Nghiên cứu sự hài lòng của khách hàng đối với chất lượng dịch vụ sân bóng đá mini trên địa bàn thành phố Nha Trang

Tạp chí Khoa học - Công nghệ Thủy sản Số 1/2015 TRƯỜNG ĐẠI HỌC NHA TRANG • 201 KEÁT QUAÛ NGHIEÂN CÖÙU ÑAØO TAÏO SAU ÑAÏI HOÏC NGHIÊN CỨU SỰ HÀI LÒNG CỦA KHÁCH HÀNG ĐỐI VỚI CHẤT LƯỢNG DỊCH VỤ SÂN BÓNG ĐÁ MINI TRÊN ĐỊA BÀN THÀNH PHỐ NHA TRANG STUDY OF CUSTOMER SATISFACTION FOR QUALITY SERVICE OF MINI SOCCER FIELDS IN NHA TRANG CITY Trương Hoài Trung1, Nguyễn Văn Ngọc2 Ngày nhận bài: 06/1/2015; Ngày phản biện thông qua: 15/1/2015; Ngày duyệt đăng: 10/2/2015 TÓM TẮT Mục đích của nghiên cứu là xác định các thành phần cấu tạo nên sự hài lòng của người chơi bóng sân bóng mini, xây dựng thang đo, đề xuất mô hình nghiên cứu đo lường sự hài lòng của người chơi bóng đối với chất lượng dịch vụ sân bóng mini trên địa bản thành phố Nha Trang. Phương pháp nghiên cứu được sử dụng dựa trên mô hình SERVQUAL của Parasuraman và cộng sự năm 1988 [7]. Kết quả cho thấy, các yếu tố tác động đến sự hài lòng của người chơi bóng đối với sân bóng mini tại thành phố Nha Trang bao gồm 3 thành phần: Chi phí, Đồng cảm, và Hữu hình. Từ khóa: hài lòng, sân bóng mini, Nha Trang ABSTRACT The purpose of the study was to determine the components of satisfaction of mini scocer fi eld players, building scale, proposed studies model to satisfaction assessment of players to services of mini scocer fi eld in Nha Trang city. The research methodology is based on the SERVQUAL model by Parasuraman et al, 1988 [7]. The results show that the factors affect to satisfaction of players to mini scocer fi eld in Nha Trang city includes three components: Cost, Empathy, and Tangible. Keywords: satisfaction, mini scocer fi eld, Nha Trang 1 Trương Hoài Trung: Cao học Quản trị Kinh doanh 2010 - Trường Đại học Nha Trang 2 TS. Nguyễn Văn Ngọc: Khoa Kinh tế - Trường Đại học Nha Trang I. ĐẶT VẤN ĐỀ Chiến lược phát triển thể dục, thể thao đến năm 2020 được hình thành trong tổng thể phát triển hài hòa cùng với các lĩnh vực văn hóa và du lịch nhằm tạo thành sức mạnh tổng hợp, thúc đẩy nhau, hỗ trợ nhau cùng phát triển, góp phần nâng cao đời sống văn hóa, tinh thần của nhân dân, mà thể dục, thể thao đóng vai trò chủ đạo đối với sự nghiệp bảo vệ, nâng cao sức khỏe, tạo dựng nhân cách và lối sống lành mạnh của các thế hệ người Việt Nam [1]. Những năm gần đây, ở tỉnh Khá nh Hò a nói chung và thà nh phố Nha Trang nói riêng, phong trào tập luyện và thi đấu môn bó ng đá mini nó i chung và bó ng đá mini sân cỏ nhân tạ o nó i riêng phát triển khá mạnh mẽ; đặc biệt với sự xuất hiện ngày càng nhiều các sân cỏ nhân tạ o được các đơn vị doanh nghiệp, tư nhân đầu tư mở rộng. Chỉ tính riêng khu vực TP. Nha Trang đã có trên 36 điểm cho thuê sân cỏ nhân tạ o của tư nhân được đưa vào sử dụng nhằm đáp ứng nhu cầu của mọi tầng lớp người dân yêu thích bộ môn thể thao vua này như: sân Fami, King Sport, Hoàng Diệu, 51 Lê Hồng Phong, Ruby, trườ ng Cao đảng sư phạm Nha Trang...[3]. Có một điểm khá thú vị đối sự phát triển mạnh mẽ của phong trào thể thao này là việc đầu tư, thành lập các câu lạc bộ, các hội, đội bóng khá dễ dàng và ít tốn kém. Chính điều đó thu hút ngày càng nhiều người tham gia tập luyện, đứng ra tổ chức các câu lạc bộ, đội bóng đá mini sân cỏ nhân tạ o trên địa bàn thành phố. Không chỉ xuất hiện ở mô hình tự phát, thời gian gần đây, tại các hội thao sở, ban ngành, bó ng đá mini - sân cỏ nhân tạ o trở thành môn thi đấu chính thức bên cạnh các môn thể thao truyền thống của tỉnh như cầu lông, bóng bàn, quần vợt... Gần đây nhất, Tạp chí Khoa học - Công nghệ Thủy sản Số 1/2015 202 • TRƯỜNG ĐẠI HỌC NHA TRANG tại giải bó ng đá mini sân cỏ nhân tạ o tỉnh tranh Cup Larue đã có 52 đội bóng từ các huyện, thị xã, thành phố và các đơn vị doanh nhiệp đăng ký tranh tài [3]. Điều đó cho thấy, phong trào đội bóng đá mini sân cỏ nhân tạ o ở tỉnh phát triển khá mạnh và là môn thể thao hấp dẫn, thu hút đông đảo người dân tham gia. Để đá nh giá khả năng đá p ứ ng nhu cầ u củ a cá c điểm cho thuê sân cỏ nhân tạ o trên đị a bà n thà nh phố Nha Trang đố i vớ i ngườ i tham gia tậ p luyệ n và thi đấ u, cần có một căn cứ khoa học cụ thể để đưa ra những đề xuất, kiến nghị phù hợp... Xuất phát từ nhu cầu thực tế, việc nghiên cứu ‘’Nghiên cứu sự hài lòng của khách hàng đối với chấ t lượ ng dịch vụ sân bóng đá mini trên địa bàn thành phố Nha Trang” là cần thiết và cấp bách, phù hợp với thực tiễn. Mục tiêu nghiên cứu là: (i) Xác định các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ hài lòng của khách hàng đối với dịch vụ sân bóng đá mini cỏ nhân tạo trên địa bàn thành phố Nha Trang; (ii) Đề xuất, gợi ý về chính sách, đưa ra nhữ ng nhậ n đị nh khá ch quan, cũ ng như tạ o cơ sở tiề n đề để nâng cao chấ t lượ ng dịch vụ sân bó ng đá mini cỏ nhân tạ o ngà y mộ t tố t hơn cho cá c nhà đầ u tư sau nà y. II. ĐỐI TƯỢNG VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 1. Đối tượng nghiên cứu Đối tượng nghiên cứu là nghiên cứu sự hài lòng của khách hàng đối với chấ t lượ ng dịch vụ sân bóng đá mini trên địa bàn thành phố Nha Trang. 2. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu 2.1. Phương pháp thu thập dữ liệu Mẫu được chọn theo phương pháp chọn mẫu thuận tiện. Có nghiên cứu chỉ ra rằng kích thước mẫu tới hạn phải là 200, có nghiên cứu khác cho rằng để có thể phân tích nhân tố khám phá cần thu thập dữ liệu với kích thước mẫu tối thiểu là 5 mẫu cho một biến quan sát [6]. Gần với quan điểm này là ý kiến cho rằng thông thường thì số quan sát (cỡ mẫu) ít nhất phải bằng 4 hay 5 lần số biến trong phân tích nhân tố. Mô hình nghiên cứu có 33 biến quan sát cần ước lượng, do đó để đảm bảo độ tin cậy cao của thông tin thu thập ban đầu, tác giả quyết định kích thước mẫu cần thiết cho nghiên cứu chính thức là 332. 350 bảng hỏi được gửi đi, sau khi thu hồi 340 mẫu, kiểm tra, làm sạch thông tin thu thập được trong các bảng hỏi, có 332 bảng hỏi đạt yêu cầu, được sử dụng cho nghiên cứu chính thức. 2.2. Phương pháp nghiên cứu Nghiên cứu này được thực hiện thông qua 2 bước chính: nghiên cứu sơ bộ thông qua phương pháp định tính và nghiên cứu chính thức thông qua phương pháp định lượng. Nghiên cứu sơ bộ được thực hiện bằng phương pháp nghiên cứu định tính với kỹ thuật thảo luận nhóm và phỏng vấn thử. Mục đích của nghiên cứu này dùng để điều chỉnh và bổ sung thang đo chất lượng dịch vụ. Nghiên cứu chính thức được thực hiện bằng phương pháp nghiên cứu định lượng. Dùng kỹ thuật thu thập thông tin trực tiếp bằng cách phỏng vấn người đá bóng sân cỏ nhân tạo tại Nha Trang. Thông tin thu thập được sẽ được xử lý bằng phần mềm SPSS. Thang đo sau khi được đánh giá bằng phương pháp đánh giá độ tin cậy dựa vào hệ số Cronbach’s alpha, phân tích nhân tố khám phá EFA, phân tích hồi quy bội được sử dụng để kiểm định mô hình. Tác giả dựa trên lý thuyết về tiêu chí đánh giá chất lượng dịch vụ công, kết hợp kế thừa có chọn lọc mô hình chất lượng dịch vụ và sự thỏa mãn khách hàng của Parasuraman & ctg (1985) [7]. Bên cạnh đó thông qua việc tham khảo ý kiến các chuyên gia làm việc trong lĩnh vực sân bóng mi ni nhân tạo, thông qua nghiên cứu của Nguyễn Hải Quang (2007) [4], Dương Trí Thảo, Nguyễn Hải Biên (2011) [5], Công ty TNHH W &S (2013) [2], tác giả đưa ra mô hình cho phù hợp với thực tế sân cỏ mini nhân tạo tại Nha Trang. Hình 1. Mô hình đề xuất Giả thuyết H1: Có mối quan hệ dương giữa thành phần tin cậy và sự hài lòng của khách hàng đá bóng mini tại Nha Trang. Giả thuyết H2: Có mối quan hệ dương giữa thành phần đáp ứng và sự hài lòng của khách hàng đá bóng mini tại Nha Trang. Giả thuyết H3: Có mối quan hệ dương giữa thành phần năng lực phục vụ và sự hài lòng của khách hàng đá bóng mini tại Nha Trang. Giả thuyết H4: Có mối quan hệ dương giữa thành phần đồng cảm và sự hài lòng của khách hàng đá bóng mini tại Nha Trang. Giả thuyết H5: Có mối quan hệ dương giữa phương tiện hữu hình và sự hài lòng của khách hàng đá bóng mini tại Nha Trang. Giả thuyết H6: Có mối quan hệ dương giữa thành phần chi phí và sự hài lòng của khách hàng đá bóng mini tại Nha Trang. Tạp chí Khoa học - Công nghệ Thủy sản Số 1/2015 TRƯỜNG ĐẠI HỌC NHA TRANG • 203 III. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN - Mẫu dữ liệu: Kết quả cho thấy trong tổng số 332 quan sát, về trình độ học vấn: 120 quan sát là trình độ phổ thông chiếm 36,1%; trung cấp và cao đẳng là 99, chiếm 29,8%; đại học là 39 chiếm 11,7%; trên đại học là 2, chiếm 0,6%, khác là 72, chiếm 21,7%. Về nghề nghiệp: 133 quan sát là lao động tự do, chiếm 40,1%; cán bộ Nhà nước là 96, chiếm 28,9%; cán bộ doanh nghiệp là 38, chiếm 11,4%; khác là 65 chiếm 19,6%. Về thu nhập: 90 quan sát là có thu nhập dưới 2 triệu/ tháng, chiếm 27,1%; từ 2 triệu đến dưới 5 triệu/tháng là 204, chiếm 61,4%; từ 5 triệu đến dưới 10 triệu là 36, chiếm 10,8%; trên 100 triệu/tháng là 2, chiếm 0,6%. Về giới tính: 188 quan sát là nam, chiếm 56,6%/tổng mẫu và 144 nữ, chiếm 43,4%/tổng mẫu. Về tuổi: tuổi từ 18 -30 là 83, chiếm 25%; độ tuổi từ 31 -45 là 103, chiếm 31%; độ tuổi từ 46 -55 là 86, chiếm 25,9%; độ tuổi trên 55 là 60, chiếm 18,1%. - Kết quả phân tích Cronbach Alpha: Tổng cộng 33 biến của mô hình được đưa vào phân tích Cronbach Alpha. Nếu biến quan sát có hệ số tương quan giữa biến và tổng < 0,3 sẽ bị loại khỏi phân tích. Mỗi thành phần các khái niệm nghiên cứu (yếu tố ảnh hưởng) phải có hệ số Cronbach Alpha > 0,6; đồng thời Cronback’s Alpha nếu loại mục hỏi (biến quan sát) phải có giá trị của từng biến nhỏ hơn hệ số Cronbach Alpha. Thang đo Tin cậy: biến TC5, thang đo Hữu hình: biến HH4, có hệ số Cronbach’s Alpha nếu loại biến lớn hơn hệ số Cronbach’s Alpha nên loại biến trước khi tiến hành phân tích EFA tiếp theo. Bảng 1. Kết quả phân tích Cronbach Alpha Biến quan sát Trung bình thang đo nếu loại biến Phương sai thang đo nếu loại biến Tương quan biến – tổng Cronbach’s Alpha nếu loại biến Thành phần Tin cậy (Reliability): Cronbach’s Alpha =0,851 TC1 16,515 26,812 0,674 0,817 TC2 17,172 24,995 0,725 0,803 TC3 17,530 26,540 0,719 0,806 TC4 16,898 25,337 0,677 0,817 TC5 16,596 29,504 0,522 0,854 Thành phần Đáp ứng (Responsiveness): Cronbach’s Alpha =0,849 DU1 14,681 13,940 0,701 0,802 DU2 14,392 13,369 0,768 0,772 DU3 14,416 14,781 0,623 0,835 DU4 14,407 15,130 0,661 0,819 Thành phần Năng lực phục vụ (Competence): Cronbach’s Alpha =0,848 NL1 14,295 13,417 0,666 0,822 NL2 13,244 15,375 0,728 0,793 NL3 13,654 14,753 0,722 0,792 NL4 13,783 14,920 0,651 0,821 Thành phần Sự đồng cảm (Empathy): Cronbach’s Alpha =0,841 DC1 16,837 28,680 0,610 0,819 DC2 16,099 29,776 0,566 0,830 DC3 16,374 28,386 0,644 0,810 DC4 16,428 27,738 0,740 0,784 DC5 16,395 27,654 0,674 0,801 Thành phần Phương tiện hữu hình (Tangibles): Cronbach’s Alpha =0,835 HH1 12,370 12,089 0,820 0,721 HH2 12,464 12,642 0,774 0,745 HH3 12,780 12,661 0,666 0,791 HH4 11,687 14,929 0,438 0,888 Thành phần Hiệu quả của chi phí: Cronbach’s Alpha =0,838 CP1 17,331 22,482 0,614 0,812 CP2 17,587 21,053 0,689 0,791 CP3 17,377 21,758 0,682 0,794 CP4 17,753 21,963 0,639 0,805 CP5 17,482 22,039 0,580 0,822 Thang đo Hài lòng chung: Cronbach’s Alpha = 0,890 HL1 19,837 44,173 0,709 0,871 HL2 19,952 42,560 0,761 0,862 HL3 19,997 43,254 0,727 0,868 HL4 19,949 43,396 0,759 0,863 HL5 20,557 42,108 0,717 0,869 HL6 20,506 45,550 0,581 0,891 (Nguồn: Kết quả từ phân tích dữ liệu) Tạp chí Khoa học - Công nghệ Thủy sản Số 1/2015 204 • TRƯỜNG ĐẠI HỌC NHA TRANG - Kết quả phân tích nhân tố (EFA): Phân tích EFA đã sử dụng phương pháp trích nhân tố Principal Axis Factoring với phép quay Promax cho đối tượng áp dụng là các thang đo lường đa hướng (các biến tác động). Với chỉ báo được sử dụng ở quan sát ban đầu, kết quả chọn lọc được biến quan sát có hệ số tải nhân tố (Factor loading) lớn hơn tiêu chuẩn cho phép (> 0,5). Phân tích EFA các nhân tố độc lập, kiểm định Bartlett cho thấy giữa các biến trong tổng thể có mối tương quan với nhau (mức ý nghĩa sig = 0,000 < 0,05) với hệ số KMO = 0,918 (0,5 < KMO < 1), hệ số trích tại Eigenvalue là 1,113 chứng tỏ phân tích EFA cho việc nhóm các biến quan sát này lại với nhau là thích hợp. Kết quả này được đưa vào phân tích hồi quy tuyến tính đa biến (nhân tố). Kết quả EFA cho thấy tổng phương sai trích là 67,52% tức là khả năng sử dụng yếu tố này để giải thích cho biến quan sát là 67,52% (> 50%). Bảng 2. Ma trận xoay nhân tố biến độc lập trong phân tích nhân tố khám phá EFA Thành phần 1 2 3 4 5 6 7 TC1 0,699 TC2 0,783 TC3 0,784 TC4 0,699 TC5 0,543 DU1 0,717 DU2 0,790 DU3 0,676 DU4 0,713 DC1 0,783 DC2 0,706 DC3 0,717 DC4 0,707 DC5 0,605 NL1 0,726 NL2 0,750 NL3 0,711 NL4 0,736 HH4 0,749 CP1 0,716 CP2 0,722 CP3 0,780 CP4 0,694 CP5 0,694 HH1 0,776 HH2 0,753 HH3 0,631 HL1 0,690 HL2 0,751 HL3 0,765 HL4 0,804 HL5 0,810 HL6 0,581 (Nguồn: Kết quả từ phân tích dữ liệu) Tạp chí Khoa học - Công nghệ Thủy sản Số 1/2015 TRƯỜNG ĐẠI HỌC NHA TRANG • 205 Với 30 biến quan sát được nhóm vào 7 nhân tố cụ thể như sau: Nhân tố thứ nhất bao gồm 5 biến quan sát, nội dung của 5 biến này là đánh giá chung của khách hàng về Hài lòng, vì vậy, đặt tên cho nhân tố thứ nhất là Hài lòng. Nhân tố thứ hai bao gồm 4 biến quan sát, nội dung của 4 biến này liên quan đến đánh giá của khách hàng cho thấy năng lực phục vụ, vì vậy, đặt tên cho nhân tố thứ hai là Năng lực. Nhân tố thứ ba bao gồm 5 biến quan sát, nội dung của 5 biến này có liên quan đến sự hài lòng của khách hàng đối với Chi phí, vì vậy, đặt tên cho nhân tố thứ ba là Chi phí. Nhân tố thứ tư có 5 biến quan sát thể hiện nội dung liên quan đến sự tin cậy, vì vậy đặt tên là Tin cậy. Nhân tố thứ năm có 5 biến quan sát, nội dung của 5 biến này phản ánh sự Đồng cảm, vì vậy, nhân tố thứ năm được đặt tên là Đồng cảm. Nhân tố thứ sáu bao gồm 4 biến quan sát, nội dung của 4 biến này có liên quan đến Đáp ứng, vì vậy, tên của nhân tố này là Đáp ứng. Nhân tố thứ bảy bao gồm 3 biến quan sát, nội dung của 3 biến này có liên quan đến Hữu hình, vì vậy tên của nhân tố này là Hữu hình. - Phương trình hồi qui: Kết quả phân tích hồi quy cho thấy, hệ số tương quan bội (R) bằng 0,604; hệ số bình phương tương quan bội (R2) là 0,365 và bình phương hệ số tương quan bội hiệu chỉnh (Hệ số R2 điều chỉnh) bằng 0,353; có nghĩa là 35,3% sự biến thiên của sự hài lòng của khách hàng có thể được giải thích từ mối liên hệ tuyến tính giữa các yếu tố. Với giá trị P-value của tiêu chuẩn F bằng 0,000 là rất nhỏ, cho nên ta có thể bác bỏ giả thuyết H0 (β1 = β2 = β3= β4 = β5 = β6 = 0), tức là có tồn tại mối liên hệ tuyến tính giữa Sự hài lòng với ít nhất một trong các yếu tố. Bảng 3. Phân tích hệ số hồi qui Mẫu Hệ số R Hệ số R2 R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn ước lượng Durbin-Watson 1 0,604 0,365 0,353 0,804 2,005 a. Predictors: (Constant), HH, DU, CP, DC, NL, TC b. Dependent Variable: HL Mẫu Tổng bình phương df Bình phương trung bình Kiểm định F Giá trị Sig. 1 Hồi quy 120,658 6 20,110 31,072 0,000 Phần dư 210,342 325 0,647 Tổng cộng 331,000 331 Mô hình Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa Giá trị t Mức ý nghĩa của t (Sig.) Chuẩn đoán hiện tượng cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận của biến Hệ số phóng đại phương sai 1 (Constant) -3,393E-17 0,044 0,000 1,000 NL 0,031 0,058 0,031 0,533 0,594 0,577 1,732 CP 0,180 0,053 0,180 3,409 0,001 0,704 1,420 TC 0,051 0,058 0,051 0,870 0,385 0,572 1,750 DC 0,157 0,054 0,157 2,918 0,004 0,672 1,487 DU 0,026 0,056 0,026 0,454 0,650 0,619 1,617 HH 0,334 0,059 0,334 5,655 0,000 0,560 1,786 (Nguồn: Kết quả từ phân tích dữ liệu) Kết quả hồi quy cho thấy, có 3 nhân tố quan trọng là: (1) Chi phí; (2) Đồng cảm; (3) Hữu hình có quan hệ tuyến tính với Sự hài lòng của người đá bóng sân cỏ nhân tạo tại Nha Trang (Sig < 0,05). Hệ số hồi qui (bêta) chuẩn hóa được dùng để xác định tầm quan trọng của mỗi biến độc lập đối với biến phụ thuộc, căn cứ vào hệ số hồi qui ta thấy Hữu hình là nhân tố có mức ảnh hưởng quan trọng nhất (0,334), nhân tố có mức quan trọng thứ hai là Chi phí (0,180), Đồng cảm là nhân tố có mức quan trọng thứ ba (0,157). Sau khi phân tích hồi quy, tác giả đã tiến hành kiểm tra các giả thuyết của mô hình hồi quy tuyến tính, đặc biệt là giả thuyết về phân phối chuẩn của phần dư, đa cộng tuyến và phương sai thay đổi. Mối quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và biến độc lập: kiểm tra thông qua phân tích hệ số tương quan giữa các biến độc lập. Kết quả kiểm định Tạp chí Khoa học - Công nghệ Thủy sản Số 1/2015 206 • TRƯỜNG ĐẠI HỌC NHA TRANG cho thấy có mối liên hệ tuyến tính giữa các cặp biến này. Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến: các hệ số tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình thấp, khả năng hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra thấp. Hệ số độ chấp nhận cao ( từ 0,5 - 0,7), Phương sai phóng đại (VIF) nhỏ hơn 2, chứng tỏ không vi phạm giả định Đa cộng tuyến. Kiểm tra phân phối chuẩn của phần dư: thông qua biểu đồ phân phối của phần dư và P - P plot cho thấy phần dư có phân phối chuẩn. Các phần dư tuân theo quy luật phân phối chuẩn, vì giá trị trung bình (Mean) của phần dư bằng 0 và phương sai (Std.Dev2 = 0,991) xấp xỉ bằng 1. Do đó có thể kết luận rằng giả thuyết phân phối chuẩn không bị vi phạm Kiểm tra bằng đồ thị mô tả mối quan hệ giữa phần dư chuẩn hóa và giá trị ước lượng, ta nhận thấy các phần dư phân bố tương đối đều xung quanh giá trị trung bình (giá trị trung bình của phần dư bằng 0). Do vậy, hiện tượng phương sai thay đổi không xuất hiện trong mô hình hồi quy này. Kiểm tra bằng biểu đồ tần số Q-Q plot cũng cho thấy các chấm phân tán sát với đường thẳng kỳ vọng, như vậy phân phối dư có thể xem như chuẩn Kiểm tra giả định phương sai của sai số không đổi, hay phần dư không tương quan với các biến độc lập trong mô hình. Nếu độ lớn của phần dư tăng hay giảm cùng với giá trị của biến dự đoán (biến phụ thuộc) thì giả định này bị vi phạm. Thực hiện phân tích hồi qui biến phần dư (Unstandardize residual) theo biến dự đoán (Unstandardize predicted value): ei2 = b1+ b2 * Biến dự đoán. Kết quả phân tích hồi qui như sau: hệ số b2 có kết quả kiểm định t bằng 1,351, ý nghĩa thống kê 0,179. Như vậy, phần dư và biến dự đoán không có mối liên hệ hay, không có hiện tượng phương sai của sai số thay đổi. Kiểm định giả thiết về tính độc lập của phần dư: Kiểm định Durbin - Watson có giá trị 2,005 suy ra tương quan giữa các phần dư rất nhỏ r = 0,0025 (d ≈ 2 (1-r)). Như vậy, giả định tương quan giữa phần dư không bị vi phạm. IV. KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ Nghiên cứu đo lường sự hài lòng của người đá bóng sân cỏ nhân tạo tại Nha Trang cho thấy có 3 yếu tố tác động đến sự hài lòng của người đá bóng: Hữu hình, Chi phí, Đồng cảm.Trong 3 yếu tố tác động đến sự hài lòng của người đá bóng sân bóng mini nhân tạo tại Nha Trang, yếu tố Hữu hình là yếu tố có tác động mạnh nhất chính vì vậy, yếu tố Hữu hình là yếu tố mà các sân bóng mi ni nhân tạo tại Nha Trang cần quan tâm hàng đầu trong việc cải thiện nhằm nâng cao sự hài lòng của người đá bóng. Yếu tố Chi phí, Đồng cảm là yếu tố có tầm quan trọng thứ hai và thứ ba, vì vậy, hai yếu tố này các sân bóng mini nhân tạo tại Nha Trang cần chú ý hơn nữa. Kiến nghị các cấp có thẩm quyền cần có sự giúp đỡ, phối hợp thông qua nhanh chóng các thủ tục đầu tư cho các sân bóng mới, hỗ trợ chính sách cho vay trong việc xây dựng, cải tạo sân để phục vụ sức khỏe cộng đồng, nâng cao phong trào bóng đá quần chúng, tạo ra các sân chơi thể thao lành mạnh và bổ ích cho giới trẻ. TÀI LIỆU THAM KHẢO Tiếng Việt 1. Bộ Văn hóa - Thể thao - Du lịch, 2014. Báo cáo tổng kết năm 2013 và Phương hướng hoạt động năm 2014. 2. Công ty TNHH W &S, 2013. Khảo sát về các sân bóng đá mini cỏ nhân tạo tại TP. HCM. 3. Sở Văn hóa - Thể thao - Du lịch Khánh Hòa, 2014. Báo cáo tổng kết năm 2013 và Phương hướng hoạt động năm 2014. 4. Nguyễn Hải Quang, 2007. Phát triển hoạt động dịch vụ thông tin di động tại Tập đoàn Bưu chính Viễn thông Việt Nam đến năm 2020. 5. Dương Trí Thảo, Nguyễn Hải Biên, 2011. Chất lượng dịch vụ các mạng điện thoại di động tại thành phố Nha Trang. 6. Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008. Thống kê ứng dụng trong kinh tế-xã hội. NXB Thống kê, Hà Nội Tiếng Anh 7. Parasuraman, A., Zeithaml, V.A and Berry, L.L., 1988. SERVQUAL: A multiple item scale for measuring consumer perceptions of service quality, Journal of Retailing, Vol.64 No.1, Spring: 12-40.