2.4.2. Đánh giá thang đo bằng phân tích nhân tố khám phá EFA
2.4.2.1. Phân tích nhân tố các thành phần ảnh hưởng đến chất lượng dịch vụ thông tin di động của VNPT Thừa Thiên Huế
Do không có biến nào bị loại khỏi mô hình nghiên cứu ta thực hiện phân tích
nhân tố khám khám phá EFA cho 5 biến độc lập và biến phụ thuộc.
Sau khi kiểm định độ tin cậy thang đo thông qua phân tích Cronbach’s Anphal, phần này phân tích nhân tố khám phá nhằm kiểm định độ hội tụ và phân biệt giá trị của thang đo. Giá trị này nhằm xem xét các biến trong bộ thang đo có thực sự hình thành các nhân tố của mô hình nghiên cứu hay không.
Thứ nhất, thực hiện hai kiểm định là “KMO and Bartlett’s Test”. Kết quả chứng tỏ là việc sử dụng phân tích nhân tố trong trường hợp là thích hợp (0,5<KMO<1 và Sig < 0,05. Phân tích nhân tố cho tất cả mọi biến trong mô hình được thực hiện với phương pháp rút trích nhân tố là “Principhal coponent” và phương pháp xoay là “Varimax”, cho phép xoay vuông góc được lựa chọn nhằm mục đích tối đa % phương sai của biến quan sát ban đầu và làm gọn các biến quan sát. Còn tiêu cuẩn rút trích là Eigenvalue > 1 nhằm đảm bảo mỗi nhân tố hình thành có thể giải thích tối thiểu biến thiên trọng vẹn của một biến quan sát.
Tiêu chuẩn chọn biến cho nhân tố đảm bảo một số điều kiện:
- Đảm bảo hệ số trích phương sai trong tổng thể các biển (Communality) > 0.50
- Hệ số tải lên nhân tố chính > 0.50 được xem là có ý nghĩa thực tiễn
- Tối thiếu các biến có hệ số tải chéo lên nhiều nhân tố (khoảng cách độ lớn của hệ số tải giữa hai nhân tố > 0.30) (Nguyễn ĐìnhThọ, 2010)
Tuy nhiên, việc xác định biến loại bỏ hay không còn phụ thuộc vào mức ý nghĩa của biến quan sát đó trong mô hình, số biến trong cùng một cấu trúc tiềm ẩn nhằm đảm bảo các cấu trúc biến tiềm ẩn sau khi hình thành có ý nghĩa về mặt thực tiễn và khái niệm lý thuyết (Hair và ctg, 2010).
Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA như sau:
Bảng 2.18: Kiểm định KMO và kiểm định Bartlett’s Test
0.677 | ||
Bartlett's Test of Sphericity | Approx. Chi- Square | 3010.544 |
df | 276 | |
Sig. | 0.000 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Tình Hình Lao Động Của Trung Tâm Kinh Doanh Vnpt Thừa Thiên – Huế Giai Đoạn 2018– 2020 -
So Sánh Giá Cước Thuê Bao Trả Trước Của 3 Nhà Mạng Lớn Nhất Hiện Nay -
Mô Tả Mẫu Nghiên Cứu Theo Chi Tiêu Hàng Tháng Dịch Vụ Mạng Di Động -
So Sánh Tầm Quan Trọng Và Mức Độ Thực Hiện Thành Phần Chất Lượng Dịch Vụ Thông Tin Di Động Vnpt Thừa Thiên Huế Bằng Phương Pháp Ipa -
Thống Kê Mức Độ Quan Trọng Và Mức Độ Thực Hiện Của Thành Phần “Dịch Vụ Khách Hàng” -
Mục Tiêu Phát Triển Dịch Vụ Thông Tin Di Động Vinaphone Của Trung Tâm Kinh Doanh Vnpt Thừa Thiên Huế 2021 – 2025.
Xem toàn bộ 145 trang tài liệu này.
(Nguồn: Kết quả điều tra xử lý số liệu SPSS)
Từ kết quả nghiên cứu, ta thấy rằng để kiểm tra nghiên cứu có đủ lớn và có đủ điều kiện để tiến hành phân tích nhân tố khẳng định hay không, vậy nên tác giả đã tiến hành kiểm định Kaiser – Meyer –Olkin và kiểm định Bartlett. Với kết quả kiểm định KMO là 0.677 > 0.5 và <1. Giá trị Sig. của kiểm định Bartlett’s = 0.000 < 0.05 (các biến tương quan nhau trong tổng thể) từ đó ta có thể kết luận rằng các dữ liệu khảo sát được đảm bảo các điều kiện để tiến hành phân tích nhân tố khám phá EFA và có thể sử dụng kết quả đó.
Kết quả phân tích EFA đã cho ra 5 nhân tố cơ bản của mô hình nghiên cứu, các nhân tố này được trích tại Eigenvalue là 1.358 và tổng phương sai trích được là 72.450% (giải thích được 72.450% của biến động). Vì vậy việc phân tích nhân tố là phù hợp
Giá trị Eigenvalues đại diện cho phần biến thiên được giải thích bởi mỗi nhân tố nào có Eigenvalues lớn hơn 1 mới được giữ lại trong mô hình phân tích, nhân tố nào có Eigenvalues nhỏ hơn 1 bị loại khỏi mô hình nghiên cứu. Việc làm này giúp nâng cao độ tin cậy cũng như chính xác cho thang đo. Kết quả phân tích nhân tố khám phá rút ra được 5 nhân tố với giá trị Eigenvalues = 1,358 > 1 (phụ lục) thỏa mãn điều kiện. Tổng phương sai trích là 72.450% > 50% (thỏa mãn điều kiện) điều này chứng tỏ 72.450% sự biến thiên của dữ liệu được giải thích bởi 5 nhân tố này.
Bảng 2.19: Kết quả phân tích EFA của biến độc lập
Thành phần | |||||
1 | 2 | 3 | 4 | 5 | |
Dịch vụ gia tăng | |||||
Có nhiều loại dịch vụ gia tăng (cuộc gọi chờ, chuyển vùng quốc tế, dịch vụ nhạc chờ, GPRS …) | 0.845 | ||||
Hướng dẫn sử dụng dịch vụ rõ ràng | 0.838 | ||||
Các dịch vụ gia tăng hấp dẫn, hữu ích | 0.826 | ||||
Thuận tiện sử dụng các dịch vụ gia tăng | 0.712 | ||||
Mạng thường xuyên cập nhật dịch vụ gia tăng mới | 0.680 | ||||
Cấu trúc giá | |||||
Giá cước tin nhắn SMS phải chăng | 0.853 | ||||
Dễ dàng lựa chọn loại giá cước | 0.840 | ||||
Giá cước cuộc gọi phù hợp | 0.777 | ||||
Giá cước đa dạng theo dịch vụ | 0.738 | ||||
Giá cước dịch vụ gia tăng khác hợp lý | 0.691 | ||||
Dịch vụ khách hàng | |||||
Thái độ phục vụ của nhân viên chu đáo | 0.792 | ||||
Thời gian giải quyết khiếu nại nhanh | 0.790 | ||||
Có nhiều điểm hỗ trợ khách hàng | 0.740 | ||||
Nhân viên tiếp nhận thông tin thân thiện; hướng dẫn nhiệt tình, vui vẻ | 0.687 | ||||
Dễ dàng gọi vào tổng đài giải đáp 24/24h | 0.509 | ||||
Sự thuận tiện | |||||
Hệ thống cửa hàng giao dịch | 0.774 | ||||
Thủ tục cắt – mở mạng, thay sim, đóng cước thuận tiện | 0.719 | ||||
Thời gian khắc phục sự cố dịch vụ nhanh chóng | 0.691 | ||||
Các cửa hàng hoạt động có giờ giấc phù hợp | 0.686 | ||||
Thủ tục hòa mạng dễ dàng | 0.650 | ||||
Chất lượng cuộc gọi | |||||
Chất lượng đàm thoại trên địa bàn Tỉnh ổn định | 0.793 | ||||
Phạm vi phủ sóng rộng khắp; có thể liên lạc mọi lúc, mọi nơi | 0.745 | ||||
Không bị rớt mạng | 0.624 | ||||
Không xảy ra tình trạng nghẽn mạng khi kết nối cuộc gọi | 0.551 | ||||
(Nguồn: Kết quả điều tra xử lý số liệu SPSS)
Ma trận xoay nhân tố được thể hiện rõ ở bảng, cho ta thấy tất cả các biến quan sát đều có hệ số tải trọng > 0.5. Do đó, kết quả đã bảo đảm độ phân biệt giữa các nhân tố. Từ kết quả EFA trên cho thấy thang đo chất lượng dịch vụ bao gồm 5 yếu tố với 24 biến quan sát, cụ thể: Bốn yếu tố “Dịch vụ gia tăng”, “Cấu trúc giá”, “Dịch vụ khách hàng”, “Sự thuận tiện” và “Chất lượng cuộc gọi” được giữ nguyên so với mô hình ban đầu. Các nhân tố sẽ được sử dụng để tính toán thành các biến mới cho việc phân tích hồi quy.
2.4.2.2. Phân tích EFA cho thang đo mức độ hài lòng
Kết quả EFA thang đo mức độ hài lòng cho thấy có hai yếu tố trích được tại eigenvalue là 1.744; với phương sai trích là 87.224%; giá trị sig. là 0.000 và chỉ số KMO là 0.500 (Phụ lục). Hơn nữa các hệ số tải đều cao. Như vậy, các biến quan sát của thang đo này đều đạt yêu cầu cho tác giả tiếp tục thực hiện phân tích tiếp theo.
Bảng 2.20: Kết quả EFA cho thang đo mức độ hài lòng
Thành phần | |
1 | |
Bạn hoàn toàn thỏa mãn với dịch vụ thông tin di động | 0.934 |
Bạn hoàn toàn hài lòng với nhà cung cấp của mình | 0.934 |
(Nguồn: Kết quả điều tra xử lý số liệu SPSS)
2.4.3. Phân tích tương quan và hồi quy
2.4.3.1. Phân tích tương quan
Sau khi tiến hành phân tích tương quan ta có ma trận tương quan giữa các biến thể hiện qua bảng sau:
Bảng 2.21: Ma trận tương quan giữa các biến độc lập với biến sự hài lòng
Sự hài lòng | Chất lượng cuộc gọi | Cấu trúc giá | Dịch vụ gia tăng | Sự thuận tiện | Dịch vụ khách hàng | ||
Sự hài lòng | Hệ số tương quang pearson | 1 | 0.398** | 0.344** | 0.338** | 0.438** | 0.266** |
Sig. (2- tailed) | 0.000 | 0.000 | 0.000 | 0.000 | 0.000 | ||
N | 140 | 140 | 140 | 140 | 140 | 140 | |
Chất lượng cuộc gọi | Hệ số tương quang pearson | 0.398** | 1 | 0.099 | 0.029 | -0.019 | -0.053 |
Sig. (2- tailed) | .000 | 0.191 | 0.706 | 0.802 | 0.481 | ||
N | 140 | 140 | 140 | 140 | 140 | 140 | |
Cấu trúc giá | Hệ số tương quang pearson | 0.344** | 0.099 | 1 | 0.030 | 0.144 | 0.017 |
Sig. (2- tailed) | .000 | 0.191 | 0.695 | 0.055 | 0.818 | ||
N | 140 | 140 | 140 | 140 | 140 | 140 | |
Dịch vụ gia tăng | Hệ số tương quang pearson | 0.338** | 0.029 | 0,030 | 1 | 0.157* | 0.198** |
Sig. (2- tailed) | .000 | 0.706 | 0.695 | 0.037 | 0.008 | ||
N | 140 | 140 | 140 | 140 | 140 | 140 | |
Sự thuận tiện | Hệ số tương quang pearson | 0.438** | -0.019 | 0.144 | 0.157* | 1 | 0.063 |
Sig. (2- tailed) | .000 | 0.802 | 0.055 | 0.037 | 0.406 | ||
N | 140 | 140 | 140 | 140 | 140 | 140 | |
Dịch vụ khách hàng | Hệ số tương quang pearson | 0.266** | -0.053 | 0.017 | 0.198** | 0.063 | 1 |
Sig. (2- tailed) | .000 | 0.481 | 0,818 | 0.008 | 0.406 | ||
N | 140 | 140 | 140 | 140 | 140 | 140 |
(Nguồn: Kết quả điều tra xử lý số liệu SPSS)
Qua bảng số liệu ta thấy biến phụ thuộc sự hài lòng với các biến độc lập có sự tương quan với nhau. Tất cả các biến đều có giá trị sig. = 0,000 < 0.05. Vì vậy có sự tương quan với sự hài lòng và thể hiện cụ thể qua hệ số tương quan như sau: Chất lượng cuộc gọi (0.398); cấu trúc giá (0.344); dịch vụ gia tăng (0.338); sự thuận tiện (0.438) và dịch vụ khách hàng (0.266). Như vậy, ta có thể kết luận 5 biến độc lập này có thể đưa vào để giải thích biến phụ thuộc sự hài lòng.
2.4.3.2. Phân tích hồi quy
Phương pháp kiểm định được sử dụng là hàm hồi quy tuyến tính bội với
phương pháp đưa vào một lượt (enter).
Để đánh giá độ phù hợp của mô hình, hệ số xác định R2 và R2 hiệu chỉnh
(Adjusted R square) được xem xét R2 sẽ tăng lên khi đưa thêm biến độc lập vào mô
hình nên dùng R2 hiệu chỉnh sẽ an toàn hơn khi đánh giá độ phù hợp của mô hình. R2
hiệu chỉnh càng lớn thể hiện độ phù hợp của mô hình càng cao.
Bảng 2.22: Hệ số xác định độ phù hợp của mô hình
Mô hình | R | R2 | Hiệu chỉnh R2 | Std. Error of the Estimate | Sig. F change | Durbin- Watson |
1 | 0.812a | 0.731 | 0.723 | 0.235 | .000 | 1.773 |
(Nguồn: Kết quả điều tra xử lý số liệu SPSS)
Ở đây ta thấy tất cả giá trị sig. của các biến đều có giá trị < 0,05, do đó đều được đưa vào mô hình hồi quy.
Kết quả nhận được cho thấy, hệ số xác định R2 = 0.731; R2 hiệu chỉnh = 0.723 và mức ý nghĩa sig rất nhỏ 0.00 chứng minh mức độ phù hợp của mô hình khá cao.
Hệ số Beta (chuẩn hóa) của các yếu tố tác động đến sự hài lòng của khách hàng
được thể hiện trong bảng 2.20.
Bảng 2.23: Bảng hệ số Beta
Mô hình | Hệ số chưa chuẩn hóa | Hệ số chuẩn hóa | t | Sig. | Collinearity Statistics | |||
B | Std. Error | Beta | Tolerance | VIF | ||||
1 | (Hằng số) | -1,377 | 0.147 | -2.365 | 0.011 | |||
Chất lượng cuộc gọi | 0.415 | 0.041 | 0.524 | 9.163 | 0.000 | 0.971 | 1.121 | |
Cấu trúc giá | 0.051 | 0.034 | 0.142 | 1.485 | 0.000 | 0.893 | 1.444 | |
Dịch vụ gia tăng | 0.039 | 0.036 | 0.134 | 1.099 | 0.000 | 0.871 | 1.750 | |
Sự thuận tiện | 0.563 | 0.047 | 0.403 | 7.980 | 0.000 | 0.896 | 1.015 | |
Dịch vụ khách hàng | 0.303 | 0.041 | 0.229 | 7.474 | 0.000 | 0.702 | 1.662 | |
(Nguồn: Kết quả điều tra xử lý số liệu SPSS)
tuyến.
Hệ số phóng đại phương sai VIF đều bé hơn 2 = > không có hiện tượng đa cộng
Giá trị Sig. của kiểm định đều nhỏ hơn 0.05 => 5 biến độc lập đều tác động có ý
nghĩa thống kê đến biến phụ thuộc.
Phương trình hồi quy tuyến tính được tích theo hệ số Beta chuẩn hóa có dạng
như sau:
SHL = 0.524CLCG + 0.142CTG + 0.134DVGT + 0.403STT + 0.229DVKH
Kết quả trên cho thấy yếu tố chất lượng cuộc gọi có hệ số Beta chuẩn hóa cao nhất (=0.524) nên có tác động mạnh nhất đến sự hài lòng của khách hàng. Sau đó là yếu tố sự thuận tiện (=0.403), dịch vụ khách hàng (=0.229), cấu trúc giá (=0.142) và dịch vụ gia tăng (=0,134) cũng có tác động đáng kể đến sự hài lòng của khách hàng nhưng ít hơn các yếu tố khác.
Ngoài ra, kết quả trên cũng cho thấy mối quan hệ tuyến tính của các yếu tố chất lượng dịch vụ với sự hài lòng của khách hàng đều có ý nghĩa thống kế (Sig. <0.05). Từ đó có thể kết luận rằng mô hình phù hợp với dữ liệu thị trường. Như vậy, các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5 đều được chấp nhận.
CHẤT LƯỢNG
CUỘC GỌI
0,524
CẤU TRÚC GIÁ
0,142
DỊCH VỤ GIA
TĂNG
SỰ THUẬN TIỆN
0,134
0,403
0,229
DỊCH VỤ KHÁCH
HÀNG
Mô hình 2.2: Kết quả kiểm định mô hình lý thuyết sự hài lòng
SỰ HÀI LÒNG
(Nguồn: Kết quả số liệu điều tra 2021)