Để đo lường mức độliênquan và cường độ tác động của các nhân tố lên lòng trung thành thương hiệu điện thoại di động thông minh, tác giả sử dụng mô hình quy bội để phân tích.
Sau khi qua kiểm định thang đo bằng độ tin cậyCronbach Alpha và phân tích EFAở trên, chúng ta đã xácđược mô hình hồi quy bộigồm 06 biếnđộc lập và một biến thuộc phụ.Vì đã giả thuyếtlà hình thức trình bày quảng cáo trực tuyến, cộng đồng trực tuyến, dịch vụhỗ trợkhách hàng trực tuyến, dịch vụgiao hàng trực tuyến, truyền thông trựctuyếnvà nội dung marketing trực tuyến có tác động dương đến lòng trung thành thương hiệu điện thoại di động thông minh, nên phương pháp hồi quy được sử dụng ở đây là phương pháp đồng thời (ENTER).
Phương trình hồi quy bội được xây dựng như sau:
LTT = β0+β1HTTB + β CDTT + β2 3HTKH+ β4DVGH+ β TTTT + β5 6NDTT+ ε Để đánh giá mức độ phù hợp của mô hình, chúng ta dựa vào hệ số xác định R2. Kiểm định mức độ phù hợp của mô hình chính là kiểm định giả thuyết H0: R = 0 so2 với giả thuyết thay thế Ha: R2≠ 0. Kiểm định cho giả thuyết H0: R = 0 c2 ũng chính là kiểm định cho giả thuyết H0: β = β1 2=…= β6= 0. Nếu giả thuyết H0bị bác bỏ, chúng ta có thể kết luận mô hình hồi quy bội xây dựng được phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được. Phép kiểm định F trongbảng phân tích phương sai ANOVA được sử dụng để kiểm định giả thuyết này.
Kết quả phân tích hồi quy với phương pháp ENTER như các bảng 4.4, 4.5, 4.6 sau đây (xem “Phụ Lục 10. Kết quả phân tích hồi quy”).
Bảng 4.4. Tóm tắt mô hình Mô
hình
Hệ số R R2 R2điều chỉnh Sai số chuẩn của ướng lượng Hệ số Durbin-Watson 1 .698a .488 .475 .34939 1.507 Bảng 4.5. ANOVA Mô hình Tổng bình phương df Bình phương trung bình F Sig. 1 Hồi quy 276695.007 6 46115.835 37.778 .000b Phần dư 290530.070 238 1220.715 Total 567225.078 244 Bảng 4.6. Trọng số ồh i quy Mô hình Hế số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn
hóa
t Sig. Thống kê đa cộng tuyến
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) .711 .217 3.282 .001 HTTB .080 .050 .093 1.596 .112 .638 1.568 CDTT .090 .048 .112 1.875 .062 .605 1.653 HTKH .130 .063 .125 2.068 .040 .585 1.709 DVGH .035 .046 .049 .752 .453 .515 1.941 TTTT .219 .053 .235 4.134 .000 .665 1.504 NDTT .263 .057 .305 4.654 .000 .501 1.996 a. Dependent Variable: LTT
Kết quả hồi quy trong bảng 4.4 cho thấy, hệ số xác định R2= 0,488 (≠ 0) và R2 điều chỉnh = 0,475. Kiểm định F trong phân tích ANOVA ở bảng 4.5tươngứng với mức ý nghĩa p (trong SPSS ký hiệu là sig) = 0,000; điều này chứng tỏ giả thuyết H0bị bác b . Hay nói cách khác, các biỏ ến độc lập giải thích được khoảng 48% biến thiên của biến phụ thuộc. Như vậy, còn khoảng 52% biến thiên của biến phụ thuộc được giải thích bởi các biến khác ngoài mô hình. Nhưng điều nà y có thể chấp nhận được, vìnhư đã nói, các yếu tố trên có thể chưa bao hàm hết các yếu tố của marketing trực tuyến trên thực tiễn.
Bảng 4.6 cho thấy,ba nhân tố đạt mức ý nhĩa trong mô hình gồm: Truyền thông trực tuyến với sig. = 0,000; nội dung với sig. = 0,000 và dịch vụ hỗ trợkhách hàng với
sig. = 0,040. Trọng số nhân tố của 03 nhân tố trên đều dương cho thấy 03 tố trên đều tác động dương đến lòng trung thành thương hiệu điện thoại di động thông minh. Xem kết quả phân tích tương quan Pearson trong bảng 4.3, chúng ta thấy hệ số tương quan của 03 nhân tố truyền thông trực tuyến (TTTT), nội dung marketing trực tuyến (NDTT), dịch vụhỗ trợkhách hàng trực tuyến (HTKH)với lòng trung thànhthương hiệu điện thoại di động thông minh ần ll ượt là0,539; 0,603; 0,492. Điều này nói lên rằng 03 biến độc lập nêu trên có quan hệ cùng chiều với biến phụ thuộc. Như vậy, phân tích tương quanPearson và phân tích hồi quy có cùng kết quả như nhau. Tóm lại, biếntruyền thông trực tuyến, nội dung marketing trực tuyến và dịch vụ khách hàng đạt ý nghĩa trong mô hình.
Trong khi đó, biến hình thức trình bày quảng cáo trực tuyến(HTTB), cộng đồng trực tuyến(CDTT) và dịch vụgiao hàng trực tuyến(DVGH) có hệ số beta đều dương, chứng tỏ tác động cùng chiều với lòng trung thành thương hiệu điện thoại di động thông minh, tuy nhiên lại không có ý nghĩa thống kê (sig. >0,05). Nhìn vào các hệ số tương quan ở bảng 4.3, chúng ta thấy hệ số tương quan Pearson của các biến trên với biến phụ thuộc lần lượt là 0,461;0,439; 0,487. Điều này cũng cho thấy 03 biếntrên có quan hệ cùng chiều với biến lòng trung thành thương hiệu điện thoại di động thông minh. Vì vậy, mặc dù biến quảng cáo trực tuyến, cộng đồng trực tuyến và dịch vụgiao hàng trực tuyến không có ý nghĩa trong mô hình, nhưng chúng ta không vội đưa ra kết luận mà cần kết hợp thêm nghiên cứu nhiều lần để có ể đưa ra kết luận cuối cth ùng .
Tóm lại, 06 nhân tố đưa vào mô hình hồi quy bội thì có 03 nhân tố chúng ta có thể kết luận ngay là cóảnh hưởng đến lòng trung thành thương hiệu điện thoại di động thông minh. Ba nhân tố đó gồm: Truyền thông trực tuyến, nội dung marketing trực tuyếnvà dịch vụ ỗ trợh khách hàng trực tuyến.
Để xác định tầm quan trọng của các yếu tố marketing trực tuyến tác động đến lòng trung thànhđiện thoại di động thông minh, cần căn cứ vào hệ số beta chuẩn hóa. Nếu trị tuyệt đối ệ số beth a chuẩn hóa càng lớn thì yếu tố đó tác động đến lòng trung thànhđiện thoại di động thông minhcàng cao. Bảng 4.6 chothấy, trong 03 nhân tố tác
động đến lòng trung thành thương hiệu điện thoại thông, nội dung marketing trực tuyến (NDTT) cóảnh hưởng mạnh nhất với hệ số beta bằng 0,305; truyền thông trực tuyến (TTTT) ảnh hưởng mạnh thứ hai với hệ số beta bằng 0,235; và cuối cùng là dịch vụhỗ trợkhách hàng (HTKH) với beta bằng 0,125.