CHƢƠNG 4 : KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN
4.3. Kiểm định các giả thuyết và mơ hình nghiên cứu
Hình 4.1 thể hiện mơ hình nghiên cứu đã được điều chỉnh sau khi phân tích nhân tố khám phá (EFA) và các giả thuyết nghiên cứu cần phải được kiểm định bằng phương pháp phân tích hời quy.
Phương pháp thực hiện hời quy mà nghiên cứu này sử dụng là phương pháp đưa vào lần lượt (Enter). Đây là phương pháp mặc định trong chương trình SPSS, được xem là phương pháp khẳng định (confirmatory) trong nghiên cứu khoa học dùng để kiểm định các giả thuyết (Nguyễn Đình Thọ, 2011). Mơ hình hời quy cần thực hiện là hời quy bội nhằm xác định vai trò quan trọng của từng nhân tố trong việc đánh giá mối quan hệ giữa cảm nhận giá cả và các thành phần của chất lượng dịch vụ đối với sự hài lòng của khách
hàng khi sử dụng dịch vụ ADSL. Để đánh giá độ phù hợp của mơ hình, các nhà nghiên cứu sử dụng hệ số xác định R² (R bình phương) để đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình nghiên cứu, hệ số xác định R² được chứng minh là hàm không giảm theo số biến độc lập được đưa vào mơ hình. Tuy nhiên khơng phải phương trình càng có nhiều biến sẽ càng phù hợp hơn với dữ liệu, R² có khuynh hướng là một yếu tố lạc quan của thước đo sự phù hợp của mơ hình đối với dữ liệu trong trường hợp có 1 biến giải thích trong mơ hình (Hồng Trọng và Mộng Ngọc, 2008).
Do vậy, trong hời quy tuyến tính bội thường dùng hệ số R² điều chỉnh (Adjusted R- square) để đánh giá độ phù hợp của mơ hình vì nó khơng thổi phờng mức độ phù hợp của mơ hình. Bên cạnh đó, cần kiểm tra hiện tượng tương quan bằng hệ số Durbin – Watson (1 < Durbin-Watson < 3) và hiện tượng đa cộng tuyến bằng hệ số phóng đại phương sai VIF (VIF < 10). Hệ số Beta chuẩn hoá được dùng để đánh giá mức độ quan trọng của từng nhân tố, hệ số Beta chuẩn hố của biến nào càng cao thì mức độ tác động của biến đó vào biến phụ thuộc càng lớn (Hoàng Trọng và Mộng Ngọc, 2008).
4.3.1. Ảnh hƣởng của các thành phần thang đo chất lƣợng dịch vụ và cảm nhận giá cả đến sự hài lòng của khách hàng
Kết quả hời quy tuyến tính bội cho thấy hệ số xác định R² (R bình phương) là 0.570 và R² đã điều chỉnh là 0.563. Như vậy mơ hình này giải thích được 56.3% sự thay đổi của biến phụ thuộc sự hài lòng của khách hàng (HAILONG) là do các biến độc lập trong mơ hình tạo ra, cịn lại 43.7% biến thiên được giải thích bởi các biến khác ngồi mơ hình. Mơ hình cho thấy các biến độc lập đều ảnh hưởng thuận chiều đến mức độ hài lòng của khách hàng ở độ tin cậy 95% (mức ý nghĩa thống kê F trong ANOVA < 0,05). Điều này có nghĩa là chất lượng dịch vụ càng cao và cảm nhận giá cả càng tốt thì khách hàng càng hài lịng về nhà cung cấp dịch vụ.
Bảng 4.8: Mơ hình đầy đủ Mơ Mơ hình R R bình phương R bình phương đã điều chỉnh Sig Durbin- Watson 1 . 756a .570 .563 .0000 1.836
a. Biến độc lập: (hằng số), DUONGTRUYEN, CAMTHONG, GIACA, HUUHINH, PHANHOI, DAMBAO, TINCAY
b. Biến phụ thuộc: HAILONG
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu bằng SPSS
Trị số thống kê F đạt giá trị 73.370 được tính từ giá trị R² của mơ hình đầy đủ, tại
mức ý nghĩa Sig = 0.000; kiểm tra hiện tượng tương quan bằng hệ số Durbin–Watson (1 < 1.836 < 3). Như vậy, mơ hình hời quy tuyến tính bội đưa ra là phù hợp với mơ hình
và dữ liệu nghiên cứu. Kết quả phân tích phương trình hời quy được trình bày trong bảng 4.9 (Kết quả phân tích hời qui bội chi tiết tại phụ lục 7).
Bảng 4.9: Phân tích ANOVA Mơ hình Tổng bình Mơ hình Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. 1 Hồi quy 44.759 7 6.394 73.370 .000a Phần dư 17.169 197 .087 Tổng 61.928 204
a. Biến độc lập: (hằng số), DUONGTRUYEN, CAMTHONG, GIACA, HUUHINH, PHANHOI, DAMBAO, TINCAY
b. Biến phụ thuộc: HAILONG
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu bằng SPSS
Bảng 4.10 cho thấy tất cả 6 nhân tố thuộc chất lượng dịch vụ ADSL và nhân tố cảm nhận giá cả đều có tác động dương (hệ số Beta dương) đến sự hài lòng của khách hàng (HAILONG) với mức ý nghĩa Sig = 0.000 ở tất cả các biến.
Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Phân tích đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận TOL VIF (Hằng số) -.003 .034 -.102 .919 HUUHINH .297 .034 .302 8.853 .000 .992 1.008 PHANHOI .197 .033 .203 5.977 .000 .996 1.004 GIACA .386 .035 .380 11.140 .000 .990 1.011 DUONG TRUYEN .228 .033 .234 6.861 .000 .993 1.007 TINCAY .202 .032 .215 6.320 .000 .999 1.001 CAMTHONG .411 .033 .420 12.303 .000 .988 1.013 DAMBAO .253 .033 .262 7.709 .000 .998 1.002
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu bằng SPSS
Như một quy tắc kinh nghiệm, nếu VIF của một biến vượt quá 10, biến này được nói là cộng tuyến cao. Ngồi ra, TOL=1 nếu một biến khơng tương quan với các biến hời quy độc lập khác, trong khi đó TOL=0 nếu biến này liên kết hồn tồn với các biến hời quy độc lập khác.
Bảng 4.10 cũng cho thấy dung sai các biến (độ chấp nhận - TOL) khá cao từ 0.988 trở lên và hệ số VIF của cả 7 nhân tố đều rất nhỏ (cao nhất 1.013), nghĩa là không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các nhân tố độc lập trong mơ hình.
4.3.2. Kiểm tra các giả định ngầm của hồi quy tuyến tính
Giả định về liên hệ tuyến tính: Phương pháp được sử dụng là vẽ đồ thị phân tán
giữa phần dư chuẩn hóa trên trục tung và giá trị dự đốn chuẩn hóa trên trục hồnh. Đờ thị biểu diễn giá trị dự đoán chuẩn hoá theo phần dư chuẩn hoá cho thấy sự phân tán ngẫu nhiên. Chính vì vậy, giả định này khơng bị vi phạm.
Hình 4.2: Biểu đồ phân tán Scatterplot
(Ng̀n: Kết quả phân tích SPSS)
Giả định về phân phối chuẩn của phần dƣ: Mơ hình hời qui bội mà chúng ta xây
dựng chỉ thực sự phù hợp với các dữ liệu quan sát có phân phối chuẩn với với trung bình bằng 0 và phương sai không đổi. Kết quả biểu đồ tần số Histogram cho thấy, một đƣờng cong phân phối chuẩn đƣợc đặt lên biểu đồ tần số với giá trị trung bình Mean=-1,81*10-17 (gần bằng 0) và độ lệch chuẩn = 0,991 (gần bằng 1). Điều đó, chứng tỏ rằng giả thuyết phân phối chuẩn của phần dư khơng bị vi phạm.
Hình 4.3: Biểu đồ tần số của phần dƣ chuẩn hóa
(Ng̀n: Kết quả phân tích SPSS)
Hình 4.4: Đồ thị Q-Q Plot của phần dƣ
Quan sát đồ thị Q-Q Plot của phần dư, các điểm quan sát của phần dư tập trung khá sát với đường thẳng kỳ vọng, do đó phân phối phần dư có dạng chuẩn và thoả yêu cầu về phân phối chuẩn của phần dư.
Giả định khơng có tƣơng quan giữa các phần dƣ: Đại lượng thống kê Durbin-
Watson có giá trị = 1,836 biến thiên trong khoảng từ 0 đến 3 nên ta chấp nhận giả thuyết khơng có tự tương quan chuỗi bậc nhất.
Giả định khơng có mối tƣơng quan giữa các biến độc lập (đo lường đa cộng
tuyến): Chỉ số VIF (variance inflation factor) được sử dụng để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến. Nếu chỉ số này vượt quá giá trị 2 biểu thị cho vấn đề tiềm tàng do đa cộng tuyến gây ra và trên 10 là có đa cộng tuyến. Trong phương trình hời quy này, khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
Phƣơng trình hồi quy đã chuẩn hóa nhƣ sau:
HAILONG = 0,420*CAMTHONG + 0,380*GIACA + 0,302*HUUHINH + 0,262*DAMBAO + 0,234*DUONGTRUYEN + 0,215*TINCAY + 0,203*PHANHOI
Từ phương trình hời quy trên tác giả thấy rằng nhân tố tác động mạnh nhất đến sự hài lòng của khách hàng là thành phần sự cảm thông (CAMTHONG) với hệ số Beta chuẩn hóa β = 0.420 và Sig = 0.000. Điều này có nghĩa là các nhân tố hỗ trợ khách hàng và khuyến mãi của dịch vụ ADSL ảnh hưởng lớn và thuận chiều đến sự hài lòng dịch vụ ADSL. Nhân tố tác động mạnh thứ 2 là thành phần cảm nhận giá cả (GIACA) có hệ số Beta chuẩn hóa β = 0.380 và Sig = 0.000 cho thấy giá cả của dịch vụ cũng tác động lớn và thuận chiều đến sự hài lòng dịch vụ ADSL. Nhân tố tác động mạnh thứ 3 đến sự hài lòng của khách hàng là thành phần phương tiện hữu hình với hệ số Beta chuẩn hóa β = 0.302 và Sig = 0.000. Các nhân tố còn lại có hệ số Beta chuẩn hóa gần bằng nhau lần lượt là thành phần sự đảm bảo (DAMBAO) có β = 0.262 và Sig = 0.000, thành phần đường truyền (DUONGTRUYEN) có β = 0.234 và Sig = 0.000, thành phần sự tin cậy (TINCAY) có β = 0.215 và Sig = 0.002 và thành phần sự phản hời (PHANHOI) có β = 0.203 và Sig = 0.000.
4.3.3. Kết quả kiểm định mơ hình lý thuyết
Tóm lại, từ những phân tích trên tác giả có thể kết luận rằng mơ hình lý thuyết thích hợp với dữ liệu nghiên cứu và các giả thuyết nghiên cứu được chấp nhận là H1, H2, H3, H4, H5, H6 và H7. Bảng 4.11 tổng hợp kết quả kiểm định các giả thuyết.
Bảng 4.11: Bảng tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết
Giả thuyết Kết quả
H1: Sự tin cậy có quan hệ đờng biến với sự hài lịng Chấp nhận
H2: Sự phản hời có quan hệ đờng biến với sự hài lòng Chấp nhận H3: Sự cảm thơng có quan hệ đờng biến với sự hài lịng Chấp nhận
H4: Sự đảm bảo có quan hệ đờng biến với sự hài lòng Chấp nhận
H5: Phương tiện hữu hình có quan hệ đờng biến với sự hài lòng Chấp nhận H6: Cảm nhận giá cả về dịch vụ có quan hệ đờng biến với sự hài lịng Chấp nhận H7: Đường truyền có quan hệ đờng biến với sự hài lịng Chấp nhận
Nguồn: Tổng hợp kết quả xử lý số liệu bằng SPSS
4.4. Phân tích cảm nhận của khách hàng về chất lƣợng dịch vụ ADSL và giá cả
Để xác định tầm quan trọng của các biến TINCAY, DAMBAO, CAMTHONG, HUUHINH, DUONGTRUYEN, PHANHOI, GIACA đối với sự hài lòng của khách hàng (HAILONG), tác giả căn cứ vào hệ số Beta chuẩn hoá.
Bảng 4.12: Mức độ tác động của các nhân tố vào sự hài lòng của khách hàng Nhân tố tác động Số trả lời Nhân tố tác động Số trả lời
(N)
Hệ số Beta
chuẩn hóa Ý nghĩa (Sig.)
Sự tin cậy (Tincay) 205 .215 .000
Sự đảm bảo (Dambao) 205 .262 .000
Sự cảm thông (Camthong) 205 .420 .000
Phương tiện hữu hình (Huuhinh) 205 .302 .000
Đường truyền (Duongtruyen) 205 .234 .000
Cảm nhận giá cả (Giaca) 205 .380 .000
Sự phản hồi (Phanhoi) 205 .203 .000
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu bằng SPSS
Từ bảng 4.12, tác giả thấy rằng nhân tố tác động mạnh nhất đến sự hài lòng là sự cảm thơng với hệ số Beta chuẩn hóa β = 0.420, đứng thứ hai là cảm nhận giá cả có hệ số
Beta chuẩn hóa β = 0.380. Tiếp đến lần lượt là các nhân tố phương tiện hữu hình (β = 0.302), sự đảm bảo (β = 0.262), đường truyền (β = 0.234), sự tin cậy (β = 0.215) và sự phản hồi (β = 0.203).
Dùng kiểm định T-test để so sánh giá trị trung bình của các thành phần chất lượng dịch vụ ADSL và cảm nhận giá cả đối với giá trị điểm giữa thang đo (Trung dung = 3) để đánh giá cảm nhận của khách hàng khi đánh giá các nhân tố này. Kết quả kiểm định cho thấy, theo đánh giá hiện tại của nghiên cứu, cảm nhận của khách hàng đánh giá các nhân tố tác động lên sự hài lịng của họ khơng cao, với mức ý nghĩa Sig = 0.000 ở tất cả các biến (bao gồm 6 nhân tố chất lượng dịch vụ và 1 nhân tố cảm nhận giá cả), mặc dù kết quả trung bình đều cao hơn điểm giữa của thang đo, nhưng không đạt đến giá trị Đồng ý bằng 4 trong bảng câu hỏi khảo sát.
Bảng 4.13: Giá trị trung bình của chất lƣợng dịch vụ và cảm nhận giá cả
Kiểm định T một biến
Nhân tố Giá trị trung bình Giá trị kiểm tra = 3
T Sig. Độ lệch chuẩn TINCAY 3.681707 14.531 0.000 .67171 PHANHOI 3.585366 11.999 0.000 .69851 DAMBAO 3.352195 7.504 0.000 .67203 CAMTHONG 3.302439 14.733 0.000 .29392 HUUHINH 3.534634 10.292 0.000 .74375 DUONGTRUYEN 3.502439 10.373 0.000 .69354 GIACA 3.483902 10.511 0.000 .65916
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu bằng SPSS
Trong đó, khách hàng đánh giá cao nhất hiện nay là thành phần sự tin cậy của dịch vụ (TINCAY) được đánh giá ở mức 3.6817, nhưng mức độ tác động của nhân tố này đến sự hài lòng của khách hàng theo mơ hình hời qui bội khá thấp với β = 0.215 và Sig = 0.000; trong khi đó mức độ đánh giá thấp nhất là thành phần sự cảm thông (CAMTHONG) được đánh giá ở mức 3.3024 nhưng mức độ tác động của nhân tố này
đến sự hài lòng của khách hàng theo mơ hình hời quy là cao nhất với β = 0.420 và Sig = 0.000. Các thành phần phương tiện hữu hình (HUUHINH), sự phản hời (PHANHOI), đường truyền (DUONGTRUYEN) và cảm nhận giá cả (GIACA) có giá trị trung bình gần bằng nhau từ 3.48 đến 3.58. Điều này cho thấy khách hàng đánh giá khá cao các nhân tố TINCAY, PHANHOI , HUUHINH và DUONGTRUYEN.
4.5. Phân tích mức độ hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ ADSL
Dùng kiểm định T-test so sánh giá trị trung bình của sự hài lòng khách hàng dịch vụ ADSL đối với giá trị điểm giữa của thang đo (Trung dung = 3) để đánh giá cảm nhận của khách hàng khi đánh giá các nhân tố này. Kết quả kiểm định cho thấy mức độ hài lòng của khách hàng không cao, với mức ý nghĩa đều đạt Sig. = 0.000. Điểm trung bình của sự hài lịng (HAILONG) là 3.426, lớn hơn mức giữa thang đo nhưng chưa đạt đến giá trị Đồng ý bằng 4. Như vậy tác giả có thể kết luận khách hàng hài lịng khơng cao với chất lượng dịch vụ ADSL mà họ đang sử dụng do khách hàng đánh giá không cao đối với chất lượng dịch vụ và cảm nhận giá cả.
Bảng 4.14: Giá trị trung bình của sự hài lịng
Kiểm định T một biến
Nhân tố Giá trị trung bình Test value = 3
T Sig. Độ lệch chuẩn
HAILONG 3.4256 11.060 0.000 0.55097
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu bằng SPSS
4.6. Đánh giá sự khác biệt giữa các nhóm khách hàng 4.6.1. Giới tính 4.6.1. Giới tính
4.6.1.1. Xem xét sự khác biệt giữa hai nhóm giới tính trong việc đánh giá chất lƣợng dịch vụ và cảm nhận giá cả
Qua bảng 4.15 với độ tin cậy = 95%, ngoại trừ nhân tố TINCAY có giá trị Sig. của kiểm định Levene < 0,05 thì tác giả chấp nhận giả thuyết phương sai hai mẫu không bằng nhau, các nhân tố chất lượng dịch vụ cịn lại và giá cả cảm nhận có giá trị Sig. của
kiểm định Levene > 0,05 thì tác giả chấp nhận giả thuyết phương sai hai mẫu bằng nhau, vì vậy bước tiếp theo tác giả sử dụng kết quả ở hàng Equal variances asumed để đánh giá kết quả kiểm định t.
Dựa vào kết quả kiểm định sự bằng nhau của hai phương sai trong bảng 4.15, ta xét kiểm định t để xác định giữa nam và nữ nhìn nhận các nhân tố chất lượng dịch vụ và cảm nhận giá cả tác động như nhau hay không. Với kết quả kiểm định ở bảng 4.15 trên ta thấy có 3 nhân tố có giá trị Sig. < 0.05 là TINCAY, HUUHINH và GIACA. Như vậy với mức ý nghĩa thống kê 95% thì có sự tác động khác biệt giữa nam và nữ đối với nhân tố TINCAY, HUUHINH và GIACA. Đối với các nhân tố chất lượng dịch vụ còn lại thì ta chưa có cơ sở để xác định có sự khác biệt có ý nghĩa giữa nam và nữ khi sử dụng dịch vụ ADSL.
Bảng 4.15: Đánh giá tác động của giới tính bằng T-test
Levene's Test cho sự bằng nhau của
các phƣơng sai t-test cho sự bằng nhau của trung bình
F Sig. t df Sig. (2-tailed) Khác biệt trung bình Khác biệt sai số chuẩn 95% Confidence Interval of the Difference Lower Upper TIN CAY
Giả định phương sai bằng nhau
19.172 .000 -2.396 203 .017 -.22258 .09289 -.40573 -.03943
Giả định phương sai không bằng nhau
-2.423 201.073 .016 -.22258 .09187 -.40374 -.04142
PHAN HOI
Giả định phương sai bằng nhau
.617 .433 -.310 203 .757 -.03039 .09793 -.22348 .16270
Giả định phương sai không bằng nhau
-.309 198.140 .757 -.03039 .09819 -.22401 .16324
DAM BAO
Giả định phương sai bằng nhau
1.616 .205 -1.427 203 .155 -.13379 .09377 -.31868 .05110
Giả định phương sai không bằng nhau
-1.440 202.014 .151 -.13379 .09288 -.31694 .04935
CAM THON G
Giả định phương sai bằng nhau
.010 .919 -1.510 203 .133 -.06190 .04099 -.14272 .01891
Giả định phương sai không bằng nhau
-1.513 201.757 .132 -.06190 .04092 -.14259 .01879