CHƢƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.3 PHÂN TÍCH HỒI QUI
4.3.2 Phƣơng trình hồi qui
Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính bội bằng SPSS với phƣơng pháp Enter (đồng thời), vì đã giả thuyết là năng lực chun mơn, phƣơng tiện hữu hình và sự tin cậy có tác động cùng chiều vào sự thỏa mãn của NDTCN (phụ lục 18).
Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính bội cho thấy hệ số xác định R2 = 0.568 (#0) và R2 đều chỉnh =0.554. Kiểm định F cho thấy mức ý nghĩa là 0.000. Nhƣ vậy mơ hình hồi qui phù hợp. Hay nói cách khác, các biến độc lập giải thích đƣợc khoảng 55,4% biến phụ thuộc.
Bảng 4.2 Mơ hình hồi quy với mẫu đầy đủ (n = 190) (Nguồn: Phụ lục 19) Các biến Hệ số beta (*) Giá trị t Mức ý nghĩa r riêng phần Biến độc lập
Năng lực chuyên môn của nhân viên (CM)
.439 4.279 .000 .407
Phƣơng tiện hữu hình (PT) .453 4.777 .000 .446
Sự tin cậy (TC) -.098 -1.060 .292 -.110
Biến phụ thuộc: Sự thỏa mãn của nhà đầu tƣ cá nhân
R2 điều chỉnh = 55.4 Giá trị F = 40.360 Mức ý nghĩa của F = 0.000 Mơ hình hồi quy theo phƣơng pháp Enter.
Xem xét bảng trọng số hồi qui, biến CM và PT có tác động cùng chiều vào SAT vì trọng số hồi qui B của hai biến này có ý nghĩa thống kê ( cả hai đều có p = 0,000). Nếu so sánh tác động của hai biến này lên SAT lần lƣợt là CM = 0,439 và PT = 0,453. Nhƣ vậy, PT tác động vào SAT mạnh hơn CM (tuy không nhiều).
Với biến tin cậy (TC) tác động âm vào SAT, tuy khơng có ý nghĩa thống kê ( CM = -0,098; p = 0,292). Tuy nhiên, nếu nhìn vào các hệ số tƣơng quan thì hệ số tƣơng quan Pearson r = 0,440. Nhƣ vậy, TC và SAT có quan hệ cùng chiều với nhau. Nhìn vào hệ số tƣơng quan từng phần (trong mẫu) Pcor(x,y) và tƣơng quan bán phần Scor(x,y) thấy hai hệ số tƣơng quan này âm. Điều này có nghĩa là hai biến cịn lại (CM và PT) đã giải thích phần TC giải thích cho SAT. Nhìn lại kiểm định đa cộng tuyến, hệ số VIF = 1,8 (<2). Vì vậy, một cách tổng quát, đạt yêu cầu. Trong nghiên cứu này, chƣa thể kết luận là sự tin cậy khơng có tác động đến sự thỏa mãn của NDTCN đƣợc, mà sự tin cậy đã đƣợc thể hiện trong phƣơng tiện hữu hình, năng lực chun mơn
Ngồi ra, sau khi chạy ra kết quả phân tích này, tác giả đã thực hiện phỏng vấn lại một số đối tƣợng khách hàng để tìm hiểu lý do vì sao nhân tố sự tin cậy lại khơng có ý nghĩa trong phân tích hồi quy về sự hài lịng của khách hàng. Kết quả tìm hiểu cho thấy, do đây là một dịch vụ còn khá mới tại Việt Nam nên ngƣời dùng chƣa có sự trải nghiệm nhiều và chƣa có một cơ quan hay tổ chức đánh giá mức độ tin cậy của từng dịch vụ cung cấp TTTC có trả phí hay các cơng ty cung cấp dịch vụ có trả phí. Và để xác định sự tin cậy của một dịch vụ hay một cơng ty, NDTCN chỉ có thể thơng qua sử dụng dịch vụ mới có thể đánh giá đƣợc. Vì vậy, các biến thành phần thuộc về sự tin cậy vẫn là cần thiết để ngƣời tiêu dùng cân nhắc trong việc lựa chọn sử dụng dịch vụ nhƣng hệ số beta chuẩn hóa là -0,098 chỉ là thứ yếu so với những yếu tố khác và không tác động nhiều đến quyết định mua hàng và sự hài lòng của NDTCN.
Do đó, phƣơng trình hồi quy tuyến tính bội đƣợc điều chỉnh lại nhƣ sau:
SAT = 0.439*CM+ 0.543*PT
Trong đó:
SAT: Sự thỏa mãn của NDTCN
CM : Năng lực chuyên môn
PT: Phƣơng tiện hữu hình
Căn cứ vào trọng số Beta hoặc hệ số tƣơng quan từng phần và tƣơng quan riêng (Part and partial correlations) (phụ lục 18), ta có thể nhận định tầm quan trọng tƣơng đối của các biến độc lập trong mơ hình hồi quy bội này hay cịn gọi là ảnh hƣởng (tác động) của các biến độc lập đối với sự biến thiên của biến phụ thuộc sự thỏa mãn của NDTCN theo thứ tự nhƣ sau: phƣơng tiện hữu hình, năng lực chun mơn.