Tương quan Đa cộng tuyến B Độ lệch chuẩn β chuẩn
hóa Cor Partial Part T VIF 1 (Constant) -.029 .244 -.119 .906 DAP_UNG .111 .062 .103 1.797 .074 .371 .114 .081 .611 1.636 NANG_LUC .171 .061 .144 2.784 .006 .442 .175 .125 .750 1.334 CHAT_LUONG .159 .071 .126 2.233 .026 .467 .142 .100 .634 1.577 QUAN_TAM .036 .060 .036 .597 .551 .390 .038 .027 .552 1.813 KHONG_GIAN .548 .059 .499 9.309 .000 .665 .512 .418 .702 1.425 Biến phụ thuộc: HAI_LONG
Nguồn: Kết quả phân tích hồi qui bằng SPSS của tác giả, phương pháp Enter
Kết quả của bảng trọng số hồi qui cho thấy các biến NANG_LUC, CHAT_LUONG và KHONG_GIAN thực sự ảnh hưởng đến sự hài lòng của khách hàng do có mức ý nghĩa Sig. <0.05. Các biến này tác động cùng chiều vào biến phụ thuộc HAI_LONG do có hệ số Beta dương. Trong đó biến KHONG_GIAN tác động mạnh nhất do có hệ số Beta lớn 0.499. Các biến này đều có hệ số phóng đại phương sai VIF < 2 do đó đạt yêu cầu. Như vậy một cách tổng quát có thể kết luận nếu cảm nhận của khách hàng về năng lực phục vụ, chất lượng thức ăn và khơng gian bày trí của nhà hàng tăng thì mức độ hài lòng của họ về dịch vụ càng tăng (khi xét sự thay đổi của một biến thì các biến khác được giả định là khơng đổi). Xét biến DAP_UNG và QUAN_TAM trong kết quả phân tích trọng số hồi qui, có thể nhận thấy 2 biến này tuy có VIF <2 nhưng khơng có ý nghĩa thống kê do mức ý nghĩa Sig. >0.05 do đó cần xem xét loại khỏi mơ hình.
Trong bảng trọng số hồi qui ta nhận thấy giá trị t của 2 biến này đều <2. Xét lại hệ số tương quan giữa biến DAP_UNG và QUAN_TAM ở mục 4.4.1 cho thấy hệ
QUAN_TAM bị loại bỏ) là rất thấp (0.038). Hệ số tương quan bán phần giữa hai biến này (khi ảnh hưởng tuyến tính của các biến độc lập khác đối với cả biến QUAN_TAM và HAI_LONG bị loại bỏ) rất thấp (0.027).
Tiếp tục so sánh kết quả R2 của phân tích hồi qui sau khi loại biến QUAN_TAM và R2 sau khi loại biến DAP_UNG. Kết quả cho thấy R2 đối với hồi qui của HAI_LONG đồi với tất cả 5 biến độc lập là 0,507, R2 sau khi loại bỏ biến QUAN_TAM là 0.506 và sau khi loại bỏ biến DAP_UNG là 0.501. Từ những lập luận trên, biến QUAN_TAM bị loại khỏi kết quả nghiên cứu. (Xem thêm chi tiết phụ lục 4.6)
Ngồi ra nhìn vào bảng trọng số hồi qui sau khi loại biến QUAN_TAM nhận thấy mức ý nghĩa của tất cả các biến Sig. đều nhỏ hơn 0.05, hệ số phóng đại phương sai VIF<2. Bên cạnh đó nhận thấy biến này rất có ý nghĩa thực tiễn trong việc đánh giá sự hài lòng nên tác giả quyết định giữ lại biến DAP_UNG trong mơ hình.
Bảng 4.14 Kết quả phân tích hồi qui lần 2 (sau khi loại bỏ biến QUAN_TAM)
Mơ hình R R² Radj² Độ lệch chuẩn dự đoán
1 .712a .506 .498 .67399
Mơ hình Tổng bình phương Df Bình phương trung bình F Sig. 1 Hồi qui 114.186 4 28.547 62.842 .000a
Phần dư 111.293 245 .454
Tổng 225.480 249
Mơ hình
Hệ số hồi qui chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi qui chuẩn hóa T Sig. Đa cộng tuyến B Độ lệch chuẩn β T VIF 1 (Constant) -.021 .244 -.085 .933 NANG_LUC .174 .061 .147 2.842 .005 .754 1.326 CHAT_LUONG .169 .069 .134 2.458 .015 .675 1.482 KHONG_GIAN .551 .058 .503 9.432 .000 .709 1.410 DAP_UNG .129 .053 .120 2.407 .017 .808 1.238 Biến phụ thuộc: HAI_LONG
Từ kết quả phân tích hồi qui sau khi loại bỏ biến QUAN_TAM cho thấy R2 điều chỉnh bằng 0.498, tăng so với R2 điều chỉnh của phân tích hồi qui ban đầu. Điều này cho thấy mơ hình mới đạt độ phù hợp cao hơn. Như vậy mơ hình giải thích được 49.8% tác động của các biến độc lập lên biến phụ thuộc (HAI_LONG).
Mức ý nghĩa của kiểm định F trong bảng 4.14 đạt yêu cầu (Sig.=0.000< 0.05), do đó mơ hình hồi qui phù hợp và dữ liệu có thể sử dụng được.
Kết quả của bảng trọng số hồi qui cho thấy các biến DAP_UNG, NANG_LUC, CHAT_LUONG và KHONG_GIAN thực sự ảnh hưởng đến sự hài lòng của khách hàng do có mức ý nghĩa Sig. <0.05, trong đó biến KHONG_GIAN có tác động mạnh nhất do có hệ số Beta là 0.503, tiếp theo là biến CHAT_LUONG, NANG_LUC và DAP_UNG với hệ số Beta lần lượt là 0.147, 0.134 và 0.120. Các biến này tác động cùng chiều vào biến phụ thuộc HAI_LONG do có hệ số Beta dương. Các biến này đều có hệ số phóng đại phương sai VIF < 2 do đó đạt yêu cầu.
So sánh kết quả nghiên cứu của tác giả với các nghiên cứu trước đây (bảng 4.15) cho thấy kết quả nghiên cứu của tác giả có sự tương đồng nhất định với các nghiên cứu này mặc dù mức độ tác động của các nhân tố trong mỗi nghiên cứu có khác nhau. Trong đó, yếu tố “Khơng gian bày trí” có tác động đến sự hài lòng trong nghiên cứu của Kisang Ryu và Heesup Han, Zopiatis và Pribic. Yếu tố “Chất lượng thức ăn” có tác động đến sự hài lịng của khách hàng trong nghiên cứu của các tác giả Kisang Ryu và Heesup Han, Andaleed và Conway‟s, Zopiatis và Pribic, Lim, Liu và Jang. Yếu tố “Khả năng đáp ứng” có ảnh hưởng đến sự hài lịng trong nghiên cứu của Andaleed và Conway‟s, Trần Thị Thúy Kiều, Zopiatis và Pribic.
Yếu tố “Năng lực phục vụ” trong nghiên cứu của tác giả thực sự có ảnh hưởng đến sự hài lòng của khách hàng tuy nhiên trong các nghiên cứu trước đây đã đề cập khơng xuất hiện. Giải thích điều này có thể do nhân viên phục vụ ở nước ngoài khá tương đồng về năng lực và phục vụ chuyên nghiệp do đó khách hàng ít quan tâm
cứu cũng cho thấy khách hàng quan tâm đến năng lực phục vụ của nhân viên. Ngoài ra sự khác nhau về phong tục, tập quán cũng như thời gian nghiên cứu cũng gây nên sự khác biệt này.
Yếu tố “Quan tâm cá nhân” trong nghiên cứu của tác giả không thực sự ảnh hưởng đến sự hài lòng của khách hàng. Điều này tương đồng với các nghiên cứu trước đây.