Kiểm định các giả thiết - Thực trạng chất lượng dịch vụ trò chơi trực tuyến của Công ty GOSU

PHẦN II: NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

CHƯƠNG 2: THỰC TRẠNG CHẤT LƯỢNG DỊCH VỤ TRÒ CHƠI TRỰC

2.2. Thực trạng chất lượng dịch vụ trò chơi trực tuyến của Công ty GOSU

2.2.4. Kiểm định các giả thiết

2.2.4. Kiểm định các giảthiết

DG =

₀₊ _{1 DC +} _{2 TC+} _3DU+ _4PV+ _{5HH +}_ei

Trong đó:

ei: là sai số ước lượng : hệsốhồi quy

Việc phân tích được tiến hành dựa trên phương pháp đưa vào cùng một lúc enter,sau đó dựa trên tiêu chí chọn những biến có mức ý nghĩa < 0.05

2.2.4.2. Phân tích tương quan

Bảng 2.10: Hệsốma trận tương quan

DC TC DU PV HH DG

DG Pearson

Correlation .310^** .551^** .450^** .606^** .728^** 1

Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000

N 157 157 157 157 157 157

**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).

(Nguồn: Kết quảxửlý sốliệu từphần mềm SPSS) Thực hiện kiểm định hệ số tương quan Person nhằm mục đích kiểm tra mối quan hệ tuyến tính giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. Nếu hệ số tương quan Person giữa các biến phụthuộc và biến độc lập lớn chứng tỏgiữa chúng có quan hệ với nhau và phân tích hồi quy tuyến tính là phù hợp. Bên cạnh đó phải xem xét hệ số Sig. của kiểm định sự tương quan trên, nếu Sig. > 0.05 tức là không có sự tương quan giữa các biến độc lập và biến phụthuộcvà ngược lại.

Qua đây ta nhận thấy được rằng, giữa các biến độc lập không có sự tương quan với nhau vì Sig. (2-tailed) đều bé hơn 0.05. Ngược lại giữa các biến độc lập và biến phụthuộc có sự tương quan với nhau vì nhận thấy rằng Sig. đều nhỏ hơn 0.05.

Tiếp tục giai đoạn phân tích hồi quy tương quan để đi đến kết luận của giảthiết 2.2.4.3. Mô hình hồi quy tuyến tính, đa cộng tuyến và kiểm định phân phối chuẩn

Thông qua sốliệu SPSS được phân tích, ta có bảng sốliệu sau:

Trường Đại học Kinh tế Huế

Bảng 2.11: Mô hình xácđịnh R²điều chỉnh và hệsốtự tương quan Durbin-watson

Mô hình R R bình

phương

R bình phương điều

chỉnh

Độlệch chuẩn

Durbin-Watson

1 .795^a .632 .620 .44251 1.466

(Nguồn: Kết quảxửlý sốliệu từphần mềm SPSS)

Bảng 2.12: Kết quảhồi quy Coefficients^a

Mô hình

Hệsố chưa chuẩn hóa

Hệsố đã chuẩn hóa

t Sig.

Collinearity Statistics

B Std.

Error Beta Tolerance VIF

1Hệsốhằng -.487 .271 -1.795 .075

FDC .101 .046 .112 2.182 .031 .925 1.081

FTC .193 .055 .202 3.472 .001 .717 1.396

FDU .119 .053 .126 2.249 .026 .778 1.285

FPV .204 .070 .185 2.898 .004 .595 1.682

FHH .520 .080 .436 6.488 .000 .540 1.851

(Nguồn: Kết quảxửlý sốliệu từphần mềm SPSS) Bảng 2.13: Kiểm định mức độphù hợp của mô hình hồi quy

ANOVA^a

Model Sum of

Squares df Mean Square F Sig.

1 Regression 50.831 5 10.166 51.918 .000^b

Residual 29.568 151 .196

Total 80.399 156

(Nguồn: Kết quảxửlý sốliệu từphần mềm SPSS) Kiểm định giảthiết vềý nghĩa của hệsốhồi quy: cả5 biến độc lập đều có hệ sốhồi quy dương và mức ý nghĩa đều bé hơn 0.05 nên hệsốhồi quy của chúng đều có ý nghĩa thống kê. Do đó chấp nhận cả5 giảthiết từH₁đến H₅. Riêng với hằng số có mức ý nghĩa lớn hơn 0.05 nên hệsốhồi quy không có ý nghĩa thống kê.

Trường Đại học Kinh tế Huế

Đánh giá độphù hợp của mô hình: hộsố xác định R²hiệu chỉnh của mô hình này là 62.0% thểhiện các biến độc lập trong mô hình này giải thích được 62.0% sựbiến thiên của biến DG (Đánh giá). Như vậy độphù hợp của mô hình là chấp nhận được.

Kiểm định độ phù hợp của của mô hình Bảng ANOVA có giá trị thống kê của F = 51.918 khác giá trị Sig. nhỏ(= 0.000), cho thấy an toàn khi bác bỏgiảthiết H₀ cho rằng các hệ số hồi quy đều bằng 0 (ngoại trừ hằng số), mô hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữliệu ta nghiên cứu được.

Đo lường đa cộng tuyến: Theo kết quảbảng confficients, ta thấy các biến độc lập có độ chấp nhận (Tolerance > 0.001), bên cạnh đó hệ số phóng đại phương sai (VIF: Varience inflation factor) các biến độc lập trong mô hình đều đạt VIF < 2 (Đạt tiêu chuẩn VIF <10). Như vậy mô hình không có dấu hiệu của đa cộng tuyến.

Kiểm tra tư tương quan, giá trịtrong bảng Durbin Watson với 5 biến độc lập.

với 157 mẫu nghiên cứu. Giá trịDurbin Watson là 1.466 thõa mãn lớn hơn 1< d < 3 nên mô hình không có sự tương quan.

Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư : Kết quả của biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa có trung bình mean bằng -2.44E-15 xấp xỉ bằng 0 và có độ lệch chuẩn std.Dev = 0.984 gần bằng 1 cho thấy phân phổi phần dư xấp xỉchuẩn. Do đó kết luận rằng, giảthiết phân phối chuẩn không bịvi phạm.

Giải thích phương trình tuyến tính:

DG = 0.101

+ 0.193

+ 0.119

+ 0.204

+ 0.520

Qua đó ta thấy rằng các biến độc lập đều ảnh hưởng và tác động theo chiều tích cực đến đánh giá chất lượng dịch vụtrò chơi trực tuyến tại Công ty Gosu thành phốHuế ở độtin cậy 95%.Phương trình hồi quy ta thấy rằng:

- Khi mức độ đồng cảm tăng 1 đơn vị thì đánh giá chất lượng dịch vụ tăng 0.101 đơn vị

-Khi phương thức tiếp cận tăng 1 đơn vịthìđánh giá chất lượng dịch vụ tăng 0.193 đơn vị

- Khi mức độ đáp ứng tăng 1 đơn vị thì đánh giá chất lượng dịch vụ tăng

Trường Đại học Kinh tế Huế

-Khi năng lực phục vụ tăng 1 đơn vị thì đánh giá chất lượng dịch vụ tăng 0.204 đơn vị

-Khi phương tiện hữu hình tăng 1 đơn vị thì đánh giá chất lượng dịch vụ tăng 0.520 đơn vị

Tóm lại, trong 5 nhân tốtham gia nghiên cứu thì phương tiện hữu hìnhđóng vai trò quan trọng nhất và chiếm tỷlệcao nhất, ngược lại mức độ đồng cảm là biến có mức độ ảnh hưởng đến đánh giá chất lượng dịch vụ thấp nhất, các nhân tố đều ảnh hưởng đến việc đánh giá chất lượng dịch vụcủa Công ty Gosu- thành phốHuế.

2.2.5. Mức độ đánh giá của khách hàng về chất lượng dịch vụ trò chơi trực

Trong tài liệu NÂNG CAO CHẤT LƯỢNG DỊCH VỤ TRÒ CHƠI TRỰC TUYẾN TẠI CÔNG TY CỔ PHẦN TRỰC TUYẾN GOSU – THÀNH PHỐ HUẾ (Trang 76-80)