Mơ hình Tổng bình phƣơng df Trung bình bình phƣơng Kiểm định F Sig. 1 Hồi quy 90.977 3 30.326 203.242 .000b Phần dƣ 44.166 296 .149 Tổng 135.143 299 a. Biến độc lập: IJ, PJ, DJ b. Biến phụ thuộc: CS
Bảng 4.15: Các thông số của từng biến trong mơ hình hồi quy thứ nhất. Mơ hình Nhân tố Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa T Sig. Đa cộng tuy n B Sai số chuẩn Beta Độ ch p nhận VIF 1 (H ng số) -.198 .136 -1.453 .147 IJ .102 .042 .104 2.427 .016 .603 1.657 PJ .423 .049 .387 8.599 .000 .544 1.839 DJ .468 .048 .445 9.846 .000 .540 1.852 a. Biến phụ thuộc: CS
Từ bảng 4.15 cho thấy r ng tất cả 3 nhân tố thuộc nhận thức sự công b ng đều có tác động dƣơng (hệ số Beta dƣơng) đến sự hài lòng của khách hàng, với mức ý nghĩa 0.000 (PJ và DJ) và 0.016 đối với IJ. Bảng này cũng cho ta thấy dung sai các biến (độ chấp nhận) khá cao và hệ số VIF của cả 3 nhân tố nhỏ hơn 2.5, nghĩa là không xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến giữa các yếu tố độc lập trong mơ hình.
Phƣơng trình hồi quy thứ nhất đối với các biến số có hệ số chuẩn hóa có dạng nhƣ sau:
F1= 0.104X1 + 0.387X2 + 0.445X3
Trong đó:
F1: Sự hài lịng của khách hàng trong khơi phục dịch vụ (CS) X1: Công b ng trong giao tiếp (IJ)
X2: Cơng b ng trong quy trình (PJ) X3: Cơng b ng trong phân phối (DJ)
4.3.2. Ảnh hƣởng của sự hài lòng của khách hàng ối với ý ịnh mua lại của khách trong khôi phục dịch vụ hàng khơng
Kết quả hồi quy tuyến tính đơn biến trong bảng 4.16 cho thấy hệ số xác định R2
(R-square) là 0.445 và R2 hiệu chỉnh (Adjusted R-square) là 0.443. Đạt u cầu với hồi quy đơn biến. Mơ hình này giải thích đƣợc 44.3% sự thay đổi của biến phụ thuộc ý định mua lại của khách hàng trong khôi phục dịch vụ (RI) là do biến độc lập sự hài lịng của khách hàng trong khơi phục dịch vụ (CS) trong mơ hình tạo ra, cịn lại 55.7% biến thiên đƣợc giải thích bởi các biến khác ngồi mơ hình. Mơ hình cho thấy biến độc lập ảnh hƣởng thuận chiều đến lòng trung thành của khách hàng ở độ tin cậy 95%, kiểm tra tự tƣơng quan b ng hệ số Durbin- Watson (1 < 2.034 < 3).
Bảng 4.16: Mơ hình hồi quy đơn biến với biến phụ thuộc RI
Mơ hình R R2 R 2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ƣớc lƣợng Hệ số Durbin- Watson 1 .667a .445 .443 .48434 2.034 a. Biến độc lập: CS b. Biến phụ thuộc RI
Trị số thống kê F đạt giá trị 238.836 đƣợc tính từ giá trị R2 của mơ hình đầy đủ tại mức ý nghĩa Sig = 0.000 (rất nhỏ). Nhƣ vậy, mơ hình hồi quy tuyến tính đƣa ra là phù hợp với mơ hình và dữ liệu nghiên cứu, kết quả phân tích ANOVA đƣợc trình bày trong bảng 4.17.
Bảng 4.17: Kết quả phân tích của mơ hình hồi quy đơn
Mơ hình Tổng bình phƣơng Df bình phƣơng Trung bình Kiểm định F Sig.
Hồi quy 56.027 1 56.027 238.836 .000b
Phần dƣ 69.906 298 .235
a. Biến độc lập: CS b. Biến phụ thuộc: RI
Bảng 4.18: Hệ số của nhân tố sự hài lịng của khách hàng
Mơ hình Nhân tố Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Đa cộng tuy n B Sai số chuẩn Beta Độ ch p nhận VIF 1 (H ng số) 1.524 .130 11.734 .000 CS .644 .042 .667 15.454 .000 1.000 1.000 a. Biến phụ thuộc: RI
Từ bảng 4.18 cho thấy r ng nhân tố sự hài lòng của khách hàng trong khơi phục dịch vụ (CS) có tác động dƣơng (hệ số Beta dƣơng) đến ý định mua lại của khách hàng (RI) với 0.667, mức ý nghĩa 0.000 (rất nhỏ). Do đó, nghiên cứu có thể kết luận r ng giả thuyết H4 đƣợc chấp nhận. Phƣơng trình hồi quy thứ hai đối với các biến có hệ số chuẩn hóa có dạng nhƣ sau:
F2 = 0.667F1
Trong đó :
F1: Sự hài lòng của khách hàng (CS) F2: Ý định mua lại của khách hàng (RI)
Từ phƣơng trình hồi quy, ta thấy r ng sự hài lòng của khách hàng trong khôi phục dịch vụ hàng khơng có tác động dƣơng đến ý định mua lại của khách hàng với β= 0.667, Sig = 0.000. Điều này có ý nghĩa là khi khách hàng hài lịng trong khơi phục dịch vụ tăng lên 1 đơn vị thì lịng trung thành tăng lên 0.667 đơn vi tƣơng ứng.
*P ,0.05 R2 =0.443 F238.836 *P ,0.05 R2 = 0.670 3238.203.242 0 .104+ 0 .667+ 0 .445+ 0 .387+ Ý định mua lại của khách hàng Sự thỏa m n của khách hàng trong khôi phục dịch vụ Nhận thức sự công b ng Công b ng trong giao tiếp Cơng b ng về quy trình Cơng b ng trong phân phối
4.4. K t quả kiểm ịnh mơ hình lý thuy t
Tóm lại, từ những phân tích trên ta có thể kết luận r ng mơ hình lý thuyết thích hợp với dữ liệu nghiên cứu và các giả thuyết nghiên cứu đƣợc chấp nhận là H1, H2, H3, H4. Kết quả kiểm định mơ hình lý thuyết đƣơc minh họa qua hình 4.1
Hình 4.1: Kết quả kiểm định mơ hình lý thuyết Kết quả kiểm định giả thuyết đƣợc thể hiện qua bảng 4.19. Bảng 4.19: Tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết
Giả thuyết Nội dung Kiểm định
H1
Cơng bằng trong giao tiếp có ảnh hưởng tích cực lên sự hài lịng của khách hàng trong khơi phục dịch vụ đối với khách hàng bị hoãn chuyến bay.
Chấp nhận
H2
Cơng bằng về quy trình có ảnh hưởng tích cực lên sự hài lịng của khách hàngtrong khơi phục dịch vụ đối với khách hàng bị hoãn chuyến bay.
Chấp nhận
H3 H3: Cơng bằng trong phân phối có ảnh hưởng
khơi phục dịch vụ đối với khách hàng bị hoãn chuyến bay.
H4
Sự thỏa mãn của khách hàng có tác động tích cực trực tiếp lên ý định mua lại của khách hàng trong khôi phục dịch vụ đối với khách hàng bị hỗn chuyến bay.
Chấp nhận
4.5. Phân tích cảm nhận của khách hàng v nhận thức sự công b ng trong khôi phục dịch vụ
Để xác định tầm quan trọng của các biến công b ng trong giao tiếp IJ, công b ng trong quy trình PJ, cơng b ng trong phân phối DJ đối với sự hài lòng của khách hàng (CS), ta căn cứ vào hệ số Beta chuẩn hóa thể hiện thơng qua bảng 4.20.
Bảng 4.20: Mức độ tác động của nhận thức sự cơng b ng vào sự hài lịng của khách hàng. Mơ hình Nhân tố Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa T Sig. Đa cộng tuy n B Sai số chuẩn Beta Độ ch p nhận VIF (H ng số) -.198 .136 -1.453 .147 IJ .102 .042 .104 2.427 .016 .603 1.657 1 PJ .423 .049 .387 8.599 .000 .544 1.839 DJ .468 .048 .445 9.846 .000 .540 1.852 a. Biến phụ thuộc : CS
phân phối (DJ) vì có hệ số Beta β = 0.445, với Sig = 0.000. Điều này có ý nghĩa là khi khách hàng quan tâm đến công b ng trong phân phối (DJ) và họ có hài lịng đối với việc khơi phục dịch vụ khi bị hoãn chuyến. Nhân tố tác động mạnh thứ 2 đến sự hài lòng của khách hàng là cơng b ng trong quy trình (PJ) có hệ số Beta β = 0.387 với Sig = 0.000. Nhân tố tác động ít nhất là cơng b ng trong giao tiếp (IJ) với hệ số Beta β = 0.104.
Dùng kiểm định T-Test so sánh giá trị trung bình cúa các thành phần nhận thức sự công b ng với giá trị điểm giữa của thang đo (Trung hòa = 3) để đánh giá cảm nhận của khách hàng khi đánh giá các yếu tố này. Kết quả kiểm định cho thấy theo đánh giá hiện tại của nghiên cứu, cảm nhận của khách hàng đánh giá các yếu tố tác động đến sự hài lịng khơng cao với mức ý nghĩa sig = 0.000 ở tất cả các biến, mặc dù kết quả trung bình đều cao hơn điểm giữa thang đo nhƣng không đạt đến giá trị Đồng ý = 4 trong bảng câu hỏi khảo sát.
Trong bảng 4.21, khách hàng đánh giá cao nhất hiện nay là thành phần công b ng trong giao tiếp (IJ) đƣợc đánh giá ở mức độ Mean (IJ) = 3.43167 nhƣng mức độ tác động của yếu tố này đến sự hài lòng của khách hàng theo mơ hình hồi quy là ít nhất với β = 0.104.
Bảng 4.21: Giá trị trung bình của nhận thức sự cơng b ng.
Giá trị trung hòa = 3
t df Sig. (2-tailed) Trung bình khác biệt
Độ lệch chuẩn
IJ 87.170 299 .000 3.43167 .68186
DJ 88.370 299 .000 3.26400 .63974
Mức độ đánh giá thấp nhất là thành phần công b ng trong quy trình (PJ) với Mean (PJ) = 3.2280 nhƣng mức độ tác động của thành phần này đến sự hài lòng của khách hàng lại cao hơn IJ với β = 0.387. Cịn thành phần cơng b ng trong phân phối DJ đƣợc đánh giá ở mức Mean (DJ) = 3.2640 với mức độ tác động đến sự hài lịng là β = 0.445. Do trung bình khách đánh giá các thành phần nhận thức sự công b ng ở mức độ gần nhƣ trung hòa (gần b ng 3) nên khách hàng chƣa đánh giá cao nhận thức sự công b ng trong khôi phục dịch vụ nên sự hài lòng của khách cũng nhƣ cao, các giá trị trung bình đƣợc thể hiện nhƣ đồ thị hình 4.2 dƣới đây.
Hình 4.2: Đồ thị biểu hiện giá trị trung bình của các thang đo nhận thức sự cơng b ng.
4.6. Phân tích mức ộ hài lòng và ý ịnh mua lại của khách hàng trong việc khơi phục dịch vụ của khách bị hỗn chuy n.
Dùng kiểm định T-Test so sánh giá trị trung bình của sự hài lịng khách hàng và ý định mua lại trong khô phục dịch vụ hàng không đối với giá trị điểm giữa của thang đo (Trung hòa = 3) để đánh giá cảm nhận của khách hàng khi đánh giá các yếu tố này. Các số liệu đƣợc minh họa qua bảng 4.22 và hình 4.3 nhƣ sau.
Bảng 4.22: Giá trị trung bình của thang đo sự hài lịng của khách hàng và ý định mua lại trong khôi phục dịch vụ hàng không.
3.4317 3.264 3.228 0 1 2 3 4 5 IJ DJ PJ
Giá trị trung bình các thang đo
T
h
ang
đ
Giá trị trung hòa = 3 t Df Sig. (2-tailed) Trung bình khác biệt Độ lệch chuẩn CS 78.449 299 .000 3.04500 .67230 RI 93.010 299 .000 3.48500 .64898
Hình 4.3: Đồ thị biểu hiện giá trị trung bình của các thang đo sự hài lòng của khách hàng và ý định mua lại.
Kết quả kiểm định cho thấy mức độ mức độ hài lòng của khách hàng không cao (gần b ng 3), nhƣng ý định mua lại thì gần 3.5, với mức ý nghĩa đều đạt Sig = 0.000. Giá trị trung bình của sự hài lịng khách hàng (CS) là 3.045, trong khi đó giá trị trung bình của ý định mua lại cao hơn, đạt mức 3.485 nhƣng vẫn chƣa đạt đến mức độ đồng ý = 4, lý do của việc mức độ đánh ý định mua lại cao hơn vì ngồi yếu tố sự hài lịng tác động, việc mua lại một phần bị ảnh hƣởng vì khách chỉ có 3 sự lựa chọn cho việc di chuyển b ng đƣờng hàng khơng, đƣờng bay khách cần đi chỉ có duy nhất h ng đó khai thác hoặc cơng ty của họ ký hợp đồng mua vé với duy nhất một hãng nên họ khơng có sự lựa chọn. Tuy mức độ hài lịng của khách chƣa cao và cũng có tác động nhất định đến ý định mua lại của khách hàng.
3.045 3.485
0 1 2 3 4 5
Giá trị trung bình các thang đo
T
h
ang
đ
4.7. Phân tích sự khác biệt giữa hai nhóm nhân tố
Phân tích hồi quy tuyến tính bội đ khám phá đƣợc mối quan hệ giữa các thành phần công b ng trong giao tiếp, cơng b ng trong quy trình và cơng b ng trong phân phối đến sự hài lòng của khách hàng. Mở rộng thêm vấn đề nghiên cứu, các giả thuyết :
H5: Sự hài lòng của khách hàng không phụ thuộc vào h ng hàng không mà khách hàng đ bay.
Kết quả phân tích ở bảng 4.21 thể hiện các thơng số của các biến trong mơ hình hồi quy thứ ba (các bảng liên quan vui lòng xem thêm phụ lục). Bảng 4.23: Các thơng số của biến trong mơ hình thứ ba
Mơ hình Nhân tố Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa T Sig. B Sai số chuẩn Beta (H ng số) -.157 .146 -1.077 .283 DVNA1 -.049 .062 -.033 -.788 .431 DJESTAR2 -.054 .082 -.028 -.661 .509 IJ .095 .043 .097 2.212 .028 PJ .429 .050 .393 8.608 .000 DJ .469 .048 .446 9.828 .000 a. Biến phụ thuộc: CS
Kết quả phân tích cho thấy với các h ng khách bay khác nhau, khơng có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê của các thành phần theo h ng hàng không. Điều này cho thấy ba thành phần của nhận thức sự công b ng không bị
tác động bởi các h ng hàng khơng mà khách bay, ngồi ra hãng hàng khơng mà khách bay cũng không ảnh hƣởng đến sự hài lòng của khách hàng
CHƢƠNG 5: KẾT UẬN VÀ KIẾN NGHỊ 5.1. Giới thiệu
Trong chƣơng 4 đ phân tích chi tiết về kết quả nghiên cứu cũng nhƣ một số gợi ý chính sách từ kết quả khảo sát. Chƣơng này trình bày 2 nội dung: thứ nhất, tóm tắt những kết quả chính và trình bày ý nghĩa thực tiễn đạt đƣợc của nghiên cứu từ đó đƣa ra những gợi ý chính sách tổng hợp từ kết quả nghiên cứu của chƣơng trƣớc, thứ hai là hạn chế của nghiên cứu và hƣớng nghiên cứu tiếp theo.
5.2. K t luận và ki n nghị
Đây là nghiên cứu chính thức đầu tiên tại Việt Nam về tác động của nhận thức sự cơng b ng đến sự hài lịng và ý định mua lại của khách hàng trong khôi phục dịch vụ hàng không, trƣờng hợp đối với khách hàng bị ho n chuyến.
Nghiên cứu này kiểm định sự hài lòng nhƣ là một yếu tố trung gian nghiên cứu tác động của nhận thức sự công b ng đến ý định mua lại, khách hàng hài lịng và có ý định mua lại nếu h ng hàng không giải quyết sự cố dịch vụ b ng các biện pháp khôi phục hiệu quả. Điều này không những làm tăng sự hài lịng của khách hàng sau khơi phục dịch vụ còn tăng ý định mua lại của khách hàng mà nghiên cứu này đ kiểm định, trong đó cả 3 nhân tố đều tác động đến sự hài lịng của khách hàng sau khơi phục dịch vụ từ đó tác động đến ý định mua lại của khách hàng.
Nghiên cứu này cung cấp một vài gợi ý quan trọng cho cấp quản lý trong ngành hàng không. Khôi phục dịch vụ nếu đƣợc đánh giá là công b ng bởi khách hàng sẽ làm tăng sự hài lòng của khách và dẫn đến tăng ý định mua lại. Các quy trình đƣợc sử dụng trong khôi phục dịch vụ ví dụ nhƣ sự kịp thời
trong việc giải quyết vấn đề của khách hàng, sự linh hoạt trong việc đáp ứng nhu cầu khác nhau của khách trong việc khôi phục dịch vụ, cập nhật thơng tin liên tục cho khách có tác động trực tiếp đến việc đánh giá sau khi khách sử dụng dịch vụ (Kim et al., 2010).
Sự kịp thời là nhân tố quan trọng trong q trình khơi phục dịch vụ bởi sự nổi bật của nó trong kết quả nghiên cứu khi thời gian chờ đợi dài. Thêm vào đó, bồi thƣờng thiệt hại do khơi phục dịch vụ, quyền lợi khách nhận đƣợc là công b ng sẽ cải thiện sự hài lòng của khách hàng. Việc trao đổi tƣơng tác giữa nhân viên và khách hàng khơng đủ trong suốt q trình khơi phục dịch vụ hoặc; ít có động thái trong quy trình khơi phục dịch vụ dẫn đến việc làm giảm sự hài lòng của khách hàng. Sự thất bại trong bồi thƣờng thiệt hại sẽ làm ảnh hƣởng xấu đến việc đánh giá mức độ hài lịng của khách đối với cơng ty. Ngƣợc lại, nếu nổ lực không ngừng trong khôi phục dịch vụ thể hiện qua giao tiếp tƣơng tác giữa khách hàng và nhân viên ở mức độ cao, quy trình giải quyết vấn đề công b ng, việc bồi thƣờng thiệt hại thỏa đáng sẽ ảnh hƣởng tích cực đến sự hài lịng của khách hàng.Từ đó khách hàng sẽ có ý định sử dụng lại dịch vụ và chia sẻ trải nghiệm tích cực của họ với những ngƣời khác.
Từ những vai trò quan trọng đƣợc nêu nhƣ trên do 3 nhân tố nhận thức sự công b ng, các h ng hàng không nên huấn luyện nhân viên phục vụ có thái