Mơ hình Tổng phương sai lệch df Bình phương tổng phương sai lệch F Mức ý nghĩa Sig. Mơ hình hồi quy 25,601 5 5,120 47,017 0,000 Số dư 11,870 109 0,109 Tổng 37,471 114 Nguồn: Xửlý sốliệu bằng SPSS
Từ bảng 2. ta thấy Sig. của F = 0,00 < 0,05 từ đó có thể kết luận rằng mơ hình hồi quy tuyến tính xây dựng phù hợp với tổng thể.
Như vậy, điều này có nghĩa là kết hợp của các biến thể hiện có trong mơ hình có thểgiải thích được thay đổi của biến phụ thuộc hay nói cách khác có ít nhất một biến
độc lập nào đó ảnh hưởng đến biến phụthuộc.
Mặc khác, mơ hình hồi quy khơng vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến do có hệsố
phóng đại VIP của các biến (VIP < 10) và khơng có sự tương quan do kiểm định
Durbin– Watson = 1,730 thuộc trong khoảng chấp nhận (1,6 đến 2,6). Ngoài ra, kiểm
định hệ số tương quan dưới đây cho thấy rằng, kết quả kiểm định tất cả các nhân tố
đều cho kết quảSig. < 0.05. Vậy nên, có đủ bằng chứng thống kê đểbác bỏgiảthuyết H0 đối với các nhân tố này hay các giả thuyết Hi được chấp nhận với mức ý nghĩa là
95%.
Kết quảphân tích hồi quy và mức độquan trọng của từng nhân tố Bảng 2.18: Kết quảphân tích hồi quy đa biến
Mơ hình
Hệsố chưa chuẩn hóa Hệsốchuẩn hóa
t Sig.
B Sai sốchuẩn Beta
Hằng số -0,533 0,321 -1,658 0,100 DSD 0,247 0,073 0,256 3,364 0,001 NTHI 0,238 0,007 0,207 3,101 0,002 GCTD 0,002 0,075 0,002 0,033 0,974 CNTT 0,418 0,074 0,358 5,659 0,000 CNCL 0,265 0,064 0,272 4,138 0,000 Nguồn: Xửlý sốliệu bằng SPSS
Giá trị Sig. tại các phép kiểm định của các biến độc lập được đưa vào mơ hình:
“Tính dễ sử dụng”, “Nhận thức hữu ích”, “Cảm nhận tin tưởng”, “Cảm nhận chất lượng”đều nhỏ hơn 0,05 chứng tỏ các biến độc lập này có ý nghĩa thống kê trong mơ hình. Riêngđối với biến độc lập“Giá cả và thái độ”có giá trịSig. là 0,974 > 0,05 nên bị loại khỏi mơ hình hồi quy. Ngồi ra, hằng sốtrong mơ hình có giá trịSig. là 0,100 > 0,05 nên cũng sẽbị loại.
Phương trình hồi quy tổng quát của mơ hìnhđược biết lại như sau:
YD= 0,256DSD + 0,207NTHI + 0,358CNTT + 0,272CNCL
Dựa vào mơ hình hồi quy trên ta thấy hệ số ß1 = 0,256 có nghĩa là khi nhân tố
“Tính dễsửdụng” thay đổi 1 đơn vịtrong khi các nhân tố khác khơng đổi thì làm cho
ý định đặt phòng tại khách sạn Thanh Xuân Huế thông qua Booking.com cũng biến
động cùng chiều 0,256 đơn vị.
Đối với nhân tố “Nhận thức hữu ích” có hệ số ß2 = 0,207 có nghĩa là khi nhân tố
“Nhận thức hữu ích” thay đổi 1 đơn vị trong khi các nhân tố khác khơng đổi thì làm
cho ý định đặt phòng tại khách sạn Thanh Xuân Huế thông qua Booking.com cũng biến động cùng chiều 0,207 đơn vị.
Đối với nhân tố “Cảm nhận tin tưởng” có hệ số ß4 = 0,358 có nghĩa là khi nhân tố “Cảm nhận tin tưởng” thay đổi 1 đơn vị trong khi các nhân tố khác khơng đổi thì làm cho ýđịnh đặt phịng tại khách sạn Thanh Xn Huếthơng qua Booking.com cũng biến động cùng chiều 0,358 đơn vị.
Đối với nhân tố “Cảm nhận chất lượng” có hệ sốß5 = 0,272 có nghĩa là khi nhân tố “Cảm nhận chất lượng” thay đổi 1 đơn vị trong khi các nhân tố khác khơng đổi thì làm cho ýđịnh đặt phịng tại khách sạn Thanh Xuân Huếthông qua Booking.com cũng biến động cùng chiều 0,272 đơn vị.
Phương trình trên cho thấy, khi các yếu tố “Tính dễ sửdụng”, “Nhận thức hữu
ích”, “Cảm nhận tin tưởng”, “Cảm nhận chất lượng” càng cao thì ý định đặt phòng tại
khách sạn Thanh Xuân Huế qua Booking.com càng cao. Trong đó thành phần cảm nhận tin tưởng tác động mạnh nhất đến ý định đặt phòng tại khách sạn Thanh Xuân Huếthông qua Booking.com, tiếp đến là cảm nhận chất lượng của khách hàng. Kếtiếp là tính dễsửdụng và cuối cùng là nhận thức hữu ích của khách hàng.
2.2.6 Đánh giá của khách hàng về các yếu tố ảnh hưởng đến ý định đặtphòng tại khách sạn Thanh Xuân Huếqua Booking.com phòng tại khách sạn Thanh Xuân Huếqua Booking.com
Bảng 2.19: Đánh giá của khách hàng về các yếu tố ảnh hưởng đến ý định đặt phòngChỉtiêu