Biến quang sát
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến
Tương quan biến tổng
Crombach’s Alpha nếu loại biến này
Cơ sở vật chất và không gian (CSVCKG) (Crombach’s Alpha = 0,833)
CSVC_2 12,55 10,096 ,614 ,805
CSVC_3 12,22 9,889 ,555 ,822
KG_1 12,47 9,744 ,704 ,782
4.3.2 Kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA) thang đo lòng trung thành trung thành
Bảng 4.8 Kết quả phân tích EFA thang đo lịng trung thành
Biến Tên Nhân tố
LTT_1 Ý định mua hàng trong tương lai 0,899
LTT_3 Nghĩ đến khi có nhu cầu 0,884
LTT_2 Giới thiệu người quen đến mua sắm 0,845
Giá trị Eigen 2,303
Tổng hương sai trích (%) 76,766
KMO 0,717
Kiểm định Bartlett’s test Sig.=0,000
Crombach’s Alpha 0,849
Nhận xét
Theo Nguyễn Đình Thọ (2011), các điều kiện để phân tích nhân tố khám phá (EFA) như sau:
➢ Kết quả cho tám nhân tố được rút trích tại điểm Eigenvalue = 2,303 >1 ➢ Tổng phương sai trích bằng 76,766 % cho biết nhân tố lịng trung thành
này giải thích được 76,766 % sự biến thiên của tập dữ liệu. ➢ Ta thấy hệ số KMO = 0,717 > 0,5
➢ Kiểm định Bartlett có Sig.= 0,000 < 0,05 nên có ý nghĩa thống kê, cho thấy các biến quan sát có tương quan tổng thể.
➢ Trọng số các nhân tố phải lớn hơn 0,5
Do đó biến phụ thuộc lịng trung thành vẫn giữ lại 3 biến quan sát và đưa vào phân tích hồi quy ở bước tiếp theo.
4.4 Mơ hình nghiên cứu sau khi đánh giá thang đo
Hình 4.1 Mơ hình nghiên cứu hiệu chỉnh
Các giả thuyết nghiên cứu:
H1: Hình ảnh CHTL tác động thuận đến lịng trung thành của khách hàng
H1-1: Sự thuận tiện tác động thuận đến lòng trung thành của khách hàng H1-2: Cơ sở vật chất & khơng gian tác động thuận đến lịng trung thành của
H1_4 H1_5 H1_6 H1_3 H1_2 H1_1 H3 H2 Lòng trung thành của khách hàng Niềm tin Sự thỏa mãn Cơ sở vật chất & không gian CHTL Hàng hóa Sự thuận tiện Quảng cáo/ Khuyến mãi Dịch vụ cửa hàng Giá cả cảm nhận
H1-5: Quảng cáo/ Khuyến mãi tác động thuận đến lòng trung thành của khách hàng
H1-6: Dịch vụ cửa hàng tác động thuận đến lòng trung thành của khách hàng
H2: Niềm tin tác động thuận đến lòng trung thành của khách hàng H3: Sự thỏa mãn tác động thuận đến lòng trung thành của khách hàng 4.5 Phân tích tương quan
Trước khi tiến hành phân tích mơ hình hồi quy tuyến tính bội thì cần phải thực hiên phân tích tương quan giữa các biến để kiểm tra mối quan hệ giứa các biến độc lập (sự thỏa mãn, niềm tin, sự thuận tiện, cơ sở vật chất và không gian, giá cả cảm nhận, quảng cáo và dịch vụ cửa hàng) và biến phụ thuộc lòng trung thành. Sự tương quan giữa các biến độc lập sẽ lưu ý cho kiểm định đa cộng tuyến khi phân tích hồi quy.
Theo John và Benet-Martinez (2000), giá trị phân biệt có khả năng tồn tại giữa hai biến khi có hệ số tương quan nhỏ hơn 0,85. Tất cả hệ số tương quan giữa các biến trong bài nghiên cứu dao động từ 0,255 cho đến 0,794 thỏa mãn yêu cầu đặt ra. Điều này cho thấy các giá trị phân biệt đã đạt được.
Bảng 4.9 Ma trận hệ số tương quan giữa các biến
LTT TM NT STT CSVCKG GCCN QC DV LTT Hệ số tương quan 1 ,654 ** ,583** ,605** ,635** ,592** ,280** ,404** Sig. (2-tailed) ,000 ,000 ,000 ,000 ,000 ,000 ,000 TM Hệ số tương quan ,654 ** 1 ,451** ,448** ,443** ,369** ,019 ,417** Sig. (2-tailed) ,000 ,000 ,000 ,000 ,000 ,769 ,000 NT Hệ số tương quan ,583 ** ,451** 1 ,412** ,504** ,522** ,252** ,211** Sig. (2-tailed) ,000 ,000 ,000 ,000 ,000 ,000 ,001
4.6 Phân tích hồi quy tuyến tính
4.6.1 Xây dựng phương trình hồi quy tuyến tính bội
Phương pháp hồi quy được sử dụng là là phương pháp bình phương nhỏ nhất OLS với:
➢ Biến phụ thuộc: lòng trung thành của khách hàng
➢ Biến độc lâp: sự thỏa mãn, niềm tin, sự thuận tiện, cơ sở vật chất và không gian, giá cả cảm nhận, quảng cáo và dịch vụ cửa hàng
Phương trình hồi quy tuyến tính bội có dạng như sau:
LTT= β0 + β1STT +β2CSVCKG +β3GCCN +β4HH + β5QC + β6DV + β7TM +β8NT +ei STT Hệ số tương quan ,605 ** ,448** ,412** 1 ,502** ,371** ,121 ,217** Sig. (2-tailed) ,000 ,000 ,000 ,000 ,000 ,056 ,001 CSVCKG Hệ số tương quan ,635 ** ,443** ,504** ,502** 1 ,507** ,303** ,173** Sig. (2-tailed) ,000 ,000 ,000 ,000 ,000 ,000 ,006 GCCN Hệ số tương quan ,592 ** ,369** ,522** ,371** ,507** 1 ,348** ,248** Sig. (2-tailed) ,000 ,000 ,000 ,000 ,000 ,000 ,000 QC Hệ số tương quan ,280 ** ,019 ,252** ,121 ,303** ,348** 1 ,123 Sig. (2-tailed) ,000 ,769 ,000 ,056 ,000 ,000 ,053 DV Hệ số tương quan ,404 ** ,417** ,211** ,217** ,173** ,248** ,123 1 Sig. (2-tailed) ,000 ,000 ,001 ,001 ,006 ,000 ,053
GCCN: giá cả cảm nhận HH: hàng hóa
QC: quảng cáo/khuyến mãi DV: dịch vụ cửa hàng TM: sự thỏa mãn NT: niềm tin
LTT: lòng trung thành
Với β0 là hằng số tự do, Bi với i: 1÷8
ei là biến độc lập ngẫu nhiên có phân phối chuẩn có trung bình là 0 và phương sai không đổi σ2
Sử dụng phương pháp Enter để đưa các biến vào thực hiện phân tích hồi quy. Các kết quả hồi quy được thể hiện qua các bảng 4.10 ; 4.11; 4.12
Bảng 4.10 Bảng tóm tắt kết quả phân tích hồi quy
Bảng 4.11 ANOVA Mơ hình Tổng độ lệch Mơ hình Tổng độ lệch bình phương Bậc tự do Bình phương trung bình F Sig. 1 Hồi quy 174,554 8 21,819 83,762 0,000b Phần dư 62,778 241 0,260 Tổng cộng 237,332 249 a. Biến phụ thuộc: LTT b. Biến độc lập: (Hằng số), HH, QC, DV, STT, NT, GCCN, TM, CSVCKG Mơ hình R R 2 R2 hiệu chỉnh Std. Error ước tính Hệ số Durbin- Watson 1 0,858a 0,735 0,727 0,51038 1,798 a. Biến độc lập: (Hằng số), HH, QC, DV, STT, NT, GCCN, TM, CSVCKG b. Biến phụ thuộc: LTT
Bảng 4.12 Hệ số hồi quy
Mơ hình
Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận của biến VIF 1 (Constant) -1,396 0,194 -7,202 0,000 TM 0,220 0,039 0,250 5,645 0,000 0,560 1,785 NT 0,100 0,044 0,098 2,268 0,024 0,593 1,686 STT 0,198 0,045 0,183 4,435 0,000 0,647 1,546 CSVCKG 0,216 0,057 0,168 3,750 0,000 0,546 1,832 GCCN 0,161 0,047 0,148 3,425 0,001 0,589 1,698 QC 0,115 0,042 0,101 2,725 0,007 0,801 1,249 DV 0,132 0,042 0,117 3,171 0,002 0,801 1,248 HH 0,247 0,043 0,227 5,742 0,000 0,705 1,419 a. Biến phụ thuộc: LTT
Bảng 4.13 Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến
Nhân tố Eigenvalue Chỉ số điều kiện Tỷ lệ phương sai Hằng số T M N T ST T CSVCK G GCC N Q C D V H H 1 8.608 1.000 .00 .00 .00 .00 .00 .00 .00 .00 .00 2 .101 9.220 .01 .27 .00 .00 .00 .01 .17 .08 .01 3 .084 10.125 .00 .01 .01 .04 .01 .00 .03 .62 .09 4 .051 12.930 .01 .29 .04 .00 .02 .01 .02 .08 .66 5 .044 14.040 .00 .09 .03 .77 .01 .04 .02 .02 .12 6 .035 15.655 .01 .27 .29 .00 .00 .21 .41 .07 .04 7 .028 17.464 .08 .00 .54 .00 .08 .51 .00 .00 .00
4.6.2 Đánh giá và kiểm định độ phù hợp của mơ hình
Theo Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), để xác định độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng thì căn cứ vào các hệ số sau:
➢ Để đánh giá mức độ phù hợp của mô hình hồi quy với dữ liệu, chúng ta sử dụng hệ số R2 hiệu chỉnh. Căn cứ vào kết quả của bảng 4.10 hệ số R2 hiệu chỉnh là 0,727 nhỏ hơn R2 là 0,735 chứng tỏ mơ hình này phù hợp với tập dữ liệu ở mức 0,727. Điều này cho thấy rằng các biến trong mơ hình giải thích được 72,7% sự biến thiên của lịng trung thành. ➢ Hệ số Sig. của kiểm định F trong bảng 4.11 có giá trị 0,000 < 0,05 nên
có thể bác bỏ giả thuyết Ho: Hệ số hồi quy phần riêng bằng 0.
➢ Hệ số Beta chuẩn hóa của các biến độc lập dao động trong khoản 0,098 đến 0,250 với mức thống kê có ý nghĩa (Sig.<0,05)
Tất cả 8 biến độc lập này đều là chỉ số dự báo tốt cho lòng trung thành của khách hàng khi mua hàng tại các CHTL khu vực Tp. HCM.
Trong bảng 4.12 ta thấy hệ số độ chấp nhận của biến (giá trị dung sai) có giá trì từ 0,546 đến 0,801; hệ số VIF có giá trị từ 1,248 đến 6,832. Trong bảng 4.13 cho thấy chỉ số điều kiện từ 1,000 đến 19,543 (thấp hơn 30). Từ đây chúng ta có thể khẳng định được rằng hiện tượng đa cộng tuyến thấp.
4.6.3 Kiểm định các giả thuyết về lòng trung thành
Căn cứ vào các kết quả phân tích hệ số hồi quy ở bảng 4.12, phương trình hồi quy tuyến tính bội (theo hệ số đã chuẩn hóa) thể hiện lịng trung thành của khách hàng tại các CHTL khu vực Tp. HCM như sau:
LTT= 0,183*STT +0,168*CSVCKG +0,148*GCCN +0,227*HH + 0,101*QC + 0,117*DV + 0,250*TM +0,098*NT
Phương trình hồi quy trên chỉ ra thành phần sự thỏa mãn có tác động mạnh nhất đến lịng trung thành của khách hàng, tiếp theo là các thành phần hàng hóa, sự thuận tiện, cơ sở vật chất & không gian, giá cả cảm nhận, dịch vụ cửa hàng, quảng cáo/khuyến mãi và cuối cùng là thành phần niềm tin.
4.6.3.1 Giả thuyết H1: Hình ảnh CHTL tác động thuận đến lịng trung thành của khách hàng
Giả thuyết H1 giả định “Hình ảnh CHTL tác động thuận đến lòng trung thành của khách hàng”. Từ kết quả của bảng 4.12 hệ số hồi quy, các thành phần của hình ảnh CHTL bao gồm:
➢ Sự thuận tiện (β = 0,183; p < 0,01)
➢ Cơ sở vật chất và không gian (β = 0,168; p < 0,01) ➢ Giá cả cảm nhận (β = 0,148; p < 0,01)
➢ Hàng hóa (β = 0,227; p < 0,01)
➢ Quảng cáo/khuyến mãi (β = 0,101; p < 0,01) ➢ Dich vụ cửa hàng (β = 0,117; p < 0,01)
Các biến trên đều dự báo tốt cho lòng trung thành với mức ý nghĩa thống kê đáng kể. Như vậy nếu khách hàng có cảm nhận tốt về hình ảnh CHTL thì sẽ ảnh hưởng tốt đến lòng trung thành của khách hàng.
Giả thuyết H1 được ủng hộ
4.6.3.2 Giả thuyết H2: Niềm tin tác động thuận đến lòng trung thành của khách hàng
Giả thuyết H2 giả định “Niềm tin tác động thuận đến lòng trung thành của khách hàng”. Theo kết quả từ bảng 4.12 hệ số hồi quy, niềm tin (β = 0,098; p < 0,01) là biến dự báo tốt cho lòng trung thành của khách hàng. Nếu khách hàng có niềm tin về cửa hàng thì sẽ ảnh hưởng tốt đến lịng trung thành của khách hàng.
Giả thuyết H2 được ủng hộ
4.6.3.3 Giả thuyết H3: Sự thỏa mãn tác động thuận đến lòng trung thành của khách hàng
Giả thuyết H3 giả định “Sự thỏa mãn tác động thuận đến lòng trung thành của khách hàng. Theo kết quả từ bảng 4,12 hệ số hồi quy, sự thỏa mãn (β = 0,250; p <
Giả thuyết H3 được ủng hộ
4.6.4 Dị tìm sự vi phạm các giả định cần thiết trong phân tích hồi quy
❖ Giả định thứ nhất cần kiểm tra là giả định liên hệ tuyến tính:
Để thực hiện kiểm tra này tác giả sử dụng phương pháp biểu đồ phân tán Scatter với:
➢ Trục tung là phần dư chuẩn hóa ➢ Trục hồnh là dự đốn chuẩn hóa
Nhìn vào đồ thị ở hình 4.2, ta có thể nhận xét được rằng phần dư khơng thay đổi theo một trật tự nào đối với giá trị dự đốn.
Từ đó ta có thể kết luận giả định về liên hệ tuyến tính khơng bị vi phạm.
Hình 4.2 Đồ thị phân tán Scatter
❖ Giả định thứ hai cần kiểm tra là giả định phân phối chuẩn của phần dư
Để thực hiện kiểm tra này tác giả sử dụng: Đồ thị tần số Histogram và đồ thị P-P plot
Nhìn vào biểu đồ tần số Histogram ở hình 4.3, giá trị trung bình (Mean) gần bằng 0 và độ lệch chuẩn (Std.Dev) = 0,986 gần bằng 1. Phần dư có dạng gần với phân phối chuẩn.
Đồ thị P-P plot ở hình 4.4 biểu diễn các điểm quan sát thực tế tập trung khá sát đường chéo những giá trị kỳ vọng, có nghĩa là phần dư có phân phối chuẩn.
Từ đó ta có thể kết luận giả định phân phối chuẩn của phần dư khơng bị vi phạm.
Hình 4.4 Đồ thì tần sơ P-P Plot
❖ Giả định thứ ba cần kiểm tra là giả định khơng có mối tương quan giữa
các biến độc lập
Tác giả sử dụng hệ số phóng đại phương sai (VIF) để kiểm tra giả định này. Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008) các hệ số phóng đại phương sai (VIF) của các biến không được lớn hơn 10. Theo kết quả ở bảng 4.12 hệ số hồi quy, các giá trị hệ số VIF nằm trong khoản 1,248 đến 1,832 nhỏ hơn 10.
Từ đó ta có thể kết luận khơng có mối tương quan giữa các biến độc lập, hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình này nhỏ khơng ảnh hưởng đến kết quả hồi quy.
❖ Giả định thứ tư cần kiểm tra là giả định về khơng có mối tương quan
giữa các phần dư
Tác giả sử dụng đại lượng thống kê Durbin Watson để kiểm tra giả định này. Theo kết quả phân tích ở bảng 4.10, hệ số Durbin Watson = 1,798 nằm trong khoản từ 1 đến 3 thỏa mãn yêu cầu đặt ra.
Từ đó ta có thể kết luận khơng có mối tương quan giữa các phần dư trong mơ hình hồi quy
Sau khi kiểm tra bốn giả định trên, có thể kết luận mơ hình hồi quy được xây dựng trong bài nghiên cứu không vi phạm các giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tính.
4.7 Tóm tắt chương 4
Thơng tin về đặc điểm của mẫu nghiên cứu như giới tính, độ tuổi, trình độ học vấn, thu nhập, … và thói quen mua sắm như tần suất, người cùng mua đã được trình bày chi tiết trong chương này.
Kết quả kiểm định Crombach’s Alpha đã loại bỏ một biến quan sát trong thành phần cơ sở vật chất và một biến quan sát trong thành phần niềm tin.
Kết đã phân tích nhân tố khám phá (EFA) đã gộp hai thành phần “cơ sở vật chất” và “không gian” thành nhân tố mới tác giả đặt tên là “Cơ sở vật chất và khơng gian”.
Sau khi phân tích tương quan Pearson và chạy mơ hình nghiên cứu, các giả thuyết H1, H2, H3 được chấp nhận và mơ hình nghiên cứu giải thích được 72,7 % sự biến thiên lòng trung thành của khách hàng. Các thành phần của biến hình ảnh CHTL (HA) bao gồm hàng hóa, sự thuận tiện, cơ sở vật chất & không gian, giá cả cảm nhận, dịch vụ cửa hàng, quảng cáo/khuyến mãi với biến sự thỏa mãn (TM) và Niềm tin (NT) đã giải thích tốt cho biến phụ thuộc lịng trung thành của khách hàng. Sự thỏa mãn có tác động mạnh nhất lên lịng trung thành của khách hàng, kế đó là hình ảnh CHTL và cuối cùng là niềm tin.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẢN TRỊ 5.1 Kết luận
Mục tiêu của đề tài nghiên cứu nhằm xác định các nhân tố ảnh hưởng đến lòng trung thành và mức độ tác động của từng nhân tố đến lòng trung thành của khách hàng khi mua hàng tại các CHTL khu vực Tp. HCM.
Hai phương pháp chính trong quy trình nghiên cứu là:
Nghiên cứu định định tính thơng qua thảo luận nhóm tập chung (n=10 người) để xác định các yếu tố tác động đến lòng trung thành của khách hàng và xây dựng thang đo nháp.
Nghiên cứu định lượng dựa vào viêc thu thập dữ liệu từ các bảng câu hỏi trực tiếp từ đó có thể kiểm định lại thang đo, mơ hình và các giả thuyết nghiên cứu có liên quan.
Ba giả thuyết H1, H2 và H3 được ủng hộ, đáp ứng được các mục tiêu nghiên cứu. Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng 3 thành phần của lòng trung thành khách hàng CHTL khu vực Tp. HCM như sau:
(1) Sự thỏa mãn (2) Hình ảnh CHTL (3) Niềm tin
Mơ hình nghiên cứu giải thích được 72,7% sự biến thiên lòng trung thành của khách hàng còn lại 27,3 % do các tác động của các nhân tố khác chưa được nghiên