Bảng 4 .1 Kiểm định thang đo lý thuyêt bằng Cronbach’sAlpha
Bảng 4.5 Bảng trọng số hồi quy về sự lơi cuốn của tính cách thƣơng hiệu
Hệ số hồi quy chƣa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy chuẩn hóa
T Sig.
Beta Độ lệch chuẩn Beta
ABP 0,784 0,048 0,722 16,442 0,000
Nguồn: Phụ lục 9
Dựa vào bảng số liệu cho thấy, sự lơi cuốn của tính cách thƣơng hiệu có quan hệ cùng chiều với lịng trung thành của khách hàng, với hệ số β= 0,722
Vậy ta có đƣợc kết quả của (1):
LOY= 0.722 *ABP (*)
Với ABP là sự lơi cuốn của tính cách thƣơng hiệu.
Từ kết quả cho thấy, hệ số xác định R2 = 0,522 (≠ 0) và R2đã hiệu chỉnh bằng 0,52 (R2M), kiểm định F trong ANOVA cho thấy mức ý nghĩa p (trong SPSS ký hiệu là sig.) = 0,000. Nhƣ vậy, mơ hình hồi quy phù hợp. Hay nói cách khác, 52,2% thay đổi trong lòng trung thành của khách hàng đƣợc giải thích bởi sự lơi cuốn của tính cách thƣơng hiệu.
Với sig. là 0,000 < 0,001, do đó hai biến này tƣơng quan có độ tin cậy đến 99% (2) Tác giả phân tích hồi quy về sự tác động của giá trị tự thể hiện của tính cách thƣơng hiệu và sự khác biệt thƣơng hiệu đến sự lôi cuốn của tính cách thƣơng hiệu bằng SPSS với phƣơng pháp ENTER (đồng thời). Giá trị của các nhân tố đƣợc dùng để chạy hồi quy là giá trị trung bình của các biến đo lƣờng đã đƣợc kiểm định Cronbach's alpha và EFA. Kết quả hồi quy đƣợc trình bày chi tiết trong Phụ lục 7.
Từ kết quả cho thấy, hệ số xác định R2 = 0,429 (≠ 0) và R2 đã hiệu chỉnh bằng 0,424 (R2M), kiểm định F trong ANOVA cho thấy mức ý nghĩa p (trong SPSS ký
thay đổi sự lơi cuốn của thƣơng hiệu đƣợc giải thích bởi 2 biến là giá trị tự thể hiện và sự khách biệt của tính cách thƣơng hiệu.
Với sig. là 0,000 < 0,001, do đó hai biến này tƣơng quan có độ tin cậy đến 99%.
Bảng 4.6: Bảng trọng số hồi quy về giá trị tự thể hiện và sự khác biệt tác động đến sự lơi cuốn của tính cách thƣơng hiệu lịng trung thành thƣơng hiệu.
Hệ số hồi quy chƣa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy chuẩn hóa
T Sig.
Beta Độ lệch chuẩn Beta
1 SEV 0,302 0,043 0,365 7,055 0,000
DBP 0,441 0,053 0,427 8,259 0,000
Nguồn: Phụ lục 9
Dựa vào bảng số liệu trên, cả giá trị tự thể hiện và sự khác biệt của tính cách thƣơng hiệu đều có mối quan hệ cùng chiều với sự lơi cuốn của tính cách thƣơng hiệu.
Với hệ số β= 0,365 của biến giá trị tự thể hiện tính cách thƣơng hiệu (SEV) và 0,427 của sự khác biệt của tính cách thƣơng hiệu, ta có phƣơng trình hồi qui nhƣ sau:
ABP = 0,365*SEV + 0,427*DBP (**)
Độ phóng đại phƣơng sai VIF = 1 < 10, nhƣ vậy khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến xảy ra.Vì vậy, mơ hình này là phù hợp.
Từ phân tích (*) và (**)
LOY= 0.722 *ABP (*)
ABP = 0,365*SEV + 0,427*DBP (**)
Ta có phƣơng trình tổng quát nhƣ sau:
= 0,26 * SEV + 0,31* DBP
Tác giả dùng hệ số phù hợp tổng hợp R2M (Generalized squared multiple correlation) để kiểm định lại mơ hình nghiên cứu mà tác giả đề xuất ở chƣơng 2.
Cơng thức tính hệ số R2M trong nghiên cứu này nhƣ sau: R2M = 1 – (1 – R12)*(1 – R22)
R2M = 1 – (1 – 0,52)*(1 – 0,42)= 0,7216
4.5 Phân tích ảnh hƣởng của các biến định tính đến lịng trung thành thƣơng hiệu hiệu
Kết quả kiểm định giả thuyết H4 đƣợc trình bày ở phụ lục 10, gồm 3 phần: (1) Giới tính:
Giả thuyết H4a kiểm định ảnh hƣởng của giới tính đến lịng trung thành. Kiểm định t-test đƣợc sử dụng trong phân tích. Kết quả phân tích nhƣ sau:
Hệ số sig trong kiểm định Levene là 0,657, hệ số sig của kiểm định t-test là 0,041< 0,05 chứng tỏ ở mức tin cậy 95%, kết quả nghiên cứu cho thấy có sự khác biệt về giới tính đối với lòng trung thành của khách hàng.
Theo bảng kết quả có thể thấy rằng ở nam có sự trung thành thƣơng hiệu cao hơn (4,82 so với nữ là 4,56). Việc này có thể giúp các ngân hàng đánh giá thị trƣờng của mình thơng qua phân khúc theo giới tính, đƣa ra những hoạt động để giữ khách hàng trung thành.