CHƯƠNG 2: ĐÁNH GIÁ THỰC TRẠNG CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN SỰ
2.2. Các yếu tố tác động đến sự hài lòng của khách hàng về việc sử dụng sản phẩm dịch
2.2.3. Phân tích sự tương quan các nhân tố tác động tới sự hài lòng của khách hàng
người khác khi họcó nhu cầu
Quý khách sẽtiếp tục sử dụng sản phẩm dịch vụtrong
tương lai MĐHL3 .819
HệsốEigenvalue = 2.005 Tổng phương sai trích = 66.843
(Nguồn: Xửlý sốliệu từsốliệu điều tra)
Kiểm định Barlett’s Test có giá trịsig <0.05 chứng tỏcác biến quan sát tương quan với nhay trong tổng thể, hệsố KMO = 0.685 (>0.5) nên đủ điều kiện phân tích EFA.
Tổng phương sai trích lớn hơn 0.5 và hệsốtải của 3 biến lớn hơn 0.5 nên tất cảbiến đều được giữ lại trong mô hình nghiên cứu. Các biến quan sát này đều cho biết vềcác yếu tố ảnh hưởng đến quyết định sử dụng sản phẩm dịch vụFPT–chi nhánh Huế, đặt tên cho nhóm biến này là “Mức độhài lòng(Y)”.
2.2.3. Phân tích sự tương quan các nhân tố tác động tới sự hài lòng của khách hàng
H1: Nhân tố “Dịch vụ chăm sóc khách hàng” tương quan cùng chiều với mức độ hài lòng.
H2: Nhân tố “Quy trình và thủtục đăng ký” tương quan cùng chiều với mức độhài lòng.
H3: Nhân tố “Giá của sản phẩm dịch vụ” tương quan cùng chiều với mức độhài lòng.
H4: Nhân tố “Uy tín thương hiệu của FPT” tương quan cùng chiều với mức độhài lòng.
H5: Nhân tố “Chất lượng của sản phẩm dịch vụ” tương quan cùng chiều với mức độ hài lòng.
b. Mô hình nghiên cứu được biểu diễn dưới dạng phương trình hồi quy sau YĐ= β0+ β1X1+ β2 X2+ β3 X3+ β4X4+ β5X5+ e
Trong đó:
YĐ: biến phụthuộc Mức độhài lòng của khách hàng.
X1: biến độc lập vềnhân tốcủa nhóm Dịch vụ chăm sóc kháchhàng X2: biến độc lập vềnhân tốcủa nhóm Quy trình và thủtục đăng ký X3: biến độc lập vềnhân tốcủa nhóm Giá của sản phẩm dịch vụ X4: biến độc lập vềnhân tốcủa nhómUy tín thương hiệu của FPT X5: biến độc lập vềnhân tốcủa nhóm Chất lượng sản phẩm dịch vụ e: Sai số ước lượng.
Trước khi tiến hàng hồi quy các nhân tố độc lập với nhân tố “Mức độhài lòng”
nghiên cứu đã tiến hành xem xét mối tương quan tuyến tính giữa các biến. Giá trị Sig. bé hơn mức ý nghĩa α = 0.05 cho thấy sự tương quan cóý nghĩa vềmặt thống kê. Sơ bộcó thểkết luận rằng các biến độc lập này có thể đưa vào mô hìnhđểgiải thích cho biến phụ thuộc, biến phụthuộc và các biến độc lập có mối tương quan với nhau, hay các giảthuyết H1, H2, H3, H4, H5được chấp nhânở mức ý nghĩa 95%.
Trường Đại học Kinh tế Huế
2.2.4. Kiểm định sự phù hợp của mô hình
Bảng 21: Tóm tắt các yếu tốcủa mô hình hồi quy tuyến tính
(Nguồn: Kết quảxửlý sốliệu trên phần mềm SPSS)
Bảng 22:Phân tích Anova
Mô hình Tổng
bình phương Df
Trung bình
bình phương F Sig.
Hồi quy 67.796 5 13.559 27.471 .000b
Số dư 61.204 124 .494
Tổng 129.000 129
(Nguồn: Kết quảxửlý sốliệu trên phần mềm SPSS) So sánh hai giá trị R2 và R2 điều chỉnh, ta thấy R2 hiệu chỉnh = 0.506 nhỏ hơn R2
=0.526, dùng tiêu chuẩn này để đánh giá độ phù hợp của mô hình sẽ an toàn vì nó thổi phồng mức độ phù hợp của mô hình. R2 hiệu chình = 0.506 nghĩa là mô hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức 50.6%.
Từ kết quả các bảng dưới đây, ta thấy rằng kiểm định F cho giá trị p – value (Sig.) <
0.05, điều này có nghĩa các biến hiện có trong mô hình có thểgiải thích được sự thay đổi của biến phụthuộc hay nói các khác có ít nhất 1 biến độc lập nào đó ảnh hưởng đến biến phụ thuộc và cùng với đó là R2 hiệu chình có giá trị bằng 0.506, hay nói cách khác là
Model R R2 R2hiệu chỉnh
Durbin-Watson
1 .725a .526 .506
1.887
Trường Đại học Kinh tế Huế
50.6% biến thiên của biến “Mức độhài lòng” được giải thích bởi 5 biến độc lập trên, còn lại là do tác động của các yếu tốkhác ngoài mô hình.
Hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance inflation factor) đều nhỏ hơn 10, do vậy, khẳng định rằng mô hình hồi quy không xảy ra hiên tượng đa cộng tuyến.
Giá trị Durbin–Watson trong bảng bên dưới là 1.887 nằm trong khoảng dU< d < 4-dU, miền chấp nhận giảthuyết không có tự tương quan. Nên mô hình không vi phạm giả định hiện tượng tự tương quan.
2.2.5. Kết quả phân tích hồi quy đa biến và đánh giá mức độ ảnh hưởng của từng nhân tố
Bảng 23: Kết quảphân tích hồi quy đa biến
Mô hình
Hệsốhồi quy chưa chuẩn hoá
Hệsố hồi quy
chuẩn
hoá T Sig. VIF
B
Std.
Error Beta
1
Hằng số 1.638E-016
.062 .000 1.000
Dịch vụ chăm sóc khách hàng2 .277
.062 .277 4.478 .000
1.000 Quy trình và thủ3 tục đăng ký .149
.062 .149 2.414 .017
1.000 Gía của sản phẩm dịch vụ4 .556
.062 .556 8.990 .000
1.000 Uy tín thương hiệu của FPT5 .173
.062 .173 2.797 .006
1.000 Chất lượng của sản phẩm6
dịch vụ .296
.062 .296 4.777 .000
1.000
Trường Đại học Kinh tế Huế
Biến phụthuộc: Mức độhài lòng
Từ những phân tích trên, phương trình hồi quy tổng quát của mô hình được viết lại như sau:
MĐHL= 0.277X1 + 0.149 X2 + 0.556 X3+ 0.173 X4+ 0.296 X5 0.277 x Dịch vụ chăm sóc khách hàng
0.149 x Quy trình và thủtục đăng ký 0.556 x Gía của sản phẩm dịch vụ 0.173 xUy tín và thương hiệu của FPT 0.296 x Chất lượng của sản phẩm dịch vụ
Có thểthấy rằng kết quảchạy phân tích EFA cho ra 5 biến độc lập trong nhóm như đã trình bàyởphần kết quảphân tích nhân tốvà khi vào hồi quy thì vẫn còn 5 biến xuất hiện trong phương trình hồi quy có tác động tới biến phụthuộc “Mức độhài lòng”.
Hệ số hồi quy chuẩn hóa còn cho biết tầm quan trọng của các biến độc lập trong mô hình. Theo kết quả xử lý, 5 biến độc lập có hệ số Beta lần lượt là 0.277, 0.149, 0.556, 0.173, 0.296 điều này cho thấy yếu tố “Giá của sản phẩm dịch vụ” có tác động mạnh nhất đến quyết định sử dụng sản phẩm dịch vụFPT của khách hàng.