Phân tích hồi quy

Sau khi xem xét mức độ tương quan giữa các biến, mô hình lý thuyết phù hợp cho nghiên cứu gồm biến quan sát và ý định sử dụng dịch vụ chăm sóc khách hàng tại VNPT Thừa Thiên Huế. Trong đó, ý định sử dụng dịch vụ “YDSD” là biến phụ thuộc, các biến còn lại là biến độc lập.

Mô hình hồi quy xây dựng như sau:

YDSD = β₁ + β₂TT+ β₃CC + β₄TP + β₅ GTT + β₆TD Trong đó:

βLà hệ số hồi quy riêng phần tương ứng với các biến độc lập

YDSD: Giá trị của biến phụ thuộc “Ý định sử dụng dịch vụ chăm sóc khách hàng tại VNPT Thừa Thiên Huế”

TT: Giá trị biến độc lập “Tinh thần, thái độ, phong cách làm việc của nhân viên”

CC: Giá trị biến độc lập “Khả năng cung cấp thông tin và giải đáp thắc mắc của khách hàng”

TP: Giá trị biến độc lập “Trang phục, tác phong, ý thức làm việc”

GTT: Giá trị biến độc lập “Khả năng giao tiếp, ứng xử”

TD: Giá trị biến độc lập “Trìnhđộ chuyên môn, nghiệp vụ”

Các giả thuyết của mô hình hồi quy được điều chỉnh như sau:

- Giả thuyết H₁: Nhóm yếu tố “Tinh thần, thái độ, phong cách làm việc của nhân viên” có ảnh hưởng tích cực đến ý định sử dụng dịch vụ chăm sóc khách hàng tại VNPT Thừa Thiên Huế

Trường Đại học Kinh tế Huế

- Giả thuyết H₂: Nhóm yếu tố “Khả năng cung cấp thông tin và giải đáp thắc mắc của khách hàng”có ảnh hưởng tích cực đến ýđịnh sử dụng dịch vụ chăm sóc khách hàng tại VNPT Thừa Thiên Huế

- Giả thuyết H₃: Nhóm yếu tố “Trang phục, tác phong, ý thức làm việc”

có ảnh hưởng tích cực đến ýđịnh sử dụng dịch vụ chăm sóc khách hàng tại VNPT Thừa Thiên Huế.

- Giả thuyết H₄: Nhóm yếu tố “Khả năng giao tiếp, ứng xử” có ảnh hưởng tích cực đến ýđịnh sử dụng dịch vụ chăm sóc khách hàng tại VNPT Thừa Thiên Huế

- Giả thuyết H₅: Nhóm yếu tố “Trình độ chuyên môn, nghiệp vụ” có ảnh hưởng tích cực đến ý định sử dụng dịch vụ chăm sóc khách hàng tại VNPT Thừa Thiên Huế

Phương pháp hồi quy tuyến tính bội với toàn bộ các biến độc lập được đưa vào cùng lúc (Phương pháp Enter) cho thấy mô hình hồi quy thích hợp sử dụng để kiểm định mô hình lý thuyết.

Bảng 2.20. Tóm tắt mô hình Mô hình tóm tắt Mô

hình Hệ số R Hệ số R² Hệ số R² hiệu chỉnh

Sai số chuẩn

của ước lượng Durbin-Watson

1 0,783^a 0,614 0,597 0,357 2,060

a. Các yếu tố dự đoán : (Hằng số),TD, GTT, CC, TP, TT b. Biến phụ thuộc: YDSD

(Nguồn: Kết quả điều tra xử lý sốliệu SPSS)

Trường Đại học Kinh tế Huế

Bảng 2.21. Phân tích phương sai ANOVA ANOVA^a

Mô hình Tổng bình

phương df Trung bình

bình phương F Sig.

1

Hồi quy 23,322 5 4,664

36,543 0,000^b

Phần dư 14,678 115 0,128

Tổng 38,000 120

a. Biến phụ thuộc: YDSD

b. Các yếu tố dự đoán: (Hằng số),TD, GTT, CC, TP, TT

(Nguồn: Kết quả điều tra xử lý số liệuSPSS) Kiểm định F trong bảng phân tích phương sai (ANOVA) được sử dụng để kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể.

Khi xây dựng xong 1 mô hình hồi quy tuyến tính ta xem xét sự phù hợp của mô hìnhđối với tập dữ liệu qua giá trị R square (sự phù hợp này chỉ thể hiện giữa mô hình bạn xây dựng với tập dữ liệu mẫu) để suy diễn cho mô hình thực của tổng thể thì kiểm định F sẽ giúp ta làm điều đó.

Kết quả sau khi thực hiện hồi quy, ta thấy rằng kiểm định F cho giá trị p-value (Sig.) = 0,000 < 0,05, như vậy mô hình phù hợp, có ý nghĩa suy rộng ra cho tổng thể. Hơn nữa, R²hiệu chỉnh có giá trị bằng 0,597 = 59,7%. Như vậy các biến độc lập đưa vào chạy hồi quy ảnh hưởng tới 59,7% sự thay đổi của biến phụ thuộc.

Hay nói cách khác mô hình hồi quy giải thích được 59,7% sự biến thiên của biến phụ thuộc.

Như vậy, có thể xem mô hình này có giá trị giải thích ở mức độ cao.

Trường Đại học Kinh tế Huế

Bảng 2.22. Kết quảphân tích hồi quy

Mô hình

Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa

Hệ số hồi quy

chuẩn hóa t Giá trị

Sig.

Đa cộng tuyến

β Sai số chuẩn Beta T VIF

Hằng số

-.166 .282 -.587 .558

TT .307 .054 .394 5.733 .000 .713 1.403

CC .215 .036 .361 6.044 .000 .940 1.064

TP .131 .055 .146 2.371 .019 .884 1.131

GTT .125 .056 .152 2.240 .027 .731 1.368

TD .179 .062 .182 2.917 .004 .861 1.161

(Nguồn: Kết quả điều tra xử lý số liệuSPSS) Hồi quy không có nhân tố nào bị loại bỏ do sig. kiểm định t của từng biến độc lập đều nhỏ hơn 0,05; chứng tỏ các biến độc lập này đều có ý nghĩa thống kê trong mô hình.

Kết quảphân tích hồi quy theo phương pháp Enter ở bảng cho thấy hiện tượng đa cộng tuyến không có ảnh hưởng đến kết quả giải thích mô hình với các hệ số phóng đại phương sai VIF của mỗi biến lớn hơn 1,000 (<10). Quy tắc là khi VIF vượt quá 10 thì đó là dấu hiệu của đa cộng tuyến (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008, tập 1, trang 252). Trong một số tài liệu khác đưa ra điều kiện VIF < 4 là thỏa mãn điều kiện. Nhìn vào kết quả hồi quy cho thấy giá trị VIF của các biến độc lập đều bé hơn 2 nên có thể kết luận hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập không xảy ra.

Trường Đại học Kinh tế Huế

Biểu đồ2. 1: Tần sốcủa phần dư chuẩn hóa

(Nguồn: Xửlý sốliệu SPSS) Sử dụng công cụ biểu đồ Histogram ta quan sát được phân phối của phần dư.

Biểu đồtần sốcủa phần dư chuẩn hóa cho thấy một đường cong phân phối chuẩn được đặt chòng lên biểu đồtần số. Phân phối dư có với Mean = -1,61E -15 và độlệch chuẩn Std. Dev = 0,979 tức gần bằng 1 nên ta có thểkhẳng định phần dư có phân phối chuẩn.

Trường Đại học Kinh tế Huế

Biểu đồ2. 2: Giả định phân phối chuẩn của phần dư

(Nguồn: Xửlý sốliệu SPSS)

Xem biểu đồ Normal P-P Plot trên, các trị số quan sát và trị số mong đợi đều nằm gần trên đường chéo chứng tỏ phần dư chuẩn hóa có phân phối chuẩn. Kiểm định bằng Biểu đồ P- P Plot thể hiện những giá trị của các điểm phân vị của phân phối của biến theo các phân vị của phân phối chuẩn. Quan sát mức độ các điểm thực tế, tập trung sát đường thẳng kỳvọng, cho thấy tập dữ liệu nghiên cứu là tốt, phần dư chuẩn hóa có phân phối gần sát phân phối chuẩn.

Dựa vào hệ số betachuẩn hóa, có thể viết lại phương trình hồi quy như sau:

YDSD = (-0,166) + 0,307 TT + 0,215 CC + 0,131 TP + 0,125 GTT + 0,179 TD

Trường Đại học Kinh tế Huế

Dựa vào mô hình hồi quy các nhân tố ảnh hưởng đến ý định sử dụng dịch vụ chăm sóc khách hàng tại VNPT Thừa Thiên Huế, ta có thể nhận thấy mức độ ảnh hưởng của5 nhân tố theo thứ tự như sau: “Tinh thần, thái độ, phong cách làm việc của nhân viên”; “Khả năng cung cấp thông tin và giải đáp thắc mắc của khách hàng”; “Trang phục, tác phong, ý thức làm việc”; “Khả năng giao tiếp, ứng xử”;

“Trình độ chuyên môn, nghiệp vụ”

Theo mô hình hồi quy có 5 nhân tố tiến hành kiểm định ảnh hưởng của chúng tới ý định sử dụng dịch vụ chăm sóc khách hàng tại VNPT Thừa Thiên Huế.

Nhân tố “Tinh thần, thái độ, phong cách làm việc của nhân viên”

H₀: Nhóm yếu tố “Tinh thần, thái độ, phong cách làm việc của nhân viên”không cóảnh hưởng tích cực đến ý định sử dụngdịch vụ chăm sóc khách hàng tại VNPT Thừa Thiên Huế

H₁: Nhóm yếu tố “Tinh thần, thái độ, phong cách làm việc của nhân viên” có ảnh hưởng tích cực đến ý định sử dụng dịch vụ chăm sóc khách hàng tại VNPT Thừa Thiên Huế

H₀: β₂≤ 0 H₁: β₂> 0

Dựa vào kết quả hồi quy ta thấy: Sig. = 0,000 < 0,05 nên bác bỏ giả thuyết H₀. Kết luận nhóm yếu tố “Tinh thần, thái độ, phong cách làm việc của nhân viên”

có ảnh hưởng tích cực đến ý định sử dụng dịch vụ chăm sóc khách hàng tại VNPT Thừa Thiên Huế. Cụ thể khi biến “TT” tăng lên 1 đơn vị thì “YDSD” sẽ tăng 0,307 đơn vị trong trường hợp không có sự ảnh hưởng của các biến độc lập khác.

Nhân tố “Khả năng cung cấp thông tin và giải đáp thắc mắc của khách hàng”

H₀: Nhóm yếu tố “Khả năng cung cấp thông tin và giải đáp thắc mắc của khách hàng” không có ảnh hưởng tích cực đến ý định sử dụng dịch vụ chăm sóc khách hàng tại VNPT Thừa Thiên Huế

Trường Đại học Kinh tế Huế

H₁: Nhóm yếu tố “Khả năng cung cấp thông tin và giải đáp thắc mắc của khách hàng” có ảnh hưởng tích cực đến ý định sử dụng dịch vụ chăm sóc khách hàng tại VNPT Thừa Thiên Huế

H₀: β₃≤ 0 H₁: β₃> 0

Dựa vào kết quả hồi quy ta thấy: Sig. = 0,000 < 0,05 nên bác bỏ giả thuyết H₀. Kết luận nhóm yếu tố “Khả năng cung cấp thông tin và giải đáp thắc mắc của khách hàng” có ảnh hưởng tích cực đến ý định sử dụng dịch vụ chăm sóc khách hàng tại VNPT Thừa Thiên Huế. Cụ thể khi biến “CC” tăng lên 1 đơn vị thì

“ÝDSD” tăng 0,215 đơn vị trong trường hợp không có sự ảnh hưởng của các biến độc lập khác.

Nhân tố “Trang phục, tác phong, ý thức làm việc”

H₀: Nhóm yếu tố “Trang phục, tác phong, ý thức làm việc” không có ảnh hưởng tích cực đến ýđịnh sử dụng dịch vụ chăm sóc khách hàng tại VNPT Thừa Thiên Huế.

H₁: Nhóm yếu tố “Trang phục, tác phong, ý thức làm việc” có ảnh hưởng tích cực đến ý định sử dụng dịch vụ chăm sóc khách hàng tại VNPT Thừa Thiên Huế.

H₀: β₄≤ 0 H₁: β₄> 0

Dựa vào kết quả hồi quy ta thấy: Sig. = 0,019 < 0,05 nên bác bỏ giả thuyết H₀. Kết luận nhóm yếu tố“Trang phục, tác phong, ý thức làm việc” có ảnh hưởng tích cực đến ý định sử dụng dịch vụ chăm sóc khách hàng tại VNPT Thừa Thiên Huế. Cụ thể khi biến “TP” tăng lên 1 đơn vị thì “YDSD” sẽ tăng 0,131 đơn vị trong trường hợp không có sự ảnh hưởng của các biến độc lập khác.

Trường Đại học Kinh tế Huế

Nhân tố “Khả năng giao tiếp, ứng xử”

H₀: Nhóm yếu tố “Khả năng giao tiếp, ứng xử” không có ảnh hưởng tích cực đến ýđịnh sử dụng dịch vụ chăm sóc khách hàng tại VNPT Thừa Thiên Huế.

H₁: Nhóm yếu tố “Khả năng giao tiếp, ứng xử” có ảnh hưởng tích cực đến ýđịnh sử dụng dịch vụ chăm sóc khách hàng tại VNPT Thừa Thiên Huế.

H₀: β₅ ≤ 0 H₁: β₅> 0

Dựa vào kết quả hồi quy ta thấy: Sig. = 0,027 < 0,05 nên bác bỏ giả thuyết H₀. Kết luận nhóm yếu tố “Khả năng giao tiếp, ứng xử” có ảnh hưởng tích cực đến ý định sử dụng dịch vụ chăm sóc khách hàng tại VNPT Thừa Thiên Huế. Cụ thể khi biến “GTT” tăng lên 1 đơn vị thì biến “YDSD” sẽ tăng 0,125 đơn vị trong trường hợp không có sự ảnh hưởng của các biến độc lập khác.

Nhân tố “Trìnhđộ chuyên môn, nghiệp vụ”

H₀: Nhóm yếu tố “Trình độ chuyên môn, nghiệp vụ” không có ảnh hưởng tích cực đến ýđịnh sử dụng dịch vụ chăm sóc khách hàng tại VNPT Thừa Thiên Huế

H₁: Nhóm yếu tố “Trình độ chuyên môn, nghiệp vụ” có ảnh hưởng tích cực đến ýđịnh sử dụng dịch vụ chăm sóc khách hàng tại VNPT Thừa Thiên Huế.

H₀: β₆ ≤ 0 H₁: β₆ > 0

Dựa vào kết quả hồi quy ta thấy: Sig. = 0,004 < 0,05 nên bác bỏ giả thuyết H₀. Kết luận nhóm yếu tố “Trình độ chuyên môn, nghiệp vụ” có ảnh hưởng tích cực đến ýđịnh sử dụng dịch vụ chăm sóc khách hàng tại VNPT Thừa Thiên Huế.

Trường Đại học Kinh tế Huế

Cụ thể khi biến “TD” tăng lên 1 đơn vị thì “YDSD” sẽ tăng 0,179 đơn vị trong trường hợp không cósự ảnh hưởng của các biến độc lập khác.

Kết quả kiểm định sau hồi quy cho thấy có 5 yếu tố tác động cùng chiều lên biến phụ thuộc “Ý định sử dụng dịch vụ chăm sóc khách hàng tại VNPT Thừa Thiên Huế” là “Tinh thần, thái độ, phong cách làm việc của nhân viên”; “Khả năng cung cấp thông tin và giải đáp thắc mắc của khách hàng”; “Trang phục, tác phong, ý thức làm việc”; “Khả năng giao tiếp, ứng xử”;“Trình độ chuyên môn, nghiệp vụ”

Trong đó, “Tinh thần, thái độ, phong cách làm việc của nhân viên” là yếu tố có sự tác động mạnh nhất và “Khả năng giao tiếp, ứng xử” là yếu tố tác động yếu nhất. Điều này là phù hợp với đặc điểm của mẫu nghiên cứu.

2.2.5. Kiểm định sự khác biệt về ý định sử dụng dịch vụ chăm sóc khách

Trong tài liệu Hoàn thiện chất lượng dịch vụ chăm sóc khách hàng tại VNPT – Thừa Thiên Huế (Trang 73-82)