Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy 0,787
Bartlett’s Test of Sphericity Approx. Chi- Square 214,487
Df 10
Sig. 0,000
(Nguồn : Kế t quả x ử lí số liệu điều tra)
Kết quả phân tích cho thấy KMO = 0,787 > 0,5 và Sig.= 0,000 < 0,05 nên thang đo đủ điều kiện tiến hành phân tích nhân tố.
Bảng 15: Phân tích nhân tố - Sự hài lịng
Biến quan sát Thành
tố
Nhà hàng luơn t ạo được sự tin cậy cần thiết cho khách hàng 0,850 Mọi yêu c ầ u c ủa khách hàng luơn được nhà hàng đáp ứng một cách tốt nhất 0,728
Năng lực phục vụ của nhà hàng luơn được đảm bảo 0,703
Nhà hàng luơn quan tâm đến khách hàng trong quá trình sử dụng dịch vụ 0,680 Nhà hàng luơn trang b ị phương tiện kĩ thuật vật chất phục vụ một cách tốt 0,617 nhất cho khách hàng
Eigenvalue 2,589
Phương sai trích (%) 51,784
(Nguồn : Kết quả xử lí số liệu điều tra)
Kết quả phân tích ho thấ y với 5 biến của sự
hài lịng ch ỉ trích được một nhân tố Eigenvalue 2,589 thõa mãn điều kiện Kaiser >1, phương sai trích 51,784% (> 50%). Do đĩ, thang đo sự hài lịng được chấp hậ .
- Phân tích nhân t ố khám phá EFA c ủa biến độc lập
Kiểm định KMO & Bartlett test được Kaiser đề xuất năm 2001 dùng để đánh giá tính hợp lí của cơ sở dữ liệu, dùng c o p ân ích nhân t ố (factor analysis). Kiểm định cho phép biết được cơ sở dữ liệu cĩ phù h ợp với phân tích nhân tố hay khơng. Kaiser (2001) cho rằng giá trị của kiểm định KMO nên nằm trong khoảng 0,5 -0.9 là thích hợp.
Bảng 16: Kiểm định KMO & Bartlett’s test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy 0,830
Bartlett’s Test of Sphericity Approx. Chi- Square 1946,079
Df 253
Sig. 0,000
(Nguồn : Kết quả xử lí số liệu điều tra)
Từ kết quả, ta thấy giá trị kiểm định KMO thu được từ kiểm đị nh ác bi ến độc
lập là 0,830 thõa mãn điều kiện > 0,5. Thống kê Chi bình phương của kiểm định Bartlett đạt giá trị 1946,079 với mức ý ngh ĩa là 0,000 < 0,05. Vì vậy, các biến quan sát cĩ s ự tương quan với nhau trên phạm vi tổng thể, đủ điều kiện để phân tích nhân tố.
Bảng 17: Kết quả xoay nhân t ố
Nhân tố 1 Nhân tố 2 Nhân tố 3 Nhân tố 4 Nhân tố 5 Nhà hàng luơn được quét dọn vệ sinh sạch sẽ, thống mát 0,789
Dụng c ụ ăn uống được bảo đảm vệ sinh 0,750
Thực đơn nhà hàng chất lượng tốt, tính dinh dưỡng cao 0,658
Thức ăn, đồ uống bảo đảm vệ sinh an tồn thực phẩm 0,645
Nhà hàng cung c ấp đúng mĩn ăn với yêu cầu 0,513
Khả năng phục v ụ c ủa n ân viên chuyên nghi ệp 0,734
Nhân viên luơn t ỏ t ái độ lịch sự, tơn tr ọng khách 0,730
Nhân viên luơn ni ềm nở, tươi ười, nhiệt tình với khách 0,708
Khả năng giao tiếp với khá h hàng c ủa nhân viên t ốt 0,646
Nhân viên hi ểu biết rộng, tường tậ n v ề nhà hàng 0,645
Nhân viên gi ải quyết thõa đáng khiếu nạ của khách hàng 0,627
Nhà hàng cung c ấp đầy đủ tiện ngh , đồ dù g thi ết bị hiện đại 0,809
Cách bố trí bàn ăn và các vật dụng khá ợp lí 0,726
Trang phục của nhân viên g ọn gàng, lịch s ự , d ễ nhìn 0,709
Khơng gian nhà hàng thống mát, trang trí ấn ượng, bắt mắt 0,704
Nhà hàng hi ểu rõ nhu c ầu của khách hàng 0,721
Nhà hàng quan tâm đến mong muốn, lợi ích của khách hàng 0,688
59
Nhân viên l ắng nghe thắc mắc, yêu cầu của khách Nhân viên th ể hiện sự quan tâm đến từng cá nhân khách Nhân viên quan tâm đến yêu cầu của khách hàng
Nhà hàng đáp ứng đầy đủ, kịp thời, nhanh chĩng Nhân viên s ẵ n lịng giúp đỡ khách khi gặp khĩ khăn
Thực đơn phong phú, đa dạng, thay đổi theo nhu cầu xu hướng Eigenvalue
Phương sai trích lũy tiế n (%)
6,948 30,208 2,880 42,728 0,681 0,673 0,732 0,718 0,703 0,643 1,460 1,379 1,163 49,077 55,073 60,131
Từ kết quả phân tích nhân tố (xem phụ lục 3) thấy cĩ t ất cả 5 nhân tố được trích ở Eigenvalue thấp nhất là 1,167 thõa mãn điều kiện Kaiser (>1) với tổng phương sai trích là 60,138 (> 50%) nên tất cả các biến được giữ lại. Ta tiến hành giải thích nhân tố sau đĩ sử d ụng hàm mean để gộp biến và đặt tên cho nhân t ố.
Nhân tố thứ nhất (factor 1): cĩ giá tr ị Eigenvalue bằng 6,948 với hệ số Cronbach’s alpha là 0,797. Nhân tố này bao gồm các biến: “nhà hàng luơn được quét dọn vệ sinh s ch sẽ, thống mát ”, “dụng cụ ăn uống được bảo đảm vệ sinh”, “thực đơn của nhà hàng cĩ ch ất lượng tốt và cĩ tính dinh dưỡng cao”, “thức ăn và đồ uống bảo đảm vệ sinh an tồn th ự c phẩm”, “nhà hàng cung c ấp đúng mĩn ăn với yêu cầu của khách hàng ”. Giá trị c uyển tải nhân tố > 0,5 nên nhân t ố này được giữ lại để đưa vào mơ hình. Tiến hành gộp ác bi ế n này lại và đặt tên là “sự tin cậy” vì đây là những yếu tố liên quan đến hoạt động bảo đả m tin cậy và an tồn đối với khách hàng.
Nhân tố thứ hai (factor2): cĩ giá trị Eigenvalue bằng 2,880 với hệ số Cronbach’s alpha là 0,772. Nhân tố ày bao gồm các biến: “khả năng phục vụ của nhân viên chuyên nghi ệp”, “nhân viên luơn tỏ t ái độ lịch sự, tơn tr ọng khách”, “nhân viên luơn ni ềm nở, tươi cười, nhiệt tình với k ác ”, “khả năng giao tiếp với khách hàng c ủa nhân viên là khá t ốt”, “nhân viên phục vụ luơn gi ải quyết một cách thõa đáng những khiếu nại của khách hàng”. Giá trị chuyển tải nhân ố > 0,5 nên nhân t ố này được giữ lại để đưa vào mơ hình. Tiến hành gộp các biến này lại và đặ t tên là “năng lực phục vụ” vì đây là nhân tố liên quan đến khả năng, năng lực phục vụ của nhân viên.
Nhân tố thứ ba (factor 3): cĩ gía trị Eigenvalue bằng 1,460 với hệ số Cronbach’s alpha là 0,805. Nhân tố này bao gồm các biến : “ nhà hàng cung c ấp đầy đủ tiện nghi, đồ dùng, trang thi ết bị hiện đại, tiên tiến”, “cách b ố trí bàn ăn và các vật dụng khá hợp lí”, “ trang phục của nhân viên g ọn gàng, lịch sự, dễ n ìn”, “khơng gian của nhà hàng t ạo cảm giác thống mát và được trang trí ấn tượng, bắt mắt”. Giá trị chuyển tải nhân tố > 0,5 nên nhân t ố này được giữ lại để đưa vào mơ h ình. Tiế n hành gộp các biến này lại và đặt tên là “phương tiện hữu hình” vì đây là nhữ ng nhân tố liên quan đến những dấu hiệu vật chất của dịch vụ mang lại cảm giác cho khách hàng.
Nhân tố thứ tư (factor 4): cĩ giá tr ị Eigenvalue bằng 1,379 với hệ số Cronbach’s alpha là 0,806. Nhân tố này bao gồm các biến: “nhà hàng luơn hi ểu rõ
những nhu cầu của quý khách”, “nhà hàng luơn quan tâm đến mong muốn, lợi ích của khách hàng khi s ử dụng dịch vụ của nhà hàng”, “nhân viên luơn lắng nghe những thắc mắc, yêu cầu của khách hàng”, “nhân viên thể hiện sự quan tâm đến từng cá nhân khách hàng” . Giá trị chuyển tải nhân tố > 0,5 nên nhân t ố này được giữ lại để đưa vào mơ hình. Tiế n hành gộp các biến này lại và đặt tên là “sự đồng cảm” vì đây là các nhân tố liên quan đến việc thấu hiểu khách hàng c ủa nhà hàng.
Nhân tố thứ năm (factor 5): cĩ giá tr ị Eigenvalue bằng 1,163 với hệ số Cronbach’s alpha là 0,848. Nhân tố này bao gồm các biến: “nhân viên luơn quan tâm đến yêu cầu của khách àng”, “nhà hàng luơn đáp ứng đầy đủ, kịp thời, nhanh chĩng”, “nhân viên s ẵn lịng giúp đỡ khách hàng khi khách g ặp khĩ khăn”, “thực đơn nhà hàng phong phú, đa dạng và thường được thay đổi theo nhu cầu, xu hướng của khách hàng”. Giá trị chuyển tải nhân tố > 0,5 nên nhân t ố này được giữ lại để đưa vào mơ hình. Tiến hành gộp các biến này lại và đặt tên là “khả năng đáp ứng” vì đây là nhân tố liên quan đến việc đáp ứng khách hàng khi s ử dụ g dịch vụ.
Các thành ph ần của thang đo SERVEPERE cĩ sự thay đổi,do đĩ mơ hình hiệu chỉnh được thể hiện qua sơ đồ sau
Năng lực Khả năng đáp Sự tin cậy
phục vụ ứ ng
Sự hài lịng
Sự đồng cảm Phương tiện
hữ u hình
2.3.4. Xây d ựng mơ hình hàm hồi quy tuyến tính bội về mức độ hài lịng
- Mơ hình nghiên cứu
Sự thõa mãn – hài lịng c ủa khách hàng là m ức độ của trạng thái cảm giác của một n ười bắ t nguồn từ việc so sánh kết quả thu được từ việc tiêu dùng s ản phẩm /dịch vụ với k ỳ vọ ng. Mức độ hài lịng ph ụ thuộc sự khác biệt giữa kết quả nhân được và kì vọng. Nếu kết quả thực tế tương xứng với kỳ vọng thì khách hàng sẽ hài lịng, n ếu kết quả thực tế cao hơn kỳ vọng thì khách hàng rất hài lịng. T ừ định nghĩa cĩ thể thấy được sự hài lịng c ủa k ách hàng ph ụ thuộc vào mức độ kì vọng của khách hàng. Khi
nghiên cứu sự hài lịng c ủa khách hàng v ề chất lượng dịch vụ ăn uống cần xem xét những khía cạnh để đưa ra những thang đo khác nhau.
Mơ hình lý thuy ết (sau khi hi ệu chỉnh) được trình bày ở sơ đồ 10 gồm cĩ đánh giá của khách hàng v ề sự tin ây, năng lực phục vụ, phương tiện hữu hình, sự đồng cảm, khả năng đáp ứng, sự hài lịng. Trong đĩ, sự hài lịng c ủa khách hàng là yếu tố phụ thuộc, 5 yếu tố cịn l ại là yếu tố độc lập.
Trước khi tiến hành hồi quy các ân t ố độc lập với nhân tố “sự hài lịng” , ta tiến hành xem xét m ối tương quan tuyế tính giữ a các biến (xem phụ lục 5). Kết quả kiểm tra cho thấy hệ số tương quan giữa bi ế n ph ụ huộc với các nhân tố “sự tin cậy”, “phương tiện hữu hình”, “sự đồng cảm”, “khả năng đáp ứng”, cĩ giá tr ị Sig < 0,05 nên hệ số tương quan cĩ ý ngh ĩa thống kế, trong nhĩm “năng lực phục vụ” cĩ giá tr ị Sig. = 0,743 > 0,05 nên hệ số tương quan sẽ khơng cĩ ý ngh ĩa thống kê. Vì vậy tác giả quyết định loại nhân tố này ra khỏi mơ hình.
Phương pháp hồi quy tuyến tính: sử dụng phương pháp Enter là phương pháp đưa cùng lúc tất cả các biến vào phân tích.
Tiến hành hồi quy cho các nhân t ố khác ta đưa vào mơ ình nghiên cứu được
ớ ệ ß ß ß ß ß
biểu diễn dưới dạng hồi quy mẫu như sau:
Sự hài lịng= + TC + + + KNDU
V iß là h số hồi quy riêng phần tương ứng với các biến độc lậ p :
TC: ậ y tin c
PTHH: phương tiện hữu hình DC: đồng cảm
KNDU: khả năng đáp ứng
-Giả thuyết về mối quan hệ giữa các thành ph ần chất lượng cảm nhận của dịch vụ đến sự hài lịng
Cặ p giả thuyết 1 :
: nhân tố “tin cậy” khơng cĩ tương quan với sự hài lịng .
: nhân tố “tin cậy” cĩ tương quan với sự hài lịng , nghĩa là tin cậy được khách hàng đánh giá càng cao thì mức độ hài lịng v ề chất lượng càng lớn và ngược lại.
Cặp giả thuyế t 2 :
: nhân t ố “p ương tiện hữu hình” khơng cĩ tương quan với sự hài lịng . : nhân tố “p ương tiện hữu hình” cĩ tương quan với sự hài lịng , nghĩa là phương tiện hữu hình đượ khá h hàng đánh giá càng cao thì mức độ hài lịng v ề chất lượng càng lớn và ngược lạ i.
Cặp giả thuyết 3 :
: nhân tố “ đồng cảm” khơ g cĩ tương quan với sự hài lịng
: nhân tố “đồng cảm” cĩ tươ g quan với sự hài lịng , nghĩa là đồng cảm được khách hàng đánh giá càng cao thì mức độ hài lịng v ề chất lượng càng lớn và ngược lại.
Cặp giả thuyết 4 :
: nhân tố “khả năng đáp ứng ” khơng cĩ tương quan với sự hài lịng .
: nhân tố “khả năng đáp ứng” cĩ tương quan với sự hài lịng , nghĩa là khả năng đáp ứng được khách hàng đánh giá càng cao thì mức độ hài lịng v ề chất lượng càng lớn và ngược lại.
Model 1
Bảng 18 : Phân tích hồi quy các nhân t ố đế n sựài lịng
R hiệu chỉnh Std. Error of the Estimate
0, 856 0,733 0,727 0,26679
a. Các biến dự đốn: (Hằng số), TC, PTHH, DC, KNDU b. Biến phụ thuộc: Sự hài lịng
Bảng 19: Phân tích ANOVA
Mơ hì h Tổng bình phương Df Trung bình bình phương
1 Hồi quy 34,176 4 8,544
Số dư 12,456 175 0,071
Tổng 46,632 179
a. Các yếu tố dự đốn: (hằng số), TC, PTHH,DC, KNDU b. Biến phụ thuộc: sự hài lịng
F
120,037
Sig
0,000b
( Nguồn: kết quả xử lí số liệu điều tra)
Từ kết quả của bảng trên, ta thấy rằng kiểm định F cho giá trị p-value (Sig.) <0,05, chứng tỏ là mơ hình phù h ợp và cùng v ới đĩ là hiệu chỉnh cĩ gía trị bằng 0,727, cĩ ngh ĩa là mơ hình h ồi quy giải thích được 72,7% sự biến thiên của biến phụ thuộc. Như vậy, mơ hình ĩ giá tr ị giải thích ở mức khá cao.
Từ kết quả phân tích hệ số tương quan ở bảng 20 dưới đây cho thấy rằng, kết quả kiểm định tất cả các nhân t ố đều cho kết quả p-value (Sig.) phù h ợp < 0,05, điều này chứng tỏ rằng cĩ đủ bằng chứng thố g kê để bác bỏ giả thuyết đối với các nhân tố này hay giả thuyết được chấp nhậ n ở mức ý ngh ĩa là 95%.
Bảng 20: Hệ số ương quan
Hệ số hồi quy
Mơ hình chưa chuẩn hĩa
B Std. Error Nhân Hằng số 0,558 0,156 tố TC 0,160 0,043 PTHH 0,273 0,040 DC 0,194 0,042 KNDU 0,239 0,041
Biến phụ thuộc: sự hài lịng
Hệ số hồi quy chuẩn hĩa Beta 0,189 0,335 0,245 0,297 T 3,575 3,702 6,879 4,632 5,828 Sig. 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 Thống kê đa cộng tuyến Dung VIF sai 0,588 1,701 0,645 1,550 0,547 1,829 0,588 1,701
(Nguồn: Kết quả xử lí số liệu điề tra )
Để phát hiện sự tồn tại của cộng tuyến trong dữ liệu và đánh giá mức độ cộng tuyế làm thối hĩa các tham s ố ước lượng, ta sử dụng 2 chỉ số là độ chấp nhận của biế (Tolerance) và hệ số phĩng đại phương sai (VIF) với quy tắc là khi VIF vượt quá
10 thì đĩ là dấ u hiệu của đa cộng tuyến. Kết quả cho thấy, độ chấp nhận của 2 biến độc lập trong mơ hình là tuyệt đối (100%) , hệ số phĩng đại phương sai của các biến (VIF) khá thấp (<10). Do đĩ, bác bỏ giả thuyết là cĩ hi ện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình
hay nĩi cách khác các bi ến độc lập cĩ s ự giải thích rõ ràng với các biến phụ thuộc . Từ những p ân tích trên, ta cĩ được phương trình mơ tả sự biến động của các nhân tố ảnh hưởng đế n s ự hài lịng c ủa khách hàng đối với chất lượng dịch vụ ăn uống của nhà hàng khách s ạn Midtown Huế:
Sự hài lịng = 0,189*TC+0,335*PTHH+ 0,245*DC+0,297*KNDU
Thơng qua các h ệ số h ồi quy chuẩn hĩa, ta bi ết được mức độ quan trọng của các nhân tố tham gia vào phương trình. Cụ thể, nhân tố “phương tiện hữu hình” cĩ ảnh hưởng nhiều nhất (ß = 0,335), nhân tố “sự tin cậy” cĩ ảnh hưởng ít nhất (ß = 0,189), nhân tố “khả năng đáp ứng” ảnh hưở g thứ ai (ß = 0,297) và nhân tố ảnh hưởng thứ ba là “sự đồng cảm” với ß = 0,245. Tuy iên, nhìn chung thì tất cả 4 nhân tố đều ảnh hưởng đến biến phụ thuộc. Và bất cứ một sự hay đổi nào của một trong 4 nhân tố ở trên đều cĩ th ể tạo nên sự thay đổi đối với sự hài lịng c ủa khách hàng.
Dựa trên kết quả thu được thơng qua vi ệ c xây d ự ng mơ hình hồi quy đa biến: Sự hài lịng = 0,189*TC+0,335*PTHH+ 0,245*DC+0,297*KNDU đã phản ánh sự phụ thuộc của biến “ sự hài lịng” đối với các biến độc lập, ta đưa ra bảng kết luận về các giả thuyết trên như sau:
Giả thuyết 1
2
Bảng 21: Kết luận các giả thuyế t
Nội dung B
Nhĩm các nhân tố về “tin cậy” được khách
hàng đánh giá càng cao thì sự hài lịng c ủa 0,189 họ càng cao và ngược lại
Nhĩm các nhân t ố về “phương tiện hữu 0,335 hình” được khách hàng đánh giá càng cao
T 3,702 6,879 Sig. 0,000 0,000