Qua bảng phân tích tƣơng quan, có thể thấy rằng Hệ số tƣơng quan Pearson giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc có tƣơng quan tuyến tính với nhau và có ý nghĩa thống kê, tƣơng quan cao nhất là giữa thang đo “hình ảnh thương hiệu ” có r = 0.492
Bảng 4.16. Kiểm định tƣơng quan
TTTH TNTH TCTH HATH NTTH
TTTH
Pearson Correlation 1 0,462** 0,467** 0,492** 0,437**
Sig. (2-tailed) ,000 ,000 ,000 ,000
4.4.2. Phân tích hồi quy tuyến tính
Việc phân tích hồi quy tuyến tính giúp ta xác định mức độ ảnh hƣởng của biến độc lập lên biến phụ thuộc. Ta có phƣơng trình tổng quát đƣợc xây dựng nhƣ sau:
TTTH =ß0 +0.265* TNTH + 0.314*TCTH + 0.282*HATH + 0.235*NTTH+ ei
Trong đó:
Biến phụ thuộc: TTTH - Sự trung thành thƣơng hiệu
Biến độc lập: TNTH- Trải nghiệm thƣơng hiệu; TCTH- Tính cách thƣơng hiệu; HATH- Hình ảnh thƣơng hiệu; NTTH- Niềm tin thƣơng hiệu
ei: sai số Bảng 4.17. Hệ số cầu trúc Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients T Sig. B Std. Error Beta 1 (Constant) -1,257E-016 ,047 ,000 1,000 TNTH ,265 ,050 ,265 5,273 ,000 TCTH ,314 ,049 ,314 6,393 ,000 HATH ,282 ,052 ,282 5,381 ,000 NTTH ,235 ,051 ,235 4,590 ,000 Bảng 4.18. Hệ số tƣơng quan
Model R R Square Adjusted R Square
Std. Error of the Estimate
1 ,714a ,510 ,502 ,70596139 Bảng 4.19. ANOVA ANOVAa Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. Durbin- Watson 1 Regression 116,864 4 29,216 58,622 Residual 112,136 225 ,498 ,0000 1,301 Total 229,000 229 a. Dependent Variable: TTTH
Kết quả phân tích hồi quy chỉ ra sự phù hợp với dữ liệu phân tích, hệ số R2 = 0.510, và khác 0 (p < 0.000). Điều này nói rằng, các biến độc lập trong mô hình giải thích đƣợc 51.0% sự biến thiên của sự trung thành thƣơng hiệu của công ty Cổ phần Sữa Việt Nam của những ngƣời trong mẫu điều tra. Ngoài ra, giá trị thống kê Durbin-Watson = 1.31 (Bảng 4.19) xấp xỉ 2.0 nên có thể nhận định rằng hiện tƣợng tự tƣơng quan là không xảy ra. Kết quả phân tích cũng không cho thấy sự cộng tuyến cao giữa các biến độc lập khi không có giá trị VIF nào cao hơn 2.0.
4.4.3. Dò tìm sự vi phạm các giả định cần thiết trong mô hình hồi quy
Phân tích hồi quy không phải chỉ là việc mô tả các dữ liệu quan sát đƣợc. Từ các kết quả quan sát đƣợc trong mẫu, ta phải suy rộng kết luận cho mối liên hệ giữa các biến trong tổng thể. Sự chấp nhận và diễn dịch kết quả hồi quy không thể tách rời các giả định cần thiết và những chuẩn đoán về sự vi phạm các giả định đó. Nếu các giả định bị vi phạm thì các kết quả ƣớc lƣợng đƣợc không đáng tin cậy nữa. (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005). Vì vậy, ta cần thực hiện kiểm định các giả thiết cần thiết trong mô hình hồi quy có vi phạm hay không gồm các giả định sau:
4.4.3.1. Kiểm định hiện tƣợng đa cộng tuyến
Nếu hiện tƣợng đa cộng tuyến xuất hiện thì có thể sẽ dẫn đến hậu quả nghiêm trọng trong phân tích hồi quy nhƣ kiểm định t không có ý nghĩa, dấu của các ƣớc lƣợng hệ số hồi quy có thể sai… Do đó, trong mô hình hồi quy bội, chúng ta giả định là giữa các biến độc lập không có hiện tƣợng đa cộng tuyến và chỉ số thƣờng đƣợc dùng để kiểm tra hiện tƣợng này là hệ số phóng đại phƣơng sai VIF (Variance Inflation Fator). VIF càng nhỏ thì hiện tƣợng đa cộng tuyến càng giảm. Trong thực tế, chỉ số VIF nhỏ hơn 2 là chấp nhận đƣợc. Kết quả kiểm định đa cộng tuyến của mô hình cho thấy hệ số VIF của các biến độc lập nhỏ hơn 2. Điều này chứng tỏ các biến độc lập của mô hình nghiên cứu không có tƣơng quan hoàn toàn với nhau và hiện tƣợng đa cộng tuyến không xảy ra trong mô hình này.
4.4.3.2. Giả định về phân phối chuẩn của phần dƣ
Theo Hoàng Trọng & Mộng Ngọc (2008), phần dƣ có thể không tuân theo phân phối chuẩn vì nhiều lý do: mô hình không đúng, số lƣợng phần dƣ không đủ
nhiều để phân tích, phƣơng sai không phải là hằng số… Hình 4.10 cho thấy một đƣờng cong phân phối chuẩn đƣợc đặt chồng lên biểu đồ tần suất. Có thể nói phân phối phần dƣ xấp xỉ chuẩn với độ lệch chuẩn Std.Dev = 0.991 (tức gần bằng 1). Ngoài ra, đồ thị P-P plot cho thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đƣờng thẳng kỳ vọng. Do đó ta có thể kết luận rằng giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Hình 4.1. Phân phối chuẩn của phần dƣ
4.4.3.3. Giả định phƣơng sai của phần dƣ không đổi đồ thị phân tán
Hình 4.2 ở trên cho thấy phần dƣ phân tán ngẫu nhiên xung quanh đƣờng đi qua tung độ 0 chứ không tạo nên hình dạng nào. Nhƣ vậy, giả định về phƣơng sai không đổi của mô hình không bị vi phạm.
4.4.3.4. Giả định về tính độc lập của phần dƣ
Quan sát kiểm định Dubin-Watson của mô hình nghiên cứu ta thấy hệ số DubinWatton của mô hình nghiên cứu có giá trị d = 1.31 (Bảng 4.19, lớn hơn 1 và nhỏ hơn 3), do đó có thể kết luận là không có sự tƣơng quan giữa các phần dƣ. 4.4.3.5. Giả định liên hệ tuyến tính
Phƣơng pháp đƣợc sử dụng là đồ thị phân tán Scatterplot với giá trị phần dƣ chuẩn hóa trên trục tung và giá trị dự báo chuẩn hóa trên trục hoành. Nếu giả định liên hệ tuyến tính và phƣơng sai bằng nhau đƣợc thỏa mãn, thì ta sẽ không nhận thấy có liên hệ gì giữa các giá trị dự đoán và phần dƣ, chúng sẽ phân tán rất ngẫu nhiên. Nhận xét đồ thị phân tán Scatterplot trên đây ta nhận thấy phần dƣ phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đƣờng đi qua tung độ 0. Nhƣ vậy, giả định liên hệ tuyến tính của mô hình không bị vi phạm.
Biểu đồ 4.4. Biểu đồ của phần dƣ chuẩn hóa
4.4.4. Kiểm định về độ phù hợp của mô hình và kết quả hồi quy
Ở trên đã tiến hành thực hiện việc kiểm định độ tin cậy Cronbach‟s Alpha và phân tích nhân tố EFA để đánh giá thang đo. Trong phần này ta sẽ dùng tổng các biến đo lƣờng để phân tích hồi quy tiếp theo. Với các giả định rằng các yếu tố
nghiên cứu tác động cùng chiều lên sự trung thành thƣơng hiệu Vinamilk, hồi quy sẽ đƣợc thực hiện bằng phần mềm SPSS theo phƣơng pháp ENTER. Sự giải thích và phân tích các kết quả trong các bảng sẽ đƣợc trình bày trong các mục tiếp theo.
4.4.4.1. Sự phù hợp của mô hình hồi quy
Bảng 4.18 cho thấy R2 là 0.510 và R2 điều chỉnh của mô hình là 0.502. So sánh 2 giá trị R2 và R2 điều chỉnh có thể thấy R2 điều chỉnh nhỏ hơn, dùng nó để đánh giá độ phù hợp của mô hình sẽ an toàn hơn vì nó không thổi phồng mức độ phù hợp của mô hình. Nghĩa là mô hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức 51%, điều này còn cho thấy mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập là khá chặt chẽ, cả 04 biến số trên góp phần giải thích 51% khác biệt của sự trung thành thƣơng hiệu của công ty Cổ phần Sữa Việt Nam.
4.4.4.2. Đánh giá độ phù hợp của mô hình và kiểm định các giả thuyết
Dựa trên kết quả phân tích hồi quy sẽ giải thích, kiểm định các giả thuyết đã đƣa ra.
H1: Trải nghiệm thương hiệu tác động tích cực tới Lòng trung thành thương hiệu.
Các kết quả kiểm định giả thiết nghiên cứu đã cho thấy mối liên hệ và tác động tích cực của Trải nghiệm thương hiệu với sự trung thành thƣơng hiệu của công ty Cổ phần Sữa Việt Nam với hệ số cấu trúc là β1 = 0.265 (Sig 0.001), với
kiểm định Student = 5.27. Kết quả đó cho phép kết luận giả thuyết H1 có ý nghĩa. Điều này đồng nghĩa với Trải nghiệm thương hiệu càng tăng thì sự trung thành thƣơng hiệu của công ty Cổ phần Sữa Việt Nam càng tăng. Khi gia tăng “Trải nghiệm thương hiệu” lên 1 đơn vị độ lệch chuẩn thì sự trung thành thƣơng hiệu của công ty Cổ phần Sữa Việt Nam tăng thêm 0,265 đơn vị lệch chuẩn.
H2: Tính cách thương hiệu tác động tích cực tới Lòng trung thành thương hiệu
Các kết quả kiểm định giả thiết nghiên cứu đã cho thấy mối liên hệ và tác động tích cực của Tính cách thương hiệu với sự trung thành thƣơng hiệu của công ty Cổ phần Sữa Việt Nam với hệ số cấu trúc là β1 = 0.314 (Sig 0.001), với kiểm
định Student = 6.393. Kết quả đó cho phép kết luận giả thuyết H2 có ý nghĩa. Điều này đồng nghĩa với Tính cách thương hiệu càng tăng thì sự trung thành thƣơng hiệu của công ty Cổ phần Sữa Việt Nam càng tăng. Khi gia tăng “Tính cách thương hiệu” lên 1 đơn vị độ lệch chuẩn thì sự trung thành thƣơng hiệu của công ty Cổ phần Sữa Việt Nam tăng thêm 0,314 đơn vị lệch chuẩn.
H3: Hình ảnh thương hiệu tác động tích cực tới Lòng trung thành thương hiệu
Các kết quả kiểm định giả thiết nghiên cứu đã cho thấy mối liên hệ và tác động tích cực của Hình ảnh thương hiệu với sự trung thành thƣơng hiệu của công ty Cổ phần Sữa Việt Nam với hệ số cấu trúc là β1 = 0.282 (Sig 0.001), với kiểm định Student = 5.38. Kết quả đó cho phép kết luận giả thuyết H3 có ý nghĩa. Điều này đồng nghĩa với Hình ảnh thương hiệu càng tăng thì sự trung thành thƣơng hiệu của công ty Cổ phần Sữa Việt Nam càng tăng. Khi gia tăng “Hình ảnh thương hiệu” lên 1 đơn vị độ lệch chuẩn thì sự trung thành thƣơng hiệu của công ty Cổ phần Sữa Việt Nam tăng thêm 0,282 đơn vị lệch chuẩn.
H4: Niềm tin thương hiệu tác động tích cực tới Lòng trung thành thương hiệu
Các kết quả kiểm định giả thiết nghiên cứu đã cho thấy mối liên hệ và tác động tích cực của Niềm tin thương hiệu với sự trung thành thƣơng hiệu của công ty Cổ phần Sữa Việt Nam với hệ số cấu trúc là β1 = 0.235 (Sig 0.001), với kiểm định Student = 4.59. Kết quả đó cho phép kết luận giả thuyết H4 có ý nghĩa. Điều này đồng nghĩa với Niềm tin thương hiệu càng tăng thì sự trung thành thƣơng hiệu của công ty Cổ phần Sữa Việt Nam càng tăng. Khi gia tăng “Niềm tin thương hiệu” lên 1 đơn vị độ lệch chuẩn thì sự trung thành thƣơng hiệu của công ty Cổ phần Sữa Việt Nam tăng thêm 0,235 đơn vị lệch chuẩn.
Nhƣ vậy, cả 04 nhân tố trong mô hình hồi quy điều chỉnh đều có ý nghĩa thống kê và tác động cùng chiều lên sự trung thành thƣơng hiệu.
4.4.5. Giải thích tầm quan trọng của các biến trong mô hình
Phƣơng trình hồi quy tuyến tính trên giúp ta rút ra kết luận từ mẫu nghiên cứu rằng sự trung thành thƣơng hiệu của công ty Cổ phần Sữa Việt Nam phụ thuộc
vào 4 nhân tố cơ bản trải nghiệm thƣơng hiệu, tính cách thƣơng hiệu, hình ảnh thƣơng hiệu và niềm tin thƣơng hiệu. Do tất cả các biến độc lập đều đƣợc đo lƣờng bằng thang đo mức độ Likert (cùng một đơn vị tính) nên từ phƣơng trình hồi quy này ta cũng thấy đƣợc tầm quan trọng của từng nhân tố đối với sự trung thành thƣơng hiệu của công ty Cổ phần Sữa Việt Nam. Trong đó, yếu tố tính cách thƣơng hiệu có ảnh hƣởng mạnh nhất, hình ảnh thƣơng hiệu, kế đến là trải nghiệm thƣơng hiệu và yếu tố niềm tin thƣơng hiệu là có tác động nhỏ nhất.
4.5. Tóm tắt kết quả nghiên cứu
Chƣơng này đã giới thiệu các kết quả nghiên cứu có đƣợc từ việc xử lý và phân tích số liệu thu thập đƣợc. Trƣớc tiên, dữ liệu đã đƣợc sàn lọc, làm sạch và mã hóa trƣớc khi có thể cho tiến hành xử lý và cho ra kết quả thông kê suy diễn. Phần mô tả mẫu đã giúp chúng ta có cái nhìn tổng quát về mẫu nghiên cứu theo giới tính, độ tuổi, thu nhập, trình độ. Việc xác định hệ số Cronbach‟s alpha và phân tích nhân tố đã giúp ta khẳng định đƣợc 4 nhân tố từ thang đo ban đầu có độ tin cậy trong việc đo lƣờng sự trung thành thƣơng hiệu của công ty Cổ phần Sữa Việt Nam. Đó là sự trung thành thƣơng hiệu do các nhân tố trải nghiệm thƣơng hiệu, tính cách thƣơng hiệu, hình ảnh thƣơng hiệu và niềm tin thƣơng hiệu. Các công cụ kiểm định giả thuyết về trung bình tổng thể nhƣ Independent-samples T-Test và phân tích ANOVA đã đƣợc sử dụng. Cuối cùng, phân tích hồi quy tuyến tính đƣợc tiến hành với phƣơng pháp bình phƣơng bé nhất thông thƣờng OSL đã giúp ta có đƣợc phƣơng trình hồi quy tuyến tính cũng nhƣ cƣờng độ ảnh hƣởng của các nhân tố đối với sự trung thành thƣơng hiệu của công ty Cổ phần Sữa Việt Nam. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy yếu tố tính cách thƣơng hiệu có ảnh hƣởng mạnh nhất (hệ số cấu trúc là 0.314), hình ảnh thƣơng hiệu, kế đến là trải nghiệm thƣơng hiệu và yếu tố niềm tin thƣơng hiệu là có tác động nhỏ nhất (hệ số cấu trúc là 0.235).
CHƢƠNG 5
KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẢN TRỊ 5.1. Kết luận
Nền kinh tế thế giới đang trong giai đoạn ổn định, trong nƣớc thì tỷ lệ lạm phát ổn định và kết quả kinh doanh của Vinamilk tại Thành phố Hồ Chí Minh trong những năm gần đây vẫn tăng trƣởng đều và khá cao. Điều này cho thấy hiệu quả chiến lƣợc marketing về thƣơng hiệu sữa Vinamilk. Thƣơng hiệu ngày nay không còn đơn thuần là một cái tên, một từ ngữ, một kí hiệu, một hình vẽ mà nó còn là một giá trị, một niềm tin, một sự cam kết, là một sự thỏa mãn đối với những mong đợi của khách hàng. Để làm đƣợc điều này, đòi hỏi một quá trình nỗ lực xây dựng và phát triển lâu dài để hình thành nên tài sản thƣơng hiệu, cũng nhƣ khả năng tạo lập và chăm sóc mối quan hệ đối với khách hàng. Dựa trên nỗ lực đó nó sẽ bao gồm cả hai yếu tố là cảm tính, lý tính. Nhƣng yếu tố cảm tính chính là chìa khóa thành công, không có nó thƣơng hiệu của doanh nghiệp không tồn tại. Công nghệ sẽ giúp doanh nghiệp phát triển sản phẩm, có thể cả dịch vụ của bạn, nhƣng rất tiếc là việc tác động cảm tính với khách hàng mới là điểm lớn nhất trong quá trình ra quyết định sử dụng sản phẩm, dịch vụ của họ. Vì vậy mà doanh nghiệp phải sẵn sàng cung cấp những yếu tố cảm tính “thúc đẩy” để truyền tải trong cam kết của mình. Giá trị cảm nhận giúp khách hàng quyết định nhanh chóng hơn, giúp họ yêu thích thƣơng hiệu hơn trong quá trình trải nghiệm và là yếu tố tạo nên sự trung thành của khách hàng đối với thƣơng hiệu. Tóm lại, giá trị cảm nhận không phải là cái gì khác mà đó chính là sự nhận thức thƣơng hiệu, hình ảnh thƣơng hiệu và chất lƣợng cảm nhận của khách hàng đối với thƣơng hiệu Vinamilk. Qua đây ta thấy đƣợc sợi dây vô hình nối tính cách thƣơng hiệu, niềm tin thƣơng hiệu… sữa Vinamilk đến lòng trung thành thƣơng hiệu của khách hàng. Muốn nâng cao đƣợc lòng trung thành thƣơng hiệu của khách hàng, muốn tạo dựng và duy trì mối quan hệ gắn bó với khách hàng, cần phải nâng cao niềm tin, tính cách thƣơng hiệu của khách hàng.
Nghiên cứu đã đạt đƣợc mục tiêu ban đầu đặt ra là xác định các nhân tố cơ bản ảnh hƣởng đến sự trung thành thƣơng hiệu của công ty Cổ phần Sữa Việt Nam và đánh giá mức độ ảnh hƣởng của 4 nhân tố đó. Kết quả nghiên cứu cho thấy nhân
tố (1) tính cách thƣơng hiệu có ảnh hƣởng lớn nhất và tác động tích cực đến sự trung thành thƣơng hiệu của công ty Cổ phần Sữa Việt Nam, với hệ số β = 0.314; (2) Hình ảnh thƣơng hiệu có ảnh hƣởng và tác động tích cực đến sự trung thành thƣơng hiệu, với hệ số β = 0.282 và với mức quan trọng thứ 2 trong 4 nhân tố, (3)