tương quan mạnh nhất là 0.877, nhân tố tin cậy có sự tương quan thấp nhất là 0.280.
Kết quả phân tích hồi quy
Hồi qui để xác định cụ thể trọng số của từng nhân tố độc lập tác động đến nhân tố phụ thuộc từ đó đưa ra được phương trình hồi qui cũng là mục đích của bài nghiên cứu. Xác định mức độ ảnh hưởng của từng nhân tố độc lập lên nhân tố phụ thuộc.
Do vậy, sau khi phân tích tương quan, tác giả sử dụng thực hiện hồi quy đa biến theo phương pháp Enter: tất cả các biến được đưa vào một lần và xem xét các kết quả thống kê liên quan để kiểm định sự phù hợp giữa các thành phần chất lượng và sự hài lòng của khách hàng và mối quan hệ giữa chúng.
Như vậy, 4 thành phần chất lượng dịch vụ là biến độc lập và sự hài lòng của khách hàng về Chất lượng dịch vụ là biến phụ thuộc sẽ được đưa vào chạy hồi quy một lúc. Kết quả kiểm định được thể hiện trong bảng sau:
Bảng 2.16. Hệ số xác định phù hợp của mô hình
Model Summary
R | R Square | Adjusted R Square | Std. Error of the Estimate | |
1 | .891a | .794 | .790 | .35602 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Cơ Cấu Tổ Chức, Cơ Cấu Nhân Lực, Cơ Sở Vật Chất - Trang Thiết Bị -
Thực Trạng Sự Hài Lòng Của Khách Hàng Đối Dịch Vụ Khám Bệnh, Chữa Bệnh Nội Trú Của Bệnh Viện Đa Khoa Đức Giang -
Trung Bình Các Nhân Tố Thang Đo Chất Lượng Dịch Vụ Descriptive Statistics -
Đánh Giá Chung Về Sự Hài Lòng Của Khách Hàng Đối Dịch Vụ Khám Bệnh, Chữa Bệnh Nội Trú Tại Bệnh Viện Đa Khoa Đức Giang -
Đào Tạo Nâng Cao Năng Lực Chuyên Môn Của Nhân Viên Y Tế, Thái Độ Làm Việc Với Người Bệnh -
Kiểm Định Hệ Số Cronbach`s Alpha
Xem toàn bộ 120 trang tài liệu này.
a. Predictors: (Constant), HH, TC, DC, DB
Bảng 2.17. Annova bằng phương pháp Enter
ANOVAa
Sum of Squares | df | Mean Square | F | Sig. | ||
Regression | 95.192 | 4 | 23.798 | 187.750 | .000b | |
1 | Residual | 24.717 | 195 | .127 | ||
Total | 119.909 | 199 |
a. Dependent Variable: CLDV
b. Predictors: (Constant), HH, TC, DC, DB
Phân tích ANOVA cho thấy thông số F có Sig. =0, chứng tỏ rằng mô hình hồi quy được xây dựng phù hợp với dữ liệu thu được từ đối tượng khảo sát.
Hệ số R2 hiệu chỉnh là 0.790. Điều này có nghĩa độ chính xác hay thích hợp của mô hình là 79%, phù hợp với mô hình.
Tiếp theo, chúng ta kiểm tra lại trên bảng hệ số phương trình hồi quy xây dựng với 4 biến độc lập để biết được sự phù hợp của mô hình. Kết quả phân tích hồi quy được thể hiện trong bảng sau:
Bảng 2.18. Hệ số của phương trình hồi quy
Coefficientsa
Unstandardized Coefficients | Standardized Coefficients | t | Sig. | Collinearity Statistics | ||||
B | Std. Error | Beta | Tolerance | VIF | ||||
(Constant) | -.231 | .175 | -1.317 | .189 | ||||
TC | .044 | .037 | .041 | 1.191 | .235 | .909 | 1.100 | |
1 | DC | .814 | .043 | .770 | 19.160 | .000 | .654 | 1.528 |
DB | .092 | .046 | .083 | 2.011 | .046 | .619 | 1.614 | |
HH | .109 | .035 | .119 | 3.114 | .002 | .721 | 1.387 |
a. Dependent Variable: CLDV
Qua bảng kết quả trên ta thấy,
Hệ số phương sai VIF <2, cho thấy các biến trong mô hình không gây ra hiện tượng đa cộng tuyến tức là mối quan hệ giữa các biến không ảnh hưởng đến kết quả của mô hình hồi quy.
Hai nhân tố TC có hệ số sig cao >0.05, không có ý nghĩa thống kê, tác giả sẽ loại ra trong phân tích tiếp theo.
Bảng 2.19. Hệ số xác định phù hợp của mô hình đã hiệu chỉnh
Model Summary
R | R Square | Adjusted R Square | Std. Error of the Estimate | |
1 | .890a | .792 | .789 | .35640 |
a. Predictors: (Constant), HH, DC, DB
Bảng 2.20. Anova bằng phương pháp enter
ANOVAa
Sum of Squares | df | Mean Square | F | Sig. | ||
1 | Regressio n Residual Total | 95.012 | 3 | 31.671 | 249.329 | .000b |
24.897 | 196 | .127 | ||||
119.909 | 199 |
a. Dependent Variable: CLDV
b. Predictors: (Constant), HH, DC, DB
Bảng 2.21. Hệ số của phương trình hồi quy đã hiệu chỉnh
Coefficientsa
Unstandardized Coefficients | Standardized Coefficients | t | Sig. | Collinearity Statistics | ||||
B | Std. Error | Beta | Tolerance | VIF | ||||
(Const ant) | -.128 | .153 | -.839 | .403 | ||||
1 | DC | .820 | .042 | .775 | 19.388 | .000 | .662 | 1.510 |
DB | .097 | .046 | .088 | 2.133 | .034 | .625 | 1.599 | |
HH | .114 | .035 | .124 | 3.265 | .001 | .730 | 1.369 |
a. Dependent Variable: CLDV
Phân tích ANOVA cho thấy thông số F có Sig. =0, chứng tỏ rằng mô hình hồi quy được xây dựng phù hợp với dữ liệu thu được từ đối tượng khảo sát.
Hệ số R2 hiệu chỉnh là 0.789. Điều này có nghĩa độ chính xác hay thích hợp của mô hình là 78.9%, phù hợp với mô hình.
Hệ số phương sai VIF <2, cho thấy các biến trong mô hình không gây ra hiện tượng đa cộng tuyến tức là mối quan hệ giữa các biến không ảnh hưởng đến kết quả của mô hình hồi quy.
Mức sig cũng rất thấp <0.05, điều này có nghĩa độ tin cậy của mô hình
>95%.
Phương trình hồi quy được xác định như sau:
HL = - 0.128+ 0.820 DC + +0.097 DB+ 0.114 HH
Theo phương trình trên ta thấy, khi nhân tố đồng cảm tăng 1 đơn vị thì sự hài lòng chung về chất lượng dịch vụ tăng 0.820, nhân tố đảm bảo tăng 1 đơn vị thì sự hài lòng chung về chất lượng dịch vụ tăng 0.097, nhân tố hữu hình tăng 1 đơn vị thì sự hài lòng chung về chất lượng tăng 0.114. Như vậy, nhân tố đồng cảm ảnh hưởng mạnh hơn nhân tố hữu hình đến sự hài lòng của khách hàng về chất lượng dịch vụ khám chữa bệnh tại bệnh viện.
Tiếp theo, tác giả sẽ phân tích hệ số Beta chuẩn hóa:
Bảng 2.22. Tỷ lệ ảnh hưởng đến sự hài lòng
Hệ số Beta chuẩn hóa | Tỷ lệ ảnh hưởng | |
Đồng cảm | 0.775 | 78.5% |
Đảm bảo | 0.088 | 8.9% |
Hữu hình | 0.124 | 12.6 |
Tổng cộng | 0.987 | 100% |
Từ kết quả trên cho thấy, sự hài lòng của khách hàng đến chất lượng dịch vụ khám chữa bệnh tại bệnh viện chịu nhiều tác động nhất bởi nhân tố đồng cảm (78.4%), nhân tố đảm bảo chỉ chiếm 8.9%.
Sơ đồ 2.3. Mô hình hiệu chỉnh 3 nhân tố ảnh hưởng chất lượng dịch vụ
Đồng cảm
Đảm bảo
Hữu hình
Chất lượng dịch vụ
Kết quả phân tích phương sai một yếu tố
Phân tích phương sai một yếu tố (còn gọi là oneway anova) dùng để kiểm định giả thuyết trung bình bằng nhau của các nhóm mẫu với khả năng phạm sai lầm chỉ là 5%.
ANOVA test
Sig >0.05: chưa đủ điều kiện để khẳng định có sự khác biệt Sig <=0.05: đủ điều kiện để khẳng định có sự khác biệt Kiểm định về giới tính
Cldv
Bảng 2.23. Giới tính
ANOVA
Sum of Squares | df | Mean Square | F | Sig. | |
Between Groups | 1.740 | 1 | 1.740 | 2.916 | .089 |
Within Groups | 118.169 | 198 | .597 | ||
Total | 119.909 | 199 |
Giả thuyết:
H0: Không có sự khác biệt về sự hài lòng chất lượng dịch vụ khám chữa bệnh tại Bệnh viện đa khoa Đức Giang của nam và nữ
H1: Có sự khác nhau
Kết quả phân tích ta có Sig.(2-tailed) = 0.089>0.05 nên chấp nhận H0. Vì thế có thể khẳng định không có sự khác nhau về sự hài lòng giữa nam và nữ về chất lượng dịch vụ khám chữa bệnh tại Bệnh viện đa khoa Đức Giang.
Kiểm định về độ tuổi
Cldv
Bảng 2.24. Độ tuổi
ANOVA
Sum of Squares | df | Mean Square | F | Sig. | |
Between Groups | 3.955 | 3 | 1.318 | 2.228 | .086 |
Within Groups | 115.954 | 196 | .592 | ||
Total | 119.909 | 199 |
Giả thuyết:
H0: Không có sự khác biệt về sự hài lòng chất lượng dịch vụ khám chữa bệnh tại Bệnh viện đa khoa Đức Giang của các nhóm tuổi.
H1: Có sự khác nhau
Kết quả phân tích: Ta có Sig.(2-tailed) = 0.085>0.05 nên chấp nhận H0. Vì thế có thể khẳng định không có sự khác nhau về sự hài lòng của các nhóm tuổi về chất lượng dịch vụ khám chữa bệnh tại Bệnh viện đa khoa Đức Giang.
Kiểm định về trình độ
Cldv
Bảng 2.25. Trình độ
ANOVA
Sum of Squares | df | Mean Square | F | Sig. | |
Between Groups | 2.821 | 2 | 1.410 | 2.373 | .096 |
Within Groups | 117.088 | 197 | .594 | ||
Total | 119.909 | 199 |
Giả thuyết:
H0: Không có sự khác biệt về sự hài lòng chất lượng dịch vụ khám chữa bệnh tại Bệnh viện Đức Giang của các nhóm trình độ.
H1: Có sự khác nhau
Kết quả phân tích: Ta có Sig.(2-tailed) = 0.096>0.05 nên chấp nhận H0. Vì thế có thể khẳng định không có sự khác nhau về sự hài lòng của các nhóm trình độ về chất lượng dịch vụ khám chữa bệnh tại Bệnh viện đa khoa Đức Giang
Kiểm định về nghề nghiệp
Bảng 2.26. Nghề nghiệp
ANOVA
Cldv
Sum of Squares | df | Mean Square | F | Sig. | |
Between Groups | 4.323 | 4 | 1.081 | 1.823 | .126 |
Within Groups | 115.586 | 195 | .593 | ||
Total | 119.909 | 199 |
Giả thuyết:
H0: Không có sự khác biệt về sự hài lòng chất lượng dịch vụ khám chữa bệnh tại Bệnh viện đa khoa Đức Giang của các nhóm nghề nghiệp.
H1: Có sự khác nhau
Kết quả phân tích: Ta có Sig.(2-tailed) = 0.126>0.05 nên chấp nhận H0. Vì thế có thể khẳng định không có sự khác nhau về sự hài lòng của các nhóm nghề nghiệp về chất lượng dịch vụ khám chữa bệnh tại Bệnh viện Đa khoa Đức Giang.
Kiểm định về mức thu nhập
Bảng 2.27. Mức thu nhập
ANOVA
Cldv
Sum of Squares | df | Mean Square | F | Sig. | |
Between Groups | 3.861 | 3 | 1.287 | 2.174 | .092 |
Within Groups | 116.048 | 196 | .592 | ||
Total | 119.909 | 199 |
Giả thuyết:
H0: Không có sự khác biệt về sự hài lòng chất lượng dịch vụ khám chữa bệnh tại Bệnh viện đa khoa Đức Giang của các nhóm thu nhập
H1: Có sự khác nhau
Kết quả phân tích: Ta có Sig.(2-tailed) = 0.092>0.05 nên chấp nhận H0. Vì thế có thể khẳng định không có sự khác nhau về sự hài lòng của các nhóm thu nhập về chất lượng dịch vụ khám chữa bệnh tại Bệnh viện đa khoa Đức Giang.
Qua kiểm định Anova, ta thấy không có sự khác biệt về chất lượng phục vụ với các yếu tố kiểm định như: giới tính, độ tuổi, trình độ, nghề nghiệp, mức thu nhập.
Về thống kê mô tả
Tóm tắt kết quả nghiên cứu.
- Về giới tính: số lượng nam đến bệnh viện là nhiều hơn, chiếm 52.5%
- Về độ tuổi: đa số người đến bệnh viện có độ tuổi trên 50, chiếm 55%
- Về trình độ: đa số người có trình độ đại học, chiếm 90%
- Về nghề nghiệp: Phần đông người đến bệnh viện là cán bộ hưu trí, chiếm 50%
- Về thu nhập: số người có thu nhập dưới 5 triệu đến bệnh viện nhiều nhất, chiếm 32.5%.
Về điểm trung bình đánh giá các yếu tố
- Về mức độ tin vậy: giá trị trung bình đánh giá của khách hàng là 3.6710 điểm. Với thang đo Liker 5 điểm, mức độ đánh giá nằm trong phạm vi “bình thường” đến “đồng ý”
- Về mức dộ đảm bảo: giá trị trung bình đánh giá của khách hàng là 3.5963 điểm. Với thang đo Liker 5 điểm, mức độ đánh giá nằm trong phạm vi “bình thường” đến “đồng ý”