Bảng 4.7. Ma trận hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình
Tương quan
TBAN | TBVS | TBTK | TBNLNV | TBHTNV | TBTT | ||
TBAN | Tương quan Pearson | 1 | .489** | .598** | .534** | .461** | .484** |
Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .000 | .000 | .000 | ||
N | 220 | 220 | 220 | 220 | 220 | 220 | |
TBVS | Tương quan Pearson | .489** | 1 | .614** | .558** | .459** | .599** |
Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .000 | .000 | .000 | ||
N | 220 | 220 | 220 | 220 | 220 | 220 | |
TBTK | Tương quan Pearson | .598** | .614** | 1 | .661** | .548** | .645** |
Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .000 | .000 | .000 | ||
N | 220 | 220 | 220 | 220 | 220 | 220 | |
TBNLNV | Tương quan Pearson | .534** | .558** | .661** | 1 | .439** | .567** |
Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .000 | .000 | .000 | ||
N | 220 | 220 | 220 | 220 | 220 | 220 | |
TBHTNV | Tương quan Pearson | .461** | .459** | .548** | .439** | 1 | .497** |
Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .000 | .000 | .000 | ||
N | 220 | 220 | 220 | 220 | 220 | 220 | |
TBTT | Tương quan Pearson | .484** | .599** | .645** | .567** | .497** | 1 |
Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .000 | .000 | .000 | ||
N | 220 | 220 | 220 | 220 | 220 | 220 |
Có thể bạn quan tâm!
-
K Ế T Qu Ả Nghiên C Ứ U Đị Nh Tính -
Ph Ươ Ng Pháp Thu Th Ậ P Thông Tin Và C Ỡ M Ẫ U -
Ki Ể M Đị Nh Mô Hình Nghiên C Ứ U Thông Qua Phân Tích H Ồ I Qui B Ộ I -
K Ế T Qu Ả Chính Và Đ Óng Góp C Ủ A Nghiên C Ứ U -
Ảnh hưởng không gian dịch vụ đến xu hướng trung thành của khách hàng tại các nhà hàng ở thành phố Hồ Chí Minh - 10 -
Ảnh hưởng không gian dịch vụ đến xu hướng trung thành của khách hàng tại các nhà hàng ở thành phố Hồ Chí Minh - 11
Xem toàn bộ 95 trang tài liệu này.
**. Tương quan có ý nghĩa ở mức 0.01 (2-chiều).
4.2.4.2. Đánh giá và kiểm định độ phù hợp của mô hình
Trong khi đánh giá mô hình hồi qui tuyến tính bội, hệ số xác định R square (R2) được dùng để đánh giá độ phù hợp của mô hình nghiên cứu. Hệ số xác định R2 được chứng minh là hàm không giảm theo số lượng biến đưa vào mô hình. Hệ số R2 có xu hướng tăng thuận chiều với số lượng biến đưa vào mô hình, mặc dù vậy, không phải phương trình càng có nhiều biến sẽ càng phù hợp hơn với dữ liệu. Như vậy, R2 có xu hướng là ước lượng lạc quan của thước đo sự phù hợp của mô hình đối với dữ liệu trong trường hợp có hơn một biến giải thích trong mô hình.
Hệ số R2 khi đánh giá độ phù hợp của mô hình là 0.512, như vậy mô hình nghiên cứu là rất phù hợp. Kết quả cũng cho thấy rằng R2 điều chỉnh nhỏ hơn R2, dùng hệ số này để đánh giá độ phù hợp của mô hình sẽ an toàn và chính xác hơn vì nó không thổi phồng độ phù hợp với mô hình.
Bảng 4.8. Chỉ tiêu đánh giá độ phù hợp của mô hình
Mô hình | R | R Square | R Square điều | Sai số chuẩn của dự đoán |
1 | .716(a) | .512 | .501 | .52834 |
a Những dự báo: (Hằng số), TBHTNV, TBNLNV, TBAN, TBVS, TBTK | ||||
Kiểm định về mối quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc xu hướng trung thành và các biến độc lập để xem xét biến xu hướng trung thành có liên hệ tuyến tính với toàn bộ tập hợp các biến độc lập hay không. Kết quả kiểm định hệ số R2 hiệu chỉnh là 0.501, điều này cho biết mô hình hồi qui tuyến tính bội đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu là 50%. Hay nói cách khác, khoảng 50% khác
biệt của xu hướng trung thành quan sát được giải thích bởi sự khác biệt của 05 thành phần gồm âm nhạc, sự vệ sinh, thiết kế, năng lực nhân viên và hình thức bên ngoài của nhân viên.
Bảng 4.9. Kiểm định độ phù hợp của mô hình
Mô hình | Tổng của các bình phương | Df | Bình phương trung bình | F | Sig. | |
1 | Hồi qui | 62.752 | 5 | 12.550 | 44.959 | .000(a) |
Phần dư | 59.738 | 214 | .279 | |||
Tổng | 122.489 | 219 | ||||
a Những dự báo: (Hằng số), TBHTNV, TBNLNV, TBAN, TBVS, TBTK | ||||||
b Biến phụ thuộc: TBTT | ||||||
Kiểm định F sử dụng trong bảng phân tích phương sai vẫn là phép kiểm
định giả thuyết về độ phù hợp của mô hình hồi qui tuyến tính tổng thể. Trị F
trong bảng 4.14 dưới đây là 44.959, trị số này được tính từ giá trị R square đầy đủ, mức ý nghĩa quan sát (giá trị Sig. rất nhỏ, =0.000) cho thấy sẽ an toàn khi bác bỏ giả thuyết Ho. Với các số liệu này, mô hình hồi qui tuyến tính đưa ra là phù hợp với dữ liệu và có thể sử dụng được.
4.2.4.3. Ý nghĩa các hệ số hồi qui riêng phần trong mô hình
Các hệ số hồi qui riêng trong mô hình dùng để kiểm định vai trò quan trọng của các biến độc lập tác động như thế nào đối với biến phụ thuộc. Nói một cách cụ thể hơn, các hệ số riêng trong mô hình cho biết mức độ ảnh hưởng của các biến: âm nhạc, sự vệ sinh, thiết kế, năng lực nhân viên và hình thức bên ngoài của nhân viên lên xu hướng trung thành của khách hàng đối với nhà hàng.
Thông qua hệ số Beta trong kết quả phân tích hồi qui của bảng được trình bày dưới đây chúng ta sẽ biết tầm quan trọng của các nhân tố lên xu hướng trung thành của khách hàng theo mô hình đã nêu.
Bảng kết quả kiểm định hồi quy cũng cho thấy, yếu tố âm nhạc (TBAN) có hệ số hồi qui Beta là 0.045 và p = 0.476>0.05 không có ý nghĩa thống kê. Trong khi đó, đối với các yếu tố còn lại, yếu tố sự vệ sinh, có hệ số hồi qui B là
0.245 và p = 0.000>0.05 cho thấy có ý nghĩa thống kê. Hệ số B của sự vệ sinh đo lường thay đổi trong giá trị trung bình của xu hướng trung thành (TBTT) khi sự vệ sinh thay đổi một đơn vị trong điều kiện các yếu tố độc lập khác không đổi. Hay nói cách khác, khi các yếu tố khác trong mô hình hồi quy không đổi, đối với yếu tố sự vệ sinh, nếu sự vệ sinh tăng lên một đơn vị sẽ làm cho xu hướng trung thành của khách hàng khi tăng lên 0.245. Tương tự, yếu tố thiết kế thay đổi một đơn vị sẽ làm cho xu hướng trung thành tăng lên 0.302, yếu tố năng lực nhân viên thay đổi một đơn vị sẽ làm cho xu hướng trung thành tăng lên 0.154, yếu tố hình thức bên ngoài của nhân viên thay đổi một đơn vị sẽ làm cho xu hướng trung thành tăng lên 0.151.
Bảng 4.10. Các thông số thống kê của từng biến trong mô hình
Mô hình | Các hệ số chưa chuẩn hóa | Đã chuẩn hóa | t | Sig. | VIF | ||
B | Sai số chuẩn | Beta | |||||
1 | (Hằng) | .170 | .219 | .777 | .438 | ||
TBAN | .045 | .063 | .045 | .714 | .476 | 1.720 | |
TBVS | .245 | .062 | .253 | 3.962 | .000 | 1.789 | |
TBTK | .302 | .079 | .289 | 3.833 | .000 | 2.492 | |
TBNLNV | .154 | .068 | .151 | 2.249 | .026 | 1.978 | |
TBHTNV | .151 | .066 | .135 | 2.295 | .023 | 1.528 | |
a Biến phụ thuộc: TBTT | |||||||
Phương trình hồi quy được viết lại như sau (khi độ tin cậy chấp nhận ở mức
95%):
XHTT = + 0.245VS + 0.302TK + 0.154NLNV + 0.151HTNV
Phương trình hồi quy cũng cho thấy, xu hướng trung thành (XHTT) của khách hàng chịu sự tác động của bốn yếu tố (1) Sự vệ sinh (VS); (2) Yếu tố thiết kế (TK );(3) Năng lực nhân viên ( N LN V ) ; (4) Hình thức bên ngoài (HTNV) của nhân viên. Trong bốn yếu tố còn được giữ lại trong mô hình, yếu tố thiết kế có tác động mạnh nhất đến xu hướng trung thành của khách hàng. Điều này nói lên rằng, càng thích thú với yếu tố thiết kế thì khách hàng càng có xu hướng trung thành với nhà hàng. Sự vệ sinh cũng là yếu tố có tác động mạnh đến xu hướng trung thành của khách hàng. Các yếu tố còn lại dù có tác động đến xu hướng trung thành của khách hàng nhưng mức độ tác động không quá lớn. Với bộ dữ liệu này, yếu tố âm nhạc không có ý nghĩa tác động đến xu hướng trung thành của khách hàng, nhưng vẫn cho thấy yếu tố vật chất là yếu tố dẫn dắt xu hướng của khách hàng nhiều hơn.
Kết quả của nghiên cứu lặp lại này cho thấy có nhiều điểm tương đồng với kết quả nghiên cứu của Harris và Ezeh (2008) như sau:
Bảng 4.11. Bảng so sánh các hệ số và t với nghiên cứu của Harris và Ezeh (2008)
Hệ số | t | Tương đồng | |||
Harris & Ezeh (2008) | Harris & Ezeh (2008) | ||||
Âm nhạc€ Xu hướng trung thành | 0.048 | 0.045 | 0.904 | 0.714 | Có |
Vệ sinh€ Xu hướng trung thành | 0.211 | 0.253 | 3.240*** | 3.962 | Có |
Thiết kế€ Xu hướng trung thành | 0.138 | 0.289 | 2.330** | 3.833 | Có |
Năng lực€ Xu hướng trung thành | 0.070 | 0.151 | 1.006 | 2.249 | Không |
Hình thức€ Xu hướng trung thành | 0.217 | 0.135 | 4.697*** | 2.295 | Có |
Chỉ riêng trường hợp năng lực nhân viên và xu hướng lòng trung thành là không có sự tương đồng trong kết quả nghiên cứu giữa Harris và Ezeh (2008) và tác giả. Trong nghiên cứu của Harris và Ezeh (2008) thì năng lực nhân viên không có tác động lên xu hướng trung thành của khách hàng, nhưng trong kết quả kiểm định của tác giả thì ngược lại.
Giải thích cho trường hợp này có thể do những lý do sau:
- Người châu Âu thường quen với việc tự phục vụ nhiều hơn;
- Nhân viên phục vụ ở châu Âu đã được chuẩn hóa về trình độ, họ phục vụ ở một mức độ cao như nhau, do đó sự thỏa mãn cho khách hàng từ việc phục vụ là như nhau, dẫn đến khách hàng ít quan tâm đến khía cạnh này;
- Người Á đông coi trọng mối quan hệ giữa con người và con người, đặt nặng sự quan tâm lẫn nhau hơn so với người châu Âu. Những nguyên tắc lễ nghi, sự tôn trọng thông qua năng lực phục vụ của nhân viên nhà hàng sẽ tạo cảm giác thỏa mãn, hài lòng cho khách hàng.
4.2.4.4. Kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu trong mô hình
Có 05 giả thuyết nghiên cứu đã được nêu ra tại chương 2 của báo cáo nghiên cứu. H1 là các giả thuyết cho rằng âm nhạc có tác động đến xu hướng
trung thành của khách hàng. Căn cứ vào kết quả hồi qui cho thấy, với hệ số Beta 0.045, mức ý nghĩa Sig. = 0.476, giả thuyết H1 là giả thuyết bị bác bỏ khi tiến hành kiểm định mô hình hồi qui. Điều này đồng nghĩa với việc, trong thực tế, khách hàng thực sự chưa quan tâm nhiều đến âm nhạc trong không gian nhà hàng. Lý giải cho điều này, tác giả cho rằng, dù tìm đến với không gian nhà hàng vì mục đích giải quyết công việc, hay ăn uống, thư giãn, hoặc thể hiện bản thân, khách hàng thường có xu hướng tìm kiếm không gian không bị quấy rầy bởi các tác động xung quanh (trong đó có sự tác động của âm nhạc). Thông qua kết quả này, có thể nhận định, khách hàng nhà hàng không có xu hướng quá khắt khe hay đặt yêu cầu đòi hỏi được quan tâm, chăm sóc quá đặc biệt trong không gian dịch vụ này.
Giả thuyết H2 cho rằng sự vệ sinh của nhà hàng có tác động đến xu hướng trung thành của khách hàng. Kết quả hồi qui cho phép chấp nhận giả thuyết này khi hệ số Beta đạt 0.253, Sig = 0.00. Như vậy, cảm nhận được sự vệ sinh của nhà hàng càng cao, khách hàng càng có xu hướng trung thành với nhà hàng và điều này phù hợp với văn hóa Việt Nam như câu ca dao: “nhà sạch thì mát, bát sạch thì ngon”.
Giả thuyết H3 cho rằng các yếu tố thiết kế có tác động đến xu hướng trung thành của khách hàng. Kết quả hồi qui cho phép chấp nhận giả thuyết này khi hệ số Beta đạt 0.289, Sig. = 0.00. Như vậy, cảm nhận được sự thẩm mỹ trong thiết kế của nhà hàng càng cao, khách hàng càng có xu hướng trung thành với nhà hàng và sự thoải mái đối với các vật dụng trong không gian dịch vụ càng cao càng có tác động đến xu hướng trung thành của khách hàng.
H4 là giả thuyết liên quan đến sự tác động thuận chiều khi khách hàng cảm nhận được năng lực tốt của nhân viên phục vụ. Với kết quả kiểm định hồi qui, hệ số Beta là 0.151 và Sig. = 0.026, giả thuyết H4 được chấp nhận. Do vậy, khách hàng càng đánh giá cao năng lực phục vụ của nhân viên càng có xu hướng trung thành với nhà hàng đó.
Tương tự H4, H5 là giả thuyết liên quan đến sự tác động thuận chiều khi khách hàng cảm nhận được ngoại hình thu hút của nhân viên phục vụ. Với kết
quả kiểm định hồi qui, hệ số Beta là 0.135 và Sig. = 0.023, giả thuyết H5 được chấp nhận. Nghĩa là, khách hàng càng đánh giá cao hình thức bên ngoài của nhân viên càng có xu hướng trung thành với nhà hàng đó.
4.2.4.5. Kết quả kiểm định mô hình nghiên cứu
Mô hình nghiên cứu sau khi tiến hành phân tích hồi qui, có một yếu tố không giải thích cho xu hướng trung thành của khách hàng và bị loại khỏi mô hình nghiên cứu là yếu tố âm nhạc.
Vệ sinh
H2
H3
Thiết kế
Xu hướng
trung thành
H4
Năng lực
nhân viên
H5
Hình thức
bên ngoài
Hình 4.1. Mô hình sau khi đã kiểm định
Với độ tin cậy 95%, bốn nhân tố còn lại cho thấy mức độ ảnh hưởng thuận chiều lên xu hướng trung thành của khách hàng đối với nhà hàng được giữ lại trong mô hình gồm (1) Sự vệ sinh; (2) Thiết kế, bày trí; (3) Năng lực nhân viên;
(4) Hình thức bên ngoài nhân viên. Mô hình được biểu diễn như ở trên Hình 4.1.
Kết quả chính mà nghiên cứu này đạt được là chỉ ra các yếu tố không gian dịch vụ tác động mạnh nhất đến xu hướng trung thành của khách hàng của các nhà hàng một cách cụ thể, rò ràng. Khái niệm về không gian dịch vụ không phải là một khái niệm mới và đã được nghiên cứu trong một số tài liệu của các nhà nghiên cứu nước ngoài, chủ yếu liên quan đến những lĩnh vực như: nhà hàng,
khách sạn, trung tâm thương mại.., tuy nhiên việc ứng dụng khái niệm này vào nghiên cứu sự tác động của nó cho lĩnh vực kinh doanh nhà hàng tại Việt Nam là hướng ứng dụng có tính mới. Bên cạnh đó, đóng góp của báo cáo là ngoài việc tiếp tục khẳng định tầm quan trọng của các yếu tố không gian dịch vụ tác động lên xu hướng trung thành của khách hàng nhà hàng còn thông qua phương pháp nghiên cứu định tính và nghiên cứu định lượng, trên cơ sở xử lý dữ liệu thu thập từ thực tế đưa ra một thang đo phù hợp cho lĩnh vực kinh doanh nhà hàng tại Việt Nam.
Tóm tắt chương 4
Mục đích chính của chương 4 là trình bày kết quả nghiên cứu kể cả nghiên cứu sơ bộ - định tính và nghiên cứu chính thức định lượng. Kết quả nghiên cứu định lượng giúp tác giả khẳng định lại mô hình nghiên cứu.
Kết quả định lượng cho thấy, các thang đo sử dụng trong mô hình nghiên cứu đảm bảo độ tin cậy ở mức cao. Kết luận qua phân tích nhân tố khám phá là các biến quan sát thật sự cần thiết cho vấn đề nghiên cứu và đảm bảo tính xác thực trong thực tế.
Phần quan trọng nhất và đáp ứng mục tiêu nghiên cứu đặt ra là kiểm định giả thuyết và mô hình nghiên cứu cũng được thể hiện trong chương 4. Kết quả cuối cùng cho thấy, mô hình nghiên cứu các yếu tố tác động đến xu hướng trung thành của khách hàng đối với nhà hàng gồm 4 yếu tố. Mức độ tác động của các yếu tố theo thứ tự từ tác động mạnh nhất đến tác động yếu hơn gồm (1) Thiết kế, bày trí; (2) Sự vệ sinh; (3) Năng lực nhân viên; (4) Hình thức bên ngoài của nhân viên.