 8A, phụ lục 05) có Sig = 0.000 < 0.05 điều này cho thấy rõ các nhân tố có tƣơng quan đến các biến quan sát.
Phƣơng sai trích đạt 69.253% (thỏa điều kiện >50%) thể hiện rằng 69.253% các biến quan sát thay đổi thì các nhân tố cũng thay đổi và hệ số Eigenvalue của tất cả các nhân tố đều lớn hơn 1, do vậy các thang đo của các nhân tố rút trích ra chấp nhận đƣợc. (Kết quả chi tiết xem bảng 8B, phụ lục 05).
Tiếp theo quan sát ma trận xoay (bảng 8C, phụ lục 05) để kiểm tra sự phân biệt của các biến, ta thấy biến HH10 do không đảm bảo giá trị phân biệt (thuộc về nhân tố này phải phân biệt với nhân tố khác) do có hệ số tƣơng đối cân bằng tại một số nhân tố và không thể hiện rõ mối quan hệ rõ ràng với nhân tố nào. Vì vậy, ta thực hiện loại bỏ biến HH10 và tiếp tục sử dụng các biến còn lại để phân tích EFA lần 3. (Kết quả chi tiết xem bảng 8C, phụ lục 05).
Phân tích EFA lần 3:
Hệ số KMO dùng để kiểm định sự phù hợp của mơ hình nghiên cứu. Theo kết quả ở (bảng 9A, phụ lục 05) chỉ số 0.5 < KMO = 0.814 <1 thì hệ số KMO đạt 0.814 (thỏa điều kiện 0.5 < KMO < 1) nên phân tích nhân tố (EFA) phù hợp với dữ liệu.
Kiểm định Bartlett's Test (bảng 9A, phụ lục 05) có Sig = 0.000 < 0.05 điều này cho thấy rõ các nhân tố có tƣơng quan đến các biến quan sát.
Phƣơng sai trích đạt 70.994% (thỏa điều kiện >50%) thể hiện rằng 70.994% các biến quan sát thay đổi thì các nhân tố cũng thay đổi và hệ số Eigenvalue của tất cả các nhân tố đều lớn hơn 1, do vậy các thang đo của các nhân tố rút trích ra chấp nhận đƣợc. (Kết quả chi tiết xem bảng 9B, phụ lục 05).
Tiếp theo quan sát ma trận xoay (bảng 9C, phụ lục 05) để kiểm tra sự phân biệt của các biến, ta thấy giá trị phân biệt của các biến rõ ràng. Do vậy các thang đo của các biến chấp nhận đƣợc.
Bảng 4.5 Ma trận xoay nhân tố lần 3 có điều chỉnh
Mã hóa biến quan sát
Nhân tố 1 2 3 4 5 HH6 HH3 HH4 HH7 HH9 HH1 HH8 HH5 .903 .893 .878 .873 .872 .786 .669 .601 TC4 TC1 TC3 TC2 .817 .793 .781 .682 DC1 DC2 DC3 .819 .805 .767 KNDU1 KNDU2 .844 .836 NLPV2 NLPV1 .843 .818 Eigenvalues 6.410 3.177 1.647 1.221 1.034 Phƣơng sai trích (%) 33.738 16.721 8.670 6.425 5.440 (Nguồn tổng hợp từ SPSS)
Kết quả tại bảng 4.5 cho thấy hệ số tải nhân tố đều lớn hơn 0.5 (Kết quả chi tiết xem bảng 9C phụ lục 05)
4.4.2 Phân tích nhân tố hài lòng khách hàng đối với chất lƣợng dịch vụ spa trị liệu tại công ty
Thang đo hồn thiện về sự hài lịng gồm có ba biến quan sát. Sau khi đạt độ tin cậy qua bƣớc phân tích Cronbach‟s Alpha, để đảm bảo độ giá trị và độ kết dính của các biến quan sát trong thang đo về sự hài lòng đối với chất lƣợng dịch vụ tác giả cũng tiến hành phân tích nhân tố EFA đối với thang đo này. Mong đợi của tác giả là các biến quan sát sẽ gom nhóm tạo thành một nhân tố có Eigenvalues > 1 (Bảng 4.6). Điều đó có nghĩa là ba yếu tố đo lƣờng về sự hài lòng đối với chất lƣợng dịch vụ có độ kết dính cao.
Sau khi tác giả phân tích EFA, khơng có biến quan sát nào về sự hài lịng bị loại và ba biến hài lịng đó đƣợc nhóm thành một nhân tố. Hệ số KMO = 0.636 > 0.5, kiểm định Barlett‟s có mức ý nghĩa là Sig = 0,000 < 0,05, phƣơng sai trích gần bằng 59.813 % > 50%, các biến quan sát đều có hệ số tải nhân tố > 0.5 là đạt yêu cầu về độ giá trị thang đo. (Kết quả chi tiết xem bảng 10C, phục lục 05).
Bảng 4.6 Kết quả phân tích thang đo sự hài lịng của khách hàng đối với chất lƣợng dịch vụ Spa trị liệu tại công ty
Biến quan sát Nhân tố
HL3 .827 HL1 .758 HL2 .732 Eigenvalues 1.794 Phƣơng sai trích (%) 59.813 (Nguồn tổng hợp từ SPSS)
4.5 Kiểm định mơ hình và giả thuyết nghiên cứu 4.5.1 Phân tích tƣơng quan
Hệ số tƣơng quan (r) là một chỉ số thống kê để đo lƣờng mối liên hệ tƣơng quan giữa hai hay nhiều biến số. Pearson là phân tích tƣơng quan đƣợc sử dụng để kiểm tra mối liên hệ tuyến tính giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc, từ kết quả phân
tích để xem xét, nếu biến độc lập khơng có tƣơng quan với biến phụ thuộc thì sẽ tiến hành loại biến độc lập này khi chạy mơ hình hồi quy và ngƣợc lại. Nếu các biến độc lập có tƣơng quan chặt chẽ với nhau thì chúng ta sẽ có hiện tƣợng đa cộng tuyến trong phân tích hồi quy.
Kết quả bảng 4.7 cho thấy ma trận của hệ số tƣơng quan thì các biến tƣơng quan đều có ý nghĩa, hệ số Sig.<0.05. Kết quả cho thấy giá trị Sig của các biến TC, NLPV, DC, KNDU, HH đều có <0.05 nên các biến độc lập này đều có tác động đến hài lòng về dịch vụ của khách hàng. Nên chính vì thế, sự đảm bảo có tƣơng quan cao nhất với sự hài lịng (0.402). Vì vậy, ta có đƣa ra kết luận 5 biến độc lập của chất lƣợng sẽ đƣợc đƣa vào giải thích cho một biến phụ sự hài lòng về dịch vụ của khách hàng.
Bảng 4.7 Ma trận tƣơng quan giữa các biến
Sự tin cậy Năng lực phục vụ Sự đồng cảm Khả năng đáp ứng Phƣơng tiện hữu hình Sự hài lịng Sự tin cậy 1 Năng lực phục vụ .279 1 Sự đồng cảm .386 .402 1 Khả năng đáp ứng .246 .330 .327 1
Phƣơng tiện hữu
hình .190 .287 .293 .129 1
Sự hài lòng .502 .512 .475 .479 .346 1 Ghi chú: N = 177, Sig. < 0.05
(Nguồn tổng hợp từ SPSS)
4.5.2 Phân tích hồi quy
Phân tích hồi quy đƣợc thực hiện với 5 biến độc lập của chất lƣợng bao gồm: sự tin cậy (TC), năng lực phục vụ (NLPV), sự đồng cảm (DC), khả năng đáp ứng
(KNDU), phƣơng tiện hữu hình (HH) và biến phụ thuộc là sự hài lòng về dịch vụ của khách hàng (HL).
HL = ß0 + ß1*TC + ß2*NLPV + ß3*DC + ß4*KNDU + ß5*HH + ε
Trong đó:
HL: biến phụ thuộc: sự hài lòng chất lƣợng dịch vụ của khách hàng Các biến độc lập của chất lƣợng: TC, NLPV, DC, KNDU, HH ßk: hệ số hồi quy riêng phần (k = 0…5)
ε: sai số
Bảng 4.8 phân tích hồi quy sau khi đã đƣợc thống kê mơ tả của các biến nhƣ sau:
Bảng 4.8 Thống kê mô tả các biến phân tích hồi quy
Kích thƣớc mẫu Trung bình Độ lệch chuẩn Sự tin cậy 177 3.74 .721 Năng lực phục vụ 177 3.79 .818 Sự đồng cảm 177 4.03 .637 Khả năng đáp ứng 177 3.69 .782 Phƣơng tiện hữu hình 177 3.73 .672
Sự hài lòng 177 3.81 .533
(Nguồn tổng hợp từ SPSS)
Tác giả có thể thấy đƣợc, khi quan sát thành phần của các biến độc lập thì tác giả sẽ tính đƣợc giá trị trung bình của các biến độc lập đó. Ba biến quan sát về sự hài lịng sẽ tính đƣợc giá trị trung bình của biến phụ thuộc đó. Phân tích đƣợc thực hiện bằng phƣơng pháp Enter. Phần mềm SPSS xử lý tất cả các biến đƣợc đƣa vào cùng một lần để thấy rõ hơn biến nào đƣợc chấp nhận.
Kết quả phân tích hồi quy nhƣ sau:
nghĩa là có khoảng 49.8% phƣơng sai của biến phụ thuộc là sự hài lòng về dịch vụ của khách hàng đƣợc giải thích bởi 5 biến độc lập là sự tin cậy, năng lực phục vụ, sự đồng cảm, khả năng đáp ứng, phƣơng tiện hữu hình. Cịn lại 50.2 % biến hài lòng dịch vụ của khách hàng đƣợc giải thích thêm bằng các yếu tố khác.
Bảng 4.9 Bảng kết quả phân tích hồi quy
Mơ hình R R
2
R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn dự đoán
.716a .512 .498 .377 a. Predictors: (Constant), Phuong tien huu hinh, Kha nang dap ung, Su tin cay, Nang luc phuc vu, Su dong cam
b. Dependent Variable: Su hai long
(Nguồn tổng hợp từ SPSS)
Dựa vào bảng 4.10 – ANOVA phân tích, cho chúng ta thấy giá trị Sig. rất nhỏ, Sig. = 0.000 < 0.05. Vì vậy, mơ hình hồi quy là phù hợp với bộ dữ liệu thu thập và có thể sử dụng đƣợc.
Bảng 4.10 Phân tích phƣơng sai (hồi quy) ANOVAa Mơ hình Tổng các bình phƣơng Df Bình phƣơng trung bình F Sig. Regression Residual Total 25.595 5 5.119 35.930 .000b 24.363 171 .142 49.959 176 a. Dependent Variable: Su hai long
Bảng 4.11 Kết quả các trọng số hồi quy
Mơ hình
Trọng số hồi quy chƣa chuẩn
hóa
Trọng số hồi quy
chuẩn hóa T Sig.
Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Dung sai VIF (Constant) Sự tin cậy Năng lực phục vụ Sự đồng cảm Khả năng đáp ứng Phƣơng tiện hữu hình .854 .236 3.616 .000 .213 .044 .288 4.888 .000 .820 1.220 .161 .040 .248 4.038 .000 .757 1.321 .113 .053 .135 2.125 .035 .709 1.410 .179 .040 .263 4.507 .000 .836 1.196 .116 .045 .147 2.572 .011 .877 1.141 (Nguồn tổng hợp từ SPSS)
Dựa vào bảng 4.11, nếu sig. < 0.05 tƣơng đƣơng với độ tin cậy 95% và |t| > 2 thì nhân tố đó đƣợc chấp nhận, có nghĩa là nó có sự tác động đến biến hài lịng về mặt dịch vụ của khách hàng. Kết quả hồi quy cho thấy có 5 biến sự tin cậy (TC), năng lực phục vụ (NLPV), sự đồng cảm (DC), sự khả năng đáp ứng (KNDU), phƣơng tiện hữu hình (HH). Đa số những trọng số hồi quy đều có giá trị dƣơng điều đó có nghĩa là có sự tác động cùng chiều của các nhân tố với nhau hay nó tác động tích cực ảnh hƣởng đến sự hài lòng chất lƣợng dịch vụ của khách hàng tại Công ty Đông Phƣơng Cổ Truyền.
Trọng số hồi quy đƣợc thể hiện dƣới hai dạng cho thấy: (1) chƣa chuẩn hóa và (2) chuẩn hóa. Tác giả khơng lấy hệ số hồi quy chƣa chuẩn hóa để so sánh mức độ ảnh hƣởng của các biến độc lập vào biến phụ thuộc trong cùng một mơ hình đƣợc vì giá trị của nó phụ thuộc vào thang đo. Trọng số hồi quy chuẩn hóa (beta, ký hiệu β) là trọng số chúng ta đã chuẩn hóa các biến. Vì vậy dùng để so sánh mức độ ảnh hƣởng của các biến phụ thuộc vào biến độc lập, chúng ta nên dùng trọng số hồi
quy chuẩn hóa. Biến độc lập nào có trọng số này càng lớn có nghĩa là biến đó có tác động mạnh vào biến phụ thuộc.
Vì thế, phƣơng trình hồi quy tuyến tính đƣợc thể hiện mức độ tác động của các nhân tố giảm dần nhƣ sau:
HL = 0.288*TC + 0.263*KNDU + 0.248*NLPV + 0.147*HH + 0.135*DC
Trong đó:
HL: biến phụ thuộc: sự hài lịng về dịch vụ của khách hàng tại cơng ty. Các biến độc lập: TC, KNDU, NLPV, HH, DC.
Cho thấy kết quả là 05 biến ảnh hƣởng đến sự hài lòng chất lƣợng dịch vụ của khách hàng tại cơng ty có hệ số ß đều dƣơng nên tất cả 05 nhân tố chất lƣợng trong bài đều ảnh hƣởng cùng chiều đến sự hài lòng về dịch vụ của khách hàng tại cơng ty. Trong đó, biến hài lịng sẽ bị chịu ảnh hƣởng lớn nhất bởi nhân tố sự tin cậy của khách hàng đối với cơng ty (ß = 0.288). Những phần phân tích trên sẽ là một phần tiền đề quan trọng cho việc tác giả hoặc quản lý công ty đƣa ra đƣợc những hàm ý về mặt quản trị trong những gói dịch vụ spa trị liệu này.
4.6 Bàn luận kết quả khảo sát
Đây chính là một nghiên cứu chính về các nhân tố của chất lƣợng có ảnh hƣởng đến sự hài lịng về dịch vụ spa trị liệu tại cơng ty Đông Phƣơng Cổ Truyền. Tác giả dựa vào kết quả tại bảng 4.11 đã chuẩn hóa của trọng số hồi quy, để tác giả đƣa ra các bàn luận đối với các kết quả nghiên cứu đã đạt đƣợc nhƣ sau:
- Đối với biến sự tin cậy (TC) có trọng số hồi quy chuẩn hóa là 0.288, có tác động cùng chiều dƣơng (+) khá mạnh nhất đối với biến hài lòng (HL) về dịch vụ spa trị liệu tại công ty. Cho thấy đƣợc ý nghĩa là với điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi nhân tố sự tin cậy (TC) tăng thêm 1 đơn vị thì kết quả tác động đến sự hài lòng (HL) khách hàng sẽ tăng thêm 0.288 đơn vị.
- Đối với biến khả năng đáp ứng (KNDU) có trọng số hồi quy chuẩn hóa là 0.263, có tác động cùng chiều dƣơng (+) khá mạnh nhất đối với biến hài lòng (HL)
về dịch vụ spa trị liệu tại công ty. Cho thấy đƣợc ý nghĩa là với điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi nhân tố khả năng đáp ứng (KNDU) tăng thêm 1 đơn vị thì kết quả tác động đến sự hài lòng (HL) khách hàng sẽ tăng thêm 0.263 đơn vị.
- Đối với biến năng lực phục vụ (NLPV) có trọng số hồi quy chuẩn hóa là 0.248, có tác động cùng chiều dƣơng (+) rất mạnh nhất đối với biến hài lòng (HL) về dịch vụ spa trị liệu tại công ty. Cho thấy đƣợc ý nghĩa là với điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi nhân tố năng lực phục vụ (NLPV) tăng thêm 1 đơn vị thì kết quả tác động đến sự hài lòng (HL) khách hàng sẽ tăng thêm 0.248 đơn vị.
- Đối với biến phƣơng tiện hữu hình (HH) có trọng số hồi quy chuẩn hóa là 0.147, có tác động cùng chiều dƣơng (+) rất mạnh nhất đối với biến hài lòng (HL) về dịch vụ spa trị liệu tại công ty. Cho thấy đƣợc ý nghĩa là với điều kiện các nhân tố khác khơng đổi, khi nhân tố phƣơng tiện hữu hình (HH) tăng thêm 1 đơn vị thì kết quả tác động đến sự hài lòng (HL) khách hàng sẽ tăng thêm 0.147 đơn vị.
- Đối với biến sự đồng cảm (DB) có trọng số hồi quy chuẩn hóa là 0.135, có tác động cùng chiều dƣơng (+) mạnh nhất đối với biến hài lịng (HL) về dịch vụ spa trị liệu tại cơng ty. Cho thấy đƣợc ý nghĩa là với điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi nhân tố sự đồng cảm (DB) tăng thêm 1 đơn vị thì kết quả tác động đến sự