Phân tích nhân tố EFA các biến độc lập:
Tác giả tiến hành đưa các biến quan sát của các thang đo yếu tố lòng trung thành thương hiệu vào phân tích nhân tố EFA, ta được kết quả sau:
- Hệ số KMO đạt 0.836
- Kiểm định Barlett đạt yêu cầu (Sig=0.000<0.05)
- Tại giá trị Eigenvalues = 1.063 với phương pháp rút trích Principal component và phép xoay Varimax có 7 nhân tố được trích với phương sai trích được là 72.218% (>50%), đạt yêu cầu. Điều này thể hiện rằng 7 nhân tố được trích ra này có thể giải thích được 72.218% biến thiên của dữ liệu, đây là kết quả đạt yêu cầu. Kết quả phân tích EFA cho biến độc lập.
BẢNG 4.2. KẾT QUẢ PHÂN TÍCH EFA NHÓM BIẾN ĐỘC LẬP ( Nguồn tác giả ) Biến Nhân tố 1 2 3 4 5 6 7 quantam5 .880 quantam4 .863 quantam2 .815 quantam3 .800 quantam .755 camket4 .848 camket .814 camket3 .762 camket2 .753 cnxhoi .842 cnxhoi3 .823 cnxhoi2 .809 camxuc3 .853 camxuc .836 camxuc2 .742 chucnang2 .856 chucnang3 .804 chucnang .730 giaca2 .868 giaca .731 giaca3 .688 niemtin3 .872 niemtin .780 niemtin2 .681 Eigenvalues 5.447 4.260 2.060 1.724 1.529 1.249 1.063 Tổng phương sai trích (%) 15.378 27.584 37.366 46.338 55.075 63.703 72.218
BẢNG 4.3: KẾT QUẢ PHÂN TÍCH NHÂN TỐ EFA BIẾN PHỤ THUỘC STT Biến Nhân tố 1 1 trungthanh2 .910 2 trungthanh .799 3 trungthanh5 .778 4 trungthanh3 .685 5 trungthanh4 .600 Eigenvalue 2.900 Phương sai trích (%) 57.993 % KMO .708
Bartlett: Chi- square 631.360
Df 10
Sig. .000
( Nguồn tác giả )
Phân tích nhân tố khám phá EFA biến phụ tḥc, phương sai trích đạt 57.993%. Các hệ số đều đạt yêu cầu (KMO = 0.708> 0.5; Sig. =0.000 < 0.05; Eigenvalue = 2.900> 1).
Tại giá trị Eigenvalue 2.900, rút trích theo phương pháp principal component và phép xoay varimax chỉ có một nhân tố được trích với phương sai trích được là 57.993% (>50%), đạt yêu cầu. Điều này thể hiện rằng nhân tố được trích ra này có thể giải thích được 50.443% biến thiên của dữ liệu. Đạt yêu cầu.
Tất cả 5 biến quan sát đều có hệ số tải Factor Loading trên 0.5, đạt yêu cầu. Tác giả giữ tên “Lòng trung thành thương hiệu” cho nhân tố này.
Sau khi phân tích EFA, tác giả tiến hành mã hóa các nhân tớ thu được sau khi rút trích, giá trị của biến mã hóa được tính bằng trung bình của các biến quan sát, cụ thể như sau:
BẢNG 4.4. TÓM TẮT MÃ HĨA CÁC NHÂN TỚ RÚT TRÍCH ĐƯỢC
STT Nhân tố Mã hóa
1 Sự quan tâm thương hiệu Qtam
2 Giá trị chức năng Cnang
3 Niềm tin thương hiệu Ntin
4 Giá trị cảm xúc Cxuc
5 Sự cam kết Cket
6 Giá trị xã hội Cnxh
7 Sự tương xứng về giá Gia 8 Lòng trung thành thương hiệu LTT
( Nguồn tác giả )
4.4. Phân tích hồi qui :
Nhằm xem xét mối liên hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc (lịng trung thành ) và các biến độc lập (7 yếu tố ảnh hưởng đến lịng trung thành ), tác giả sử dụng mơ hình hồi qui tuyến tính bội để đo lường sự tác động của các biến độc lập lên biến phụ thuộc.
Sau khi được kiểm định độ tin cậy và đánh giá giá trị của các thang đo trong mơ hình đề xuất, lòng trung thành thương hiệu tiếp tục được kiểm định mức độ ý nghĩa trong mơ hình thơng qua phân tích hồi quy để biết được cụ thể trọng số của từng thành phần tác động lên lòng trung thành thương hiệu.
4.4.1. Phân tích tương quan Pearson:
Sau khi tiến hành mã hóa biến đo lường, tác giả tiến hành đưa các biến đã được mã hóa vào phần mềm SPSS để phân tích mối tương quan giữa các biến này. Qua kết quả phân tích tương quan, tác giả nhận thấy các nhân tớ đều có mối tương quan chặt với yếu tố Lòng trung thành thương hiệu (sig =0.000) nên có thể tiến hành đưa các biến này vào để phân tích hồi qui.
BẢNG 4.5: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH TƯƠNG QUAN GIỮA CÁC BIẾN
qtam cnang cnxh cxuc gia ntin cket LTT
qtam Hệ số tương quan Pearson 1 -.020 .327** -.031 .400** .348** .000 .421** Sig. (2- tailed) .735 .000 .588 .000 .000 .995 .000 N 300 300 300 300 300 300 300 300 cnang Hệ số tương quan Pearson -.020 1 .014 .194** -.014 -.025 .418** .298** Sig. (2- tailed) .735 .813 .001 .810 .671 .000 .000 N 300 300 300 300 300 300 300 300 cnxh Hệ số tương quan Pearson .327** .014 1 .194** .474** .331** .149** .464** Sig. (2- tailed) .000 .813 .001 .000 .000 .010 .000 N 300 300 300 300 300 300 300 300 cxuc Hệ số tương quan Pearson -.031 .194** .194** 1 -.040 -.030 .443** .350** Sig. (2- tailed) .588 .001 .001 .490 .605 .000 .000 N 300 300 300 300 300 300 300 300 gia Hệ số tương quan Pearson .400** -.014 .474** -.040 1 .303** .012 .403** Sig. (2- tailed) .000 .810 .000 .490 .000 .830 .000 N 300 300 300 300 300 300 300 300
ntin Hệ số tương quan Pearson .348** -.025 .331** -.030 .303** 1 -.051 .382** Sig. (2- tailed) .000 .671 .000 .605 .000 .381 .000 N 300 300 300 300 300 300 300 300 cket Hệ số tương quan Pearson .000 .418** .149** .443** .012 -.051 1 .413** Sig. (2- tailed) .995 .000 .010 .000 .830 .381 .000 N 300 300 300 300 300 300 300 300 LTT Hệ số tương quan Pearson .421** .298** .464** .350** .403** .382** .413** 1 Sig. (2- tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 300 300 300 300 300 300 300 300
**. Tương quan có ý nghĩa với mức ý nghĩa 0.01
( Ng̀n: kết quả phân tích của tác giả )
4.4.2. Phân tích hồi quy:
Sau khi mã hóa các biến đo lường và phân tích tương quan giữa các biến, tác giả tiến hành phân tích hồi qui với phương pháp Enter. Theo phương pháp này 7 biến độc lập và một biến phụ thuộc (LTT) sẽ được đưa vào mơ hình cùng một lúc và cho kết quả như sau:
BẢNG 4.6. BẢNG TĨM TẮT HỒI QUI Mơ hình R R bình phương R bình phương hiệu chỉnh Sai số chuẩn ước tính Durbin- Watson 1 .738a 0.545 0.534 0.36894 1.984
( Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả )
Kết quả hồi qui tuyến tính bội cho thấy mơ hình có hệ số xác định R2 (coefficient of determination) là 0.545 và R2 điều chỉnh (adjusted R square) là 0.534.
BẢNG 4.7. KẾT QUẢ PHÂN TÍCH ANOVA TRONG HỒI QUI
Mơ hình Tổng bình phương Df Bình phương trung bình F Sig. 1 Hồi qui 47.571 7 6.796 49.927 .000b Phần dư 39.746 292 .136 Tổng 87.317 299
( Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả )
Kiểm định F (bảng 4.7) có mức ý nghĩa p=0.000< 0.05. Như vậy mơ hình hồi qui
này là phù hợp với tập dữ liệu (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008, tập 1, tr. 240). Hay nói cách khác 7 nhân tố rút trích được sau phân tích EFA giải thích được 53.4% phương sai của lịng trung thành. Tỷ lệ giải thích này đạt mức yêu cầu, tuy nhiên vẫn chưa cao, mơ hình cịn chưa đề cập đến mợt sớ yếu tố khác bên ngồi mơ hình có tác động đến biến nghiên cứu.
BẢNG 4.8. TRỌNG SỐ HỒI QUI Mơ hình Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa t Sig.
Thống kê đa cộng tuyến
B Độ lệch
chuẩn Beta Tolerance VIF
1 Hằng số .159 .186 .854 .394 qtam .154 .030 .233 5.184 .000 .771 1.298 cnang .142 .036 .169 3.889 .000 .823 1.216 cnxh .124 .039 .154 3.208 .001 .673 1.486 cxuc .103 .023 .203 4.516 .000 .769 1.301 gia .128 .034 .178 3.752 .000 .690 1.449 ntin .142 .029 .218 4.967 .000 .809 1.236 cket .148 .030 .238 4.965 .000 .681 1.469 a. Biến phụ thuộc: LTT
( Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả )
Các biến đều có hệ số phóng đại phương sai VIF<2, điều này chứng tỏ khơng có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra trong mơ hình.
Trong bảng trọng số trên ta thấy 7 biến đợc lập đều có tác động cùng chiều vào biến phụ thuộc LTT vì trọng số hồi quy của 7 thành phần này có ý nghĩa thống kê (p<0.05). Hệ số hồi quy thể hiện dưới hai dạng: (1) chưa chuẩn hóa (Unstandardized) và (2) chuẩn hóa (Standardized). Vì hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa (B), giá trị của nó phụ thuộc vào thang đo cho nên chúng ta không thể dùng chúng để so sánh mức độ tác động của các biến độc lập vào biến phụ thuộc trong cùng một mơ hình được. Hệ số hồi quy chuẩn hóa (beta, ký hiệu β) là hệ số chúng ta đã chuẩn hóa các biến (các biến cùng đơn vị). Vì vậy chúng được dùng để so sánh mức độ tác động của các biến phụ thuộc vào biến độc lập.
Hai yếu tố “Mức độ quan tâm của khách hàng” và “Sự cam kết của khách hàng” là hai yếu tố được đánh giá là có tác động mạnh nhất đến Lòng trung thành thương hiệu của khách hàng. Các yếu tố còn lại đều có tác động đến biến phụ thuộc và sự chênh lệch trong mức độ tác động giữa các yếu tố này là không lớn (Bảng 4.8).
Cam kết của người tiêu dùng là yếu tố trung tâm trong việc phát triển và duy trì các
mối quan hệ tiếp thị bởi vì nó là chìa khóa động lực về tâm lý, để liên kết người tiêu dùng với thương hiệu. Sự cam kết là mong muốn duy trì một mối quan hệ có giá trị một cách bền vững. Cam kết thương hiệu xảy ra khi người tiêu dùng hứa hoặc ràng buộc chính bản thân của mình để mua thương hiệu.
Tương tự như sự tin tưởng, sự cam kết được công nhận là một thành phần quan trọng cho sự thành công của các mối quan hệ lâu dài. Sự cam kết giải thích q trình mà một khách hàng trung thành vì họ có một thái độ tích cực đối với các thương hiệu và cũng là một người mua thường xuyên của thương hiệu đó. Kết quả nghiên cứu của đề tài cho thấy sự tương đồng so với các nghiên cứu lược khảo. Sự cam kết của khách hàng là một thành phần quan trọng đối với đề tài cũng như đối với các đề tài nghiên cứu về lòng trung thành thương hiệu khác.
Sự quan tâm đã được nghiên cứu kỹ lưỡng và được xem như là một cấu trúc trung
tâm trong các tài liệu về hành vi người tiêu dùng từ năm 1960 (Bennett, 2001). Sự quan tâm đến thương hiệu được hiểu là sự chú ý của người tiêu dùng đến một thương hiệu và tạo động cơ thúc đẩy người tiêu dùng trong việc ra quyết định phù hợp với những tình huống cụ thể. Người tiêu dùng có sự quan tâm đến thương hiệu này so với thương hiệu khác.
Người tiêu dùng có mức độ chú ý và nhiệt tình cao (hay mức độ quan tâm cao) sẽ tăng cường việc tìm kiếm thơng tin hơn người tiêu dùng có mức độ quan tâm thấp, hay mức độ quan tâm ảnh hưởng đến nhận thức của người tiêu dùng (Krugman, 1965). Trong ngành cơng nghiệp bánh Trung thu thì sự quan tâm đóng một vai trị quan trọng, khi người tiêu dùng có mức độ quan tâm cao đến thương hiệu bánh trung thu đó, họ sẽ luôn chú ý và có xu hướng tìm kiếm thơng tin về thương hiệu, để từ đó họ có đầy đủ các thơng tin và kiến thức về thương hiệu, dẫn đến lòng trung thành về nhận thức. Sự quan tâm sẽ thúc đẩy
hành vi mua cũng như tạo ra thói quen tiêu dùng mặt hàng đó và là yếu tố tiên quyết thúc đẩy lòng trung thành thương hiệu nơi người tiêu dùng. Đây cũng là điểm tương đồng của đề tài so với các nghiên cứu đã lược khảo.
Các yếu tố còn lại trong mô hình nghiên cứu mà đề tài đề xuất đều có tác động đến Lòng trung thành thương hiệu bánh trung thu Kinh Đô. Đây là điểm khác biệt đối với các đề tài lược khảo. Đối với người tiêu dùng bánh trung thu Kinh Đô, họ quan tâm đến giá trị mà nhãn hàng này mang lại, sự hợp lý về mặt giá cả và niềm tin họ dành cho thương hiệu bánh Kinh Đô nói riêng cũng như thương hiệu công ty Kinh Đô nói chung trong ngành công nghiệp thực phẩm Việt Nam.
4.4.3. Kiểm định giả thuyết
Trọng số hồi qui của 6 nhân tố được rút trích sau khi phân tích EFA nhóm biến độc lập có 5 nhân tố đạt yêu cầu (sig. < 0.05) và có giá trị dương. Riêng nhân tớ “Phương tiện hữu hình không đạt yêu cầu (sig. > 0.05). Do đó, chúng ta có thể kết luận rằng các giả thuyết sau được chấp nhận hoặc không chấp nhận:
BẢNG 4.9. KIỂM ĐỊNH CÁC GIẢ THUYẾT
Các giả thuyết Kỳ
vọng Kết quả P-value
Kết luận
H1
H1: Yếu tố sự quan tâm tác động cùng chiều đến lòng trung thành thương hiệu của người tiêu dùng đối với thương
hiệu bánh Trung thu Kinh Đô.
+ + .000 Chấp
nhận
H2
H2: Yếu tố giá trị chức năng tác động cùng chiều đến lòng trung thành
thương hiệu của khách hàng đối với thương hiệu bánh Trung thu Kinh Đô.
+ + .000 Chấp
nhận
H3
H3: Yếu tố giá trị xã hội tác động cùng chiều đến lòng trung thành thương hiệu của khách hàng đối với thương hiệu bánh Trung thu Kinh Đô.
+ + .001 Chấp
nhận
H4
H4: Yếu tố giá trị cảm xúc tác động cùng chiều đến lòng trung thành
thương hiệu của khách hàng đối với thương hiệu bánh Trung thu Kinh Đô.
+ + .000 Chấp
nhận
H5
H5: Yếu tố Sự tương xứng về giá tác động cùng chiều đến lòng trung thành
thương hiệu của khách hàng đối với thương hiệu bánh Trung thu Kinh Đô..
+ + .000
Không chấp nhập
H6
H6: Yếu tố niềm tin thương hiệu tác động cùng chiều đến lòng trung thành
thương hiệu của khách hàng đối với thương hiệu bánh Trung thu Kinh Đô.
+ + .000 Chấp
nhận
H7
H7: Yếu tố sự cam kết tác động cùng chiều đến lòng trung thành thương hiệu
của khách hàng đối với thương hiệu bánh Trung thu Kinh Đô.
+ + .000 Chấp
nhận
4.5. Phân tích ảnh hưởng các biến định tính đến các yếu tố ảnh hưởng đến lịng trung thành thương hiệu bánh trung thu kinh đô của khách hàng đến lòng trung thành thương hiệu bánh trung thu kinh đô của khách hàng cá nhân tại TP.HCM
Để phân tích sự khác nhau giữa các nhóm KHCN phân biệt bởi yếu tố nhân khẩu học, quá trình giao dịch của khách hàng và tác động của suy thoái kinh tế đến LTT của KHCN đối với bánh trung thu KINH ĐÔ tại TP.HCM, tác giả sử dụng các kiểm định sau
Levene test, Independent Samples T- test, (kiểm định sự bằng nhau về 2 trung bình tổng thể) và ANOVA (kiểm định sự bằng nhau của trung bình nhiều tổng thể ).
Trước khi thực hiện kiểm định Independent Samples T- test và ANOVA, ta cần kiểm định sự bằng nhau về phương sai của tổng thể. Kiểm định Levene test được thực hiện với giả thiết H0: phương sai của tổng thể bằng nhau. Nếu mức ý nghĩa Sig < 0.05, giả thiết H0 bị bác bỏ. Nếu mức ý nghĩa Sig >= 0.05, giả thiết H0 được chấp nhận, nghĩa là phương sai tổng thể bằng nhau có ý nghĩa thống kê.
Kiểm định Independent Samples T- test để kiểm định giả thiết sự khác nhau trong cảm nhận theo giới tính, tình trạng hơn nhân về các yếu tố ảnh hưởng đến LTT của KHCN. Kiểm định Independent Samples T- test cũng được sử dụng để so sánh sự khác nhau trong cảm nhận của KHCN về các yếu tố ảnh hưởng đến LTT trước và trong thời kỳ khủng hoảng kinh tế. Kiểm định Independent Samples T- test với giả thiết H0: khơng có sự khác biệt giữa 2 nhóm. Nếu mwusc ý nghĩa Sig < 0.05 , giả thiết H0 bị bác bỏ. Nếu mức ý nghĩa Sig >= 0.05, giả thiết H0 được chấp nhận. Trường hợp kiểm định Levene test cso Sig < 0.05 thì kết quả kiểm định t ở phần Equal variances not assumed không được sử dụng. Trường hợp kiểm Levene test cso Sig >= 0.05 thì kết quả kiểm định t ở phần Equal variances not assumed được sử dụng.
Kết quả phân tích ANOVA để so sánh sự khác nhau trong cảm nhận của KHCN được phân biệt bởi độ tuổi, thu nhập, trình độ học vấn về các yếu tố ảnh hưởng đến LTT. Phân tích ANOVA được thực hiện với giả thiết H0 : khơng có sự khác nhau giữa các nhóm phân tích. Nếu mức ý nghĩa Sig < 0.05, giả thiết H0 bị bác bỏ. Nếu mức ý nghĩa Sig >= 0.05, giả thiết H0 được chấp nhận. Phân tích ANOVA được thực hiện trên cơ sở một số
giả định phải được đáp ứng. Căn cứ vào các giả định này, phân tích ANOVA được phân chia thành 2 trường hợp:
Kết quả kiểm định có mwusc ý nghĩa Sig >= 0.05 thì sử dụng kết quả phân tích ở bảng ANOVA.
4.5.1. Kiểm định sự khác biệt theo giới tính