Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std.
Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) -1.053 .187 -5.620 .000 SDU .206 .054 .171 3.814 .000 .531 1.883 CLSP .118 .050 .103 2.391 .018 .569 1.758 KNPV .091 .041 .081 2.233 .027 .805 1.242 DTC .829 .051 .705 16.408 .000 .575 1.739 a. Dependent Variable: SHL (Nguồn Số liệu 2019)
Với hệ số phóng đại phương sai VIF = 1 < 2. Điều này cho thấy các biến độc lập này khơng có quan hệ chặt chẽ với nhau nên khơng có hiện tương đa cộng tuyến xảy ra.
Ngồi ra, đại lượng thống kê Durbin-Watson dùng để kiểm định tương quan chuỗi bậc nhất cho thấy mơ hình khơng vi phạm khi sử dụng phương pháp hồi quy bội vì giá trị Durbin-Watson đạt được là 1.999.
Mơ hình hồi quy mới sau khi loại 2 thành phần trên:
Y = β0 + β1X1 + β2X2 + β3X3 + β4X4
Trong đó:
Y: Giá trị của biến phụ thuộc sự hài lòng của khách hàng X1: Giá trị của biến độc lập thứ nhất là độ tin cậy
X2: Giá trị của biến độc lập thứ hai là chất lượng sản phẩm X3: Giá trị của biến độc lập thứ ba là sự đáp ứng
2.3.5.3 Kết quả phân tích hồi quy
Hệ số Beta (chuẩn hóa) dùng để đánh giá mức độ quan trọng của các nhân tố chất lượng dịch vụ ảnh hưởng đến sự hài lịng của khách hàng. Hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố nào càng cao thì mức độ quan trọng của nhân tố đó ảnh hưởng càng cao.
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy các biến trong thang đo chất lượng dịch vụ có hệ số β đều dương nên các nhân tố trong mơ hình hồi quy ảnh hưởng tỷ lệ thuận đến sự hài lòng của khách hàng với độ tin cậy 95%.
Trước khi trình bày mơ hình hồi quy tuyến tính cần phải dị tìm vi phạm giả định về phân phối chuẩn của phần dư. Nếu giả định bị vi phạm thì các kết quả ước lượng không đáng tin cậy được. Để xem giả định phân phối chuẩn có bị vi phạm khi áp dụng hồi quy bội không, ta xét giá trị phần dư trong bảng sau:
Bảng 2.22 Bảng tóm tắt Residuals Statistics(a)
Minimum Maximum Mean Std. Deviation N
Std. Residual -2.152 2.649 .000 .986 150
(Nguồn Số liệu 2019)
Kết quả cho thấy, phần dư có giá trị trung bình Mean= 0.000 và độ lệch chuẩn (Std.Deviation) = 0.986 rất gần 1 cho thấy phân phối chuẩn khơng bị vi phạm.
Phương trình hồi quy đã chuẩn hóa:
Y = -1.053 + 0.171X1 + 0.103X2 + 0.081X3 + 0.705X4
= -1.053 + 0.171SDU + 0.103CLSP + 0.081KNPV + 0.705DTC
Qua phương trình hồi quy ta có thể đánh giá như sau:
- Khi sự đáp ứng tăng 1 đơn vị thì sự hài lịng của khách hàng tăng 0.171 điểm - Khi chất lượng sản phẩm tăng 1 đơn vị thì sự hài lịng của khách hàng tăng
0.103 điểm
- Khi khả năng phục vụ của nhân viên tăng 1 đơn vị thì sự hài lịng của khách hàng tăng 0.198
Chất lượng sản phẩm Sự đáp ứng
Khả năng phục vụ
Độ tin cậy
Sự hài lòng về chất lượng dịch vụ y tế của bệnh nhân
0.705 0.171 0.103 0.198
Kết quả kiểm định mơ hình được minh họa qua hình sau:
R2 = 0.846 F= 198.966
Hình 9. Mơ hình lý thuyết đã chuẩn hóa
2.3.6 Đánh giá của khách hàng về các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng củakhách hàng tại nhà thuốc công ty CPTM Dược phẩm Mạnh Tý – Việt Mỹ khách hàng tại nhà thuốc công ty CPTM Dược phẩm Mạnh Tý – Việt Mỹ
Để thuận tiện cho việc kiểm định các giá trị trung bình với các thành phần, sử dụng thang đo Likert 1-5 quy ước các mức độ của khách hàng như sau: 1- Rất không đồng ý; 2- Không đồng ý; 3- Trung lập; 4- Đồng ý; 5- Rất đồng ý.
2.3.6.1 Đánh giá của khách hàng về nhân tố “độ tin cậy”