Phđn tích nhđn tố khâm phâ lă kỹ thuật được sử dụng nhằm thu nhỏ vă tóm tắt câc dữ liệu. Trong phđn tích EFA, tiíu chuẩn để chọn câc biến phải có hệ số tải nhđn tố trín 0.40 (Hair & ctg,1998) vă thang đo đạt yíu cầu khi tổng phương sai trích thấp nhất lă 50% (Gerbing & Anderson, 1988).
Trong phđn tích nhđn tố khâm phâ, trị số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) lă chỉ số dùng để xem xĩt sự thích hợp của phđn tích nhđn tố. Trị số KMO phải có giâ trị trong khoảng từ 0.5 đến 1 thì phđn tích năy mới thích hợp, còn nếu trị số năy nhỏ hơn 0.5 thì phđn tích nhđn tố không thích hợp với câc dữ liệu.
Ngòai ra phđn tích nhđn tố còn dựa văo Eigenvalue để xâc định số lượng nhđn tố. Chỉ những nhđn tố có Eigenvalue lớn hơn 1 mới được giữ lại trong mô hình. Đại lượng Eigenvalue đại diện cho lượng biến thiín được giải thích bởi nhđn tố.
Ma trận nhđn tố (component matrix) hay ma trận nhđn tố khi câc nhđn tố được xoay (rotated component matrix) chứa câc hệ số biểu diễn câc biến chuẩn hóa bằng câc nhđn tố (mỗi biến lă một đa thức câc nhđn tố). Những hệ số tải nhđn tố (factor loading) biểu diễn tương quan giữa câc biến vă câc nhđn tố. Hệ số năy cho biết câc biến vă câc nhđn tố có liín quan chặt chẽ với nhau. Nghiín
cứu sử dụng phương phâp trích nhđn tố (principal component) nín câc hệ số tải nhđn tố phải có trọng số lớn hơn 0.5 thì mới đạt yíu cầu.
4.2.2.1. EFA cho thang đo giâ trị cảm nhận của khâch hăng
Kết quả Cronbach’s Alpha cho thấy câc thang đo của thănh phần giâ trị cảm
nhận của khâch hăng đạt yíu cầu về độ tin cậy alpha. Thang đo câc nhđn tố giâ trị cảm nhận của khâch hăng gồm 26 biến quan sât. Phđn tích nhđn tố khâm phâ để đânh giâ độ hội tụ của câc biến quan sât theo câc thănh phần (xem phụ lục số 3).
Kết quả EFA cho thấy có 6 nhđn tố được trích tại Eigenvalue lă 1.096 vă tổng phương sai trích lă 69.935%. Kết quả năy chấp nhận được.
Theo kết quả từ bảng KMO vă Bartlett’s Test (xem phụ lục số 3) thì chỉ số KMO khâ cao (0.884) vă Sig nhỏ hơn 0.05 (0.000). Do đó phđn tích nhđn tố cho câc biến của thang đo giâ trị cảm nhận khâch hăng lă hợp lý. Trong bảng kết quả, câc thănh phần đê xoay lần thứ nhất (xem phụ lục số 3) thì biến CL4 vă CL6 thuộc thănh phần chất lượng hăng hóa có tương quan mạnh đối với cả hai thănh phần lă chất lượng hăng hóa (CL) vă thănh phần danh tiếng (DT). Tuy nhiín, hai biến CL4 vă CL6 có hệ số tương quan mạnh với thănh phần danh tiếng (DT) nín hai biến năy vẫn giữ lại trong thang đo nhưng thụôc thănh phần danh tiếng. Nhưng DT1 bị loại do hệ số tương quan nhỏ hơn 0.5.
Bảng 4.2: Kết quả KMO vă Bartlett’s Test
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .884
Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 2,597.276
Df 325
Bảng 4.3: Kết quả phương sai giải thích phđn tích khâm phâ nhđn tố
Component Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings Rotation Sums of Squared Loadings Total % of
Variance
Cumulative %
Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % 1 10.343 39.780 39.780 10.343 39.780 39.780 3.591 13.811 13.811 2 2.452 9.430 49.210 2.452 9.430 49.210 3.478 13.379 27.190 3 1.582 6.083 55.293 1.582 6.083 55.293 3.268 12.569 39.758 4 1.518 5.839 61.131 1.518 5.839 61.131 2.811 10.811 50.569 5 1.193 4.590 65.721 1.193 4.590 65.721 2.628 10.108 60.677 6 1.096 4.214 69.935 1.096 4.214 69.935 2.407 9.258 69.935
Việc thực hiện lại phđn tích nhđn tố cho thang đo sau khi loại biến quan sât DT1, có kết quả như sau:
Bảng 4.4: Kết quả KMO vă Bartlett’s Test sau khi loai biến DT1
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .878
Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 2,431.193
df 300
Sig. .000
Kết quả năy cho thấy chỉ số KMO lă 0.878 (>0.5) vă Sig của Bartlett’s
Test lă 0.000 (<0.05), cho thấy mô hình phđn tích nhđn tố lă phù hợp.
Bảng 4.5: Kết quả phương sai giải thích sau khi loại biến DT1 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Compone nt
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings
Rotation Sums of Squared Loadings
Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % 1 9.827 39.308 39.308 9.827 39.308 39.308 3.373 13.492 13.492 2 2.446 9.785 49.093 2.446 9.785 49.093 3.338 13.353 26.845 3 1.570 6.280 55.373 1.570 6.280 55.373 3.238 12.952 39.797 4 1.475 5.901 61.274 1.475 5.901 61.274 2.912 11.647 51.444 5 1.191 4.765 66.039 1.191 4.765 66.039 2.378 9.513 60.956 6 1.082 4.330 70.369 1.082 4.330 70.369 2.353 9.412 70.369
Theo bảng 4.4 (xem thím phụ lục số 3) thì 6 yếu tố đầu tiín có Eigenvalue lớn hơn 1 vă phương sai trích được lă 70.369%. Kết quả năy lă chấp nhận được.
Bảng 4.6: Kết quả câc thănh phần đê xoay sau khi loại biến DT1
Component 1 2 3 4 5 6 KH1 .799 KH3 .791 KH2 .784 KH4 .712 CS3 .766 CS2 .723 CS1 .653 CS4 .639 CS5 .531 CL2 .831 CL3 .816 CL1 .632 CL5 .599 CL6 .741 DT4 .613 DT2 .610 DT3 .592 CL4 .585 GC2 .833 GC1 .789 GC3 .631 GN2 .824 GN1 .662 GN3 .565 GN4 .553
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization. a. Rotation converged in 8 iterations.
Với kết quả ở bảng 4.5, ta thấy bốn biến quan sât từ KH1 đến KH4 có hệ số tải cao lín nhđn tố 1 (dao động từ 0.712 đến 0.799); năm biến quan sât từ CS1 đến CS5 có hệ số tải cao lín nhđn tố 2 (dao động từ 0.531 đến 0.766); bốn biến quan sât từ CL1 đến CL4 có hệ số tải cao lín nhđn tố 3 (dao động từ 0.599 đến 0.831); năm biến quan sât từ DT2 đến DT4 vă CL4, CL6 có hệ số tải cao lín nhđn tố 4 (dao động từ 0.585 đến 0.741); ba biến quan sât từ GC1 đến GC3 có hệ số tải cao lín nhđn tố 5 (dao động từ 0.631 đến 0.833); bốn biến quan sât từ GN1 đến GN4 có hệ số tải cao lín nhđn tố 6 (dao động từ 0.553 đến 0.824). Hơn nữa, câc biến quan sât đều có hệ số tải cao lín nhđn tố đại diện vă thấp hơn đâng kể lín câc nhđn tố còn lại. Vì vậy, sâu thănh phần của thang đo đạt được giâ trị hội tụ vă giâ trị phđn biệt.
Tóm lại, thang đo giâ trị cảm nhận của khâch hăng, sau khi được kiểm định lại độ tin cậy vă tinh lọc lại bao gồm 6 thănh phần vă 25 biến quan sât
4.2.2.2. EFA cho thang đo lòng trung thănh của khâch hăng
Theo kết quả từ bảng KMO vă Bartlett’s Test của mô hình lòng trung thănh
(xem phụ lục số 3), thì chỉ số KMO lă 0.869 vă Sig của Bartlett’s Test nhỏ hơn
0.005 (0.000). Đđy lă kết quả tốt vă chứng tỏ việc phđn tích nhđn tố tâc cho câc biến của thang đo lòng trung thănh của khâch hăng lă phù hợp.
Kết quả từ bảng phương sai giải thích câc biến quan sât được nhóm lại thănh một yếu tố có Eigenvalue lớn hơn 1 vă phương sai trích được lă 75.636%
Bảng 4.7: Bảng phương sai giải thích khâm phâ nhđn tố lòng trung thănh
Component Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings
Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % 1 3.782 75.636 75.636 3.782 75.636 75.636
2 .483 9.661 85.297
3 .314 6.289 91.586
4 .224 4.481 96.067
5 .197 3.933 100.000
Bảng 4.8: Kết quả câc thănh phần đê xoay (mô hình” lòng trung thănh”)
Component 1 GT2 .911 TM2 .878 TM1 .872 TM3 .843 GT1 .842
Với kết quả thể hiện ở bảng 4.7, ta thấy câc biến của hai yếu tố “Giâ trị cảm nhận” vă “Sự thỏa mên” tâc động mạnh lín cả hai. Do đó, câc biến năy sẽ được nhóm lại văo nhđn tố “Giâ trị cảm nhận của khâch hăng”. Như vậy, 5 biến quan sât từ GT1 đến GT2 vă TM1 đến TM3 có hệ số tải cao lín nhđn tố 1 (từ 0.842 đến 0.911). Tuy nhiín, thang đo lòng trung thănh của khâch hăng sau khi được kiểm định vă phđn tích nhđn tố EFA có sự thay đổi so với thang đo được xđy dựng ban đầu nín mô hình kiểm định cũng sẽ thay đổi theo.
Hình 4.1: Mô hình nghiín cứu sau khi kiểm định
4.3. KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH VAØ CÂC GIẢ THUYẾT
4.3.1. Mô hình câc yếu tố tâc động lín giâ trị cảm nhận của khâch hăng
Mô hình nghiín cứu câc yếu tố tâc động lín giâ trị cảm nhận của khâch hăng gồm 7 khâi niệm. Trong đó, giâ trị cảm nhận của khâch hăng lă khâi niệm phụ thuộc, 6 khâi niệm còn lại (chất lượng hăng hóa, dịch vụ giao nhận, danh tiếng, chính sâch công ty, dịch vụ chăm sóc khâch hăng vă giâ cả) lă những khâi
Chất lượng hăng hóa Dịch vụ giao nhận Danh tiếng Chính sâch công ty Dịch vụ chăm sóc khâch hăng Giâ cả Giâ trị cảm nhận Lòng trung thănh (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
niệm độc lập vă được giả định lă câc yếu tố năy tâc động văo giâ trị cảm nhận của khâch hăng.
Phương phâp hồi qui tuyến tính bội được sử dụng để kiểm định mô hình, kết quả như sau:
Bảng 4.9: Kết quả tóm tắt mô hình “Giâ trị cảm nhận của khâch hăng”
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate
1 .815a .664 .651 .40947
a. Predictors: (Constant), Gia tri trung bình giâ c , Giâ trị trung bình chủng lo i hăng hóa, Giâ trị trung bình nguồn lực, Giâ trị trung bình chính sâch công ty, Gia tri trung bình d ch v giao nh n, Gia tri trung bình danh ti ng
Mô hình có R2 điều chỉnh lă 0.651 có nghĩa lă câc yếu tố chất lượng hăng hóa, dịch vụ giao nhận, danh tiếng, chính sâch công ty, dịch vụ chăm sóc khâch hăng vă giâ cả giải thích được 65.1% sự thay đổi của giâ trị cảm nhận của khâch hăng. Do đó, kết quả năy lă chấp nhận được.
Bảng 4.10: Kết quả phđn tích Anova mô hình “Giâ trị cảm nhận của khâch hăng”
Model Sum of Squares Df Mean Square F Sig.
1
Regression 49.464 6 8.244 49.170 .000b
Residual 24.982 149 .168
Total 74.446 155
a. Dependent Variable: Giâ trị trung bình cảm nhận của khâch hăng
b. Predictors: (Constant), ), Gia tri trung bình giâ c , Giâ trị trung bình chất lượng hăng hóa, Giâ trị trung bình nguồn lực, Giâ trị trung bình chính sâch công ty, Gia tri trung bình d ch v giao nh n, Gia tri trung bình danh ti ng
Kiểm định F sử dụng trong bảng 4.9 lă một phĩp kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính, nó xem biến phụ thuộc có liín hệ tuyến tính với toăn bộ tập hợp câc biến độc lập hay không.
Giả thuyết H0 lă 紅な 噺 紅に 噺 紅ぬ 噺 紅ね 噺 紅の 噺 紅は 噺 ど Theo kết quả từ bảng phđn tích Anova, ta có thể thấp giâ trị Sig lă 0.000 (<0.005), do đó giả thuyết H0 bị bâc bỏ vă chứng tỏ mô hình hồi quy tuyến tính bội năy phù hợp với tập dữ liệu vă có thể sử dụng được.
Bảng 4.11: Hệ số hồi quy mô hình “Giâ trị cảm nhận của khâch hăng”
Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardize d Coefficients T Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Toler
ance
VIF
1
(Constant) -.043 .233 -.185 .853
Gia tri trung bình chất lượng hăng
hóa -.135 .060 -.133 -2.244 .026 .637 1.569 Gia tri trung bình d ch v giao
nh n .115 .076 .105 1.526 .003 .479 2.088 Gia tri trung bình ngu n l c .246 .067 .236 3.678 .000 .548 1.824 Gia tri trung bình chính sâch cơng
ty .117 .074 .110 1.580 .016 .467 2.143 Gia tri trung bình danh ti ng .328 .079 .309 4.160 .000 .407 2.457 Gia tri trung bình giâ c .338 .061 .331 5.581 .000 .640 1.563 a. Dependent Variable: Gia tr trung bình c m nh n c a khâch hăng
Qua bảng 4.10, ta thấy mô hình hồi qui tuyến tính mẫu có giâ trị hệ số độ dốc B1, B2, B3, B4, B5, B6 đều khâc 0.
Mức ý nghĩa quan sât Sig của 6 thănh phần đếu có giâ trị < 0.05, do đó giả (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
thuyết H0 “Giâ trị cảm nhận hoăn toăn độc lập với 6 thănh phần còn lại xĩt trín
Như vậy, xĩt trín tổng thể, câc yếu tố chất lượng hăng hóa, dịch vụ giao nhận, danh tiếng, chính sâch công ty, dịch vụ chăm sóc khâch hăng vă giâ cả có tâc động lín giâ trị cảm nhận cả khâch hăng đối với sản phẩm dung môi của công ty Daelim VN.
Hệ số phóng đại phương sai (VIF) của 6 thănh phần đều nhỏ hơn 10 nghĩa lă không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình năy.
Từ những kết quả trín, ta xđy dựng phưong trình hồi qui tổng thể như sau:
PFR: Y= -0,43 - 0,135X1 + 0,115X2 + 0,246X3 + 0,117X4 + 0,328X5 + 0,338X6 + 資
Giâ trị cảm nhận = (-0,43) – 0,135*(chất lượng hăng hóa) + 0,115*(dịch vụ giao nhận) + 0,246*(danh tiếng) + 0,117*(chính sâch công ty) + 0,328*(dịch vụ chăm sóc khâch hăng) + 0,338*(giâ cả) + 綱
Với kết quả phđn tích hồi quy tuyến tính trín, ta thấy yếu tố “Giâ cả” tâc
động mạnh nhất lín giâ trị cảm nhận của khâch hăng. Trong điều kiện câc yếu tố khâc không thay đổi, nếu “Giâ cả” tăng lín 1 đơn vị thì “Giâ trị cảm nhận của
khâch hăng” sẽ taíng lín 0.338 đơn vị, tiếp đến lă yếu tố “Dịch vụ chăm sóc
khâch hăng” tăng lín 1 đơn vị thì “Giâ trị cảm nhận của khâch hăng” tăng lín
0.328 đơn vị. Điều năy có nghĩa lă yếu tố giâ cả vă dịch vụ chăm sóc khâch hăng có ảnh hưởng quan trọng lín giâ giâ trị cảm nhận của khâch hăng khi sử dụng sản phẩm dung môi so với những yếu tố còn lại.
Kế tiếp lă thănh phần “Danh tiếng”, “Chính sâch công ty” vă cuối cùng lă
“Dịch vụ giao nhận”. Trong khi câc yếu tố khâc không thay đổi, “Giâ trị cảm nhận của khâch hăng” lần lượt tăng 0.246; 0.117; 0.115 khi tăng lần lượt “Danh
điều kiện yếu tố khâc không đổi, khi yếu tố “Chất lượng hăng hóa” tăng lín 1 đơn vị thì “Giâ trị cảm nhận của khâch hăng” giảm đi 0.135 đơn vị.
4.3.2. Kiểm định giả thuyết về mối quan hệ giữa giâ trị cảm nhận của khâch hăng với câc yếu tố của nó của khâch hăng với câc yếu tố của nó
Phần lý thuyết trong chương 1, mô hình câc yếu tố tâc động lín giâ trị cảm nhận của khâch hăng có 6 giả thuyết cần kiểm định (từ H1 đến H6).
Giả thuyết H1: “Chất lượng hăng hóa” tâc động cùng chiều với “Giâ trị cảm nhận của khâch hăng”.
Theo kết quả phđn tích hồi quy tuyến tính bội ở trín, cho thấy hệ số hồi quy giữa “Chất lượng hăng hóa” với “Giâ trị cảm nhận của khâch hăng” lă (- )0.135, có nghĩa lă yếu tố “Chất lượng hăng hóa” tâc động ngược chiều lín “Giâ trị cảm nhận của khâch hăng”. Một số khâch hăng họ chấp nhận chất lượng dung môi phù hợp với nhu cầu sử dụng vă giâ cả phải khâ rẻ. Do đó, không phải chất lượng căng tốt lăm giâ trị cảm nhận của khâch hăng căng tăng lă luôn luôn đúng. Như vậy, giả thuyết H1 bị bâc bỏ.
Giả thuyết H2: “Dịch vụ giao nhận” tâc động cùng chiều với “Giâ trị cảm nhận của khâch hăng”.
Theo kết quả phđn tích hồi quy tuyến tính bội ở trín, cho thấy hệ số hồi quy giữa “Dịch vụ giao nhận” vơiù “Giâ trị cảm nhận của khâch hăng”
lă(+)0.115, có nghĩa lă yếu tố “Dịch vụ giao nhận” tâc động cùng chiều lín
“Giâ trị cảm nhận của khâch hăng”. Như vậy, giả thuyết H2 được chấp nhận bởi bộ dữ liệu nghiín cứu.
Giả thuyết H3: “Dịch vụ chăm sóc khâch hăng” tâc động cùng chiều với
Theo kết quả phđn tích hồi quy tuyến tính bội ở trín, cho thấy hệ số hồi quy giữa “Dịch vụ chăm sóc khâch hăng” vơiù “Giâ trị cảm nhận của khâch hăng” lă(+)0.328, có nghĩa lă yếu tố “Dịch vụ chăm sóc khâch hăng” tâc động cùng chiều lín “Giâ trị cảm nhận của khâch hăng”. Như vậy, giả thuyết H3 được chấp nhận bởi bộ dữ liệu nghiín cứu.
Giả thuyết H4: “Chính sâch của công ty” tâc động cùng chiều với “Giâ trị cảm nhận của khâch hăng”.
Theo kết quả phđn tích hồi quy tuyến tính bội ở trín, cho thấy hệ số hồi quy giữa “Chính sâch công ty” vơiù “Giâ trị cảm nhận của khâch hăng”
lă(+)0.117, có nghĩa lă yếu tố “Chính sâch công ty” tâc động cùng chiều lín “Giâ trị cảm nhận của khâch hăng”. Như vậy, giả thuyết H4 được chấp nhận bởi