Biến quan sỏt Trung bỡnh thang đo nếu loại biến
Ph−ơng sai thang đo nếu
loại biến
T−ơng quan biến tổng
Alpha nếu loại biến
nhận biết th−ơng hiƯu (AW): Alpha =0,911
AW1 16,9429 8,370 0,807 0,888 AW2 17,1190 7,646 0,785 0,889 AW3 17,0286 8,181 0,784 0,890 AW4 17,0000 8,105 0,813 0,884 AW5 17,1857 7,291 0,735 0,907 chất lợng cảm nhận (PQ): Alpha = 0,901 PQ1 22,0143 10,014 0,670 0,892 PQ2 22,1238 8,894 0,764 0,879 PQ3 22,2143 9,518 0,669 0,894 PQ4 22,1524 9,737 0,751 0,881 PQ5 22,0000 9,684 0,758 0,880 PQ6 22,0905 9,413 0,788 0,875
ấn t−ỵng th−ơng hiƯu (AS): Alpha = 0,891
AS1 26,1952 15,067 0,668 0,878 AS2 26,1952 15,737 0,681 0,877 AS3 26,3190 14,936 0,716 0,872 AS4 26,2762 14,957 0,732 0,870 AS5 26,3667 15,257 0,615 0,885 AS6 26,2286 14,675 0,733 0,870
AS7 26,5333 14,872 0,683 0,876 lòng trung thμnh th−ơng hiƯu (LY): Alpha = 0,841
LY1 11,4286 3,959 0,600 0,830 LY2 11,5000 3,868 0,657 0,806 LY3 11,6286 3,670 0,741 0,771 LY4 11,6857 3,499 0,708 0,785 Nguồn: phụ lục 5 4.3.2.2 phân tớch nhõn tố khỏm phỏ (EFA)
khi tiến hμnh phân tớch nhõn tố khỏm phỏ, cỏc nhμ nghiên cứu th−ờng
quan tõm đến một số tiêu chuẩn sau:
- Hệ số KMO >= 0,5; mức ý nghĩa của kiểm định Barlett <= 0,05. KMO (Kaiser -Meyer - Olkin measure of sampling adequacy) lμ một chỉ tiờu dựng để xem xột sự thích hỵp cđa EFA, 0,5 ≤ KMO ≤1 thỡ phõn tớch nhõn tố lμ thớch hợp. Kaiser (1974) đề nghị KMO ≥ 0,90 lμ rất tốt; KMO ≥ 0,80: tốt; KMO ≥ 0,70: đ−ỵc; KMO ≥ 0,60: tạm đỵc; KMO≥ 0,50: xấu; KMO< 0,50: khụng thể chấp nhận đ−ỵc (Ngun Đình Thọ, 2011).
- hệ số tải nhõn tố (factor loading) >= 0,5. theo hair vμ cộng sự
(2006), hệ số tải nhõn tố lμ chỉ tiờu để đảm bảo mức ý nghĩa thiết thực của EFẠ factor loading > 0,3 đ−ỵc xem lμ đạt đ−ỵc mức tối thiĨu; > 0,4 đ−ỵc xem lμ quan trọng; >= 0,5 đ−ỵc xem lμ có ý nghĩa thực tiễn. hair vμ cộng sự (2006) cịng khuyên rằng: nếu chọn tiêu chn factor loading > 0,3 thì cỡ mẫu ít nhất phải lμ 350, nếu cỡ mẫu khoảng 100 thỡ nờn chọn tiờu chuẩn factor loading > 0,55, nếu cỡ mẫu khoảng 50 thỡ factor loading phải > 0,75.
- tổng ph−ơng sai trích >= 50%
- hệ số eigenvalue >1
- khác biệt hệ số tải nhõn tố của một biến quan sỏt giữa cỏc nhõn
- ph−ơng pháp trích principal component analysis với phép xoay
varimax vμ điểm dừng trớch cỏc yếu tố có eigenvalue >1
sau khi tiến hnh kiểm định thang đo bằng Cronbachs Alpha, tất cả 22
biến quan sát cđa các thμnh phần giỏ trị thơng hiệu đều đạt yờu cầu vμ đỊu đợc đ−a vμo phân tích EFẠ
khi phõn tớch EFA, tỏc giả sử dụng ph−ơng phỏp trớch principal
component analysis với phép xoay varimax v điểm dừng trớch cỏc yếu tố có eigenvalue >1.
Thang đo cỏc thnh phần giỏ trị th−ơng hiƯu cũn lại:
kết quả phõn tớch EFA cho thấy 18 biến quan sỏt đợc phõn tích thμnh
3 nhân tố. Hệ số tải nhõn tố của cỏc biến quan sỏt đều > 0,5 nờn cỏc biến quan sỏt đều quan trọng trong cỏc nhõn tố.
kết quả KMO & barlett: hệ số KMO = 0,874 đạt yờu cầu nờn EFA phự
hợp với dữ liệ thống kê Chi- square cđa kiểm định barlett đạt mức 2703 với mức ý nghĩa sig = 0; do vậy các biến quan sát có t−ơng quan với nhau xét trờn phạm vi tổng thể.
hệ số eigenvalue = 1,814>1 đạt yờu cầu, điểm dừng tại nhõn tố thứ 3 với ph−ơng sai trớch đạt 68,011%, cú nghĩa l 3 nhõn tố đ−ỵc rỳt ra giải thớch đ−ỵc 68,011% biến thiờn của dữ liệu (xem phụ lục 3).
Bảng 4.3.2.2a: kết quả EFA cđa các thμnh phần giỏ trị th−ơng hiƯu
stt tên biến nhân tố tờn nhõn tố
1 2 3
1 aw1 0,818
Nhận biết th−ơng hiƯu (aw)
2 aw2 0,867
3 aw3 0,830
5 aw5 0,749 6 pq1 0,727 Chất l−ợng cảm nhận (pq) 7 pq2 0,728 8 pq3 0,674 9 pq4 0,777 10 pq5 0,833 11 pq6 0,846 12 as1 0,771
Liên t−ởng th−ơng hiƯu (as) 13 as2 0,757 14 as3 0,748 15 as4 0,802 16 as5 0,663 17 as6 0,800 18 as7 0,739 Nguồn: phụ lục 3
nhân tố thứ nhất gồm có 5 biến quan sát sau:
aw1: Tụi cảm thấy quen thuộc với tờn của th−ơng hiệu Vinaphone aw2: Tụi thể nhớ đợc cõu khẩu hiƯu cđa Vinaphone
aw3: Tơi có thĨ nhớ vμ nhận biết logo cđa Vinaphone một cách nhanh
chóng
aw4: Tơi có thĨ dƠ dμng phõn biệt logo của Vinaphone với cỏc hÃng
viễn thụng khỏc
aw5: Một cách tỉng quỏt, khi nhắc đến Vinaphone tụi cú thể dễ dμng
hình dung ra nó.
nhân tố thứ hai gồm có 6 biến quan sát:
pq1: Chất l−ỵng cc gọi trong những ngμy thông th−ờng tốt pq2: Chất l−ỵng cc gọi trong những ngμy lễ, tết tốt
pq3: Tốc độ truy cập internet nhanh
pq4: Chất lợng dịch vụ chăm súc khỏch hng của Vinaphone tốt pq5: Chất l−ỵng phục vụ tại cỏc điểm giao dịch của Vinaphone tốt pq6: Nhỡn chung tụi hon toμn hμi lòng với chất l−ợng dịch vụ của
Vinaphone
Nhân tố nμy đợc đặt tên lμ chất l−ợng cảm nhận vμ ký hiệu lμ pq.
nhân tố thứ ba gồm có 7 biến quan sát:
as1: Vinaphone có mạng l−ới bán hμng rộng khắp cả n−ớc as2: Vinaphone cung cấp cỏc dịch vụ đa dạng, phong phú as3: Giỏ sử dụng dịch vơ cđa Vinaphone hỵp lý
as4: Vinaphone cung cấp các gói c−ớc đa dạng, phong phỳ as5: Giỏ cả các gói c−ớc cđa Vinaphone hỵp lý
as6: Vinaphone có mạng l−ới phđ sóng cả n−ớc.
as7: Vinaphone ln quan tõm đến lợi ớch của khỏch hμng
nhân tố nμy đ−ợc đặt tờn l liên t−ởng th−ơng hiƯu vμ ký hiệu lμ as.
Thang đo lũng trung thnh th−ơng hiƯu:
Kết quả phõn tớch nhõn tố đối với thang đo lũng trung thμnh th−ơng hiệu cho thấy cú 1 nhõn tố đ−ỵc rỳt trớch ra với hệ số eigenvalue = 2,716 (đạt yờu cầu) vμ khơng có biến quan sát nμo bị loạ Với hệ số KMO = 0,748, kiểm định Chi-Square = 370,730, mức ý nghĩa Sig = 0,000. Hệ số tải nhõn tố của cỏc biến đều đạt trờn 0,7; ph−ơng sai trích lμ 67,903%. Nh− vậy tất cả cỏc biến quan sỏt của thang đo lũng trung thμnh th−ơng hiệu đều đạt yờu cầ
Bảng 4.3.2.2b: kết quả EFA cđa thnh phần lũng trung thμnh th−ơng hiƯu hiƯu
stt tên biến nhân tố tờn nhõn tố 1
1 LY1 0,764
Lòng trung thμnh th−ơng hiƯu (LY)
2 LY 2 0,809
3 LY 3 0,868
4 LY 4 0,851
Nguồn: phụ lục 3
4.3.3 phân tích hồi quy
4.3.3.1 phân tích t−ơng quan
tr−ớc khi tiến hμnh phân tích hồi quy, ta sẽ xem xét mối quan hệ t−ơng
quan tun tính giữa biến phơ thc vμ từng biến độc lập, cịng nh− giữa cỏc biến độc lập với nhaụ hệ số t−ơng quan giữa biến phơ thc v cỏc biến độc lập cμng lớn chứng tỏ mối quan hƯ giữa biến phơ thc v cỏc biến độc lập cμng cao, vμ nh− vậy phõn tớch hồi quy cú thể phự hợp. mỈt khỏc, nếu giữa cỏc biến độc lập có mối t−ơng quan lớn với nhau thỡ điều nμy lại có nghĩa lμ có thĨ xảy ra hiƯn tợng đa cộng tuyến trong mụ hỡnh hồi qu
hệ số t−ơng quan Person đợc sử dụng để xem xét mối quan hệ t−ơng quan tun tính giữa biến phơ thc với từng biến độc lập, cịng nh− giữa cỏc biến độc lập với nhaụ hệ số nμy luôn nμy trong khoảng từ -1 đến 1, lấy giỏ trị tuyệt đối, nếu lớn hơn 0.6 thỡ ta cú thể kết luận mối quan hệ lμ chỈt chẽ, vμ cμng gần 1 thỡ mối quan hệ cμng chỈt, nếu nhỏ hơn 0.3 thỡ cú biết mối quan hệ lμ lỏng.
Bảng 4.3.3.1: HƯ số t−ơng quan giữa cỏc nhõn tố
AW PQ AS LY
AW Hệ số t−ơng quan Pearson 1 0,552 0,352 0,616 Sig. (2-tailed) 0,000 0,000 0,000
N 210 210 210 210
PQ Hệ số t−ơng quan Pearson .552** 1 0,435 0,704 Sig. (2-tailed) .000 0,000 0,000
N 210 210 210 210
AS Hệ số t−ơng quan Pearson .352** 0,435 1 0,572 Sig. (2-tailed) .000 0,000 0,000
N 210 210 210 210
LY Hệ số t−ơng quan Pearson .616** 0,704 0,572 1 Sig. (2-tailed) .000 0,000 0,000
N 210 210 210 210
kết quả phõn tớch cho thấy cú mối quan hệ t−ơng quan giữa lũng trung
thμnh th−ơng hiệu với cỏc biến độc lập nhận biết th−ơng hiƯu, chất l−ợng cảm nhận, liên t−ởng th−ơng hiƯu vμ mối quan hệ nμy lμ t−ơng đối chặt chẽ. trong đú, nhõn tố chất lợng cảm nhận vμ lịng trung thμnh th−ơng hiƯu có t−ơng quan mạnh nhất (hƯ số t−ơng quan Person lμ 0,704), nhõn tố liờn tởng th−ơng hiệu có t−ơng quan u nhất (hƯ số t−ơng quan person lμ 0,572).
kết quả phõn tớch cho thấy giữa cỏc biến độc lập cũng cú mối t−ơng
quan với nhaụ Tuy nhiên, ta khụng cần quỏ bận tõm với vấn đề nμy vì kiểm định đa cộng tuyến bên d−ới sẽ giỳp xỏc định đợc giữa cỏc biến đ−ợc giữ lại khi phõn tích hồi quy có xảy ra hiƯn tợng đa cộng tuyến hay khơng.
4.3.3.2 phân tích hồi quy
cỏc nhõn tố của thang đo thμnh phần giỏ trị thơng hiệu đợc đ−a vμo
xem xột mức độ ảnh h−ởng đến lòng trung thμnh th−ơng hiƯu bằng ph−ơng pháp enter. kết quả hồi quy R2 hiệu chỉnh lμ 0,631, nghĩa l mụ hỡnh giải thích đợc 63,1% sự thay đổi cđa biến lịng trung thμnh th−ơng hiƯu vμ mơ hỡnh phự hợp với dữ liệu ở độ tin cậy 95% (xem phơ lơc 5)
Bảng 4.3.3.2a đỏnh giỏ độ phự hợp của mụ hỡnh
Mụ hình R R2 R2 hiƯu chỉnh Độ lƯch chn cđa −ớc l−ỵng
1 0,797a 0,636 0,631 1,51819
Nguồn: phụ lục 4 Với mức ý nghĩa cđa thống kờ F trong kiểm định anova rất nhỏ (sig = 0,000), mụ hỡnh phự hợp với dữ liệu ở độ tin cậy 95%.
Bảng 4.3.3.2b kết quả cỏc thụng số hồi quy
mụ hỡnh hệ số ch−a chuẩn hóa hệ số chuẩn hóa t sig. thống kờ đa cộng tuyến b std. error beta Độ chấp nhận vif 1 hằng số -1.420 .903 -1.572 .117 aw .201 .037 .280 5.498 .000 .680 1.471 pq .288 .036 .423 7.978 .000 .629 1.591 as .161 .026 .289 6.123 .000 .793 1.262
biến phụ thuộc: ly Nguồn: phụ lục 4
Kiểm định giả thuyết H1, H2 vμ H3: Kết quả phõn tớch hồi quy cho thấy
tất cả 3 thμnh phần giỏ trị thơng hiƯu (sự nhận biết, chất l−ỵng cảm nhận, sự liờn t−ởng th−ơng hiệu) đều thực sự cú ảnh hởng đến lũng trung thμnh th−ơng
hiƯu (sig cđa cỏc trọng số hồi quy đều đạt mức ý nghĩa). các biến nμy đỊu có ảnh h−ởng d−ơng đến lũng trung thμnh th−ơng hiƯu (hƯ số beta đỊu d−ơng). Điều nμy có nghĩa lμ khi sự nhận biết th−ơng hiƯu tăng, chất lợng cảm nhận tăng hay sự liờn tởng tớch cực tăng thỡ đều khiến cho lòng trung thμnh th−ơng hiệu tăng lờn v ngợc lạ
Mụ hỡnh hồi quy đối với cỏc biến đã chuẩn hóa nh− sau:
Để xỏc định mức độ ảnh h−ởng của cỏc nhõn tố aw, pq, as đến ly chỳng ta căn cứ vμo hệ số betạ nếu beta cμng lớn thì mức độ ảnh hởng đến ly cμng cao vμ ng−ợc lạ Nh− vậy, trong ph−ơng trỡnh trờn, yếu tố chất l−ỵng cảm nhận ảnh h−ởng mạnh nhất đến lũng trung thμnh th−ơng hiƯu (beta = 0,423), tiếp đến lμ liên t−ởng th−ơng hiƯu (beta = 0,289) vμ sự nhận biết th−ơng hiƯu (beta = 0,280).
4.3.3.3 Dũ tỡm cỏc vi phạm giả định cần thiết trong phân tích hồi quy
* giả định về liờn hƯ tun tính giữa biến phơ thc vμ các biến độc lập
cũng nh− hiện t−ỵng ph−ơng sai thay đổi: Nhận biết thương hiệu Liờn tưởng thương hiệu Chất lượng cảm nhận Lũng trung thành thương hiệu 0,00,2 89 0,289 0,280 0,423
ta kiểm tra giả định nμy bằng cỏch vẽ biểu đồ phõn tỏn giữa cỏc phần d− v giỏ trị dự đoỏn m mụ hỡnh cho r ng−ời ta hay vẽ biểu đồ phõn tỏn giữa 2 giỏ trị ny đã đ−ỵc chn hóa (standardized) với phần d− trên trơc tung vμ giỏ trị dự đoỏn trờn trục hoμnh. Nếu giả định liờn hệ tuyến tớnh vμ ph−ơng sai bằng nhau đợc thỏa mÃn, thỡ ta sẽ khụng nhận thấy cú liờn hệ gỡ giữa cỏc giỏ trị dự đoỏn với phần d−, chỳng sẽ phõn tỏn ngẫu nhiờn trong một phạm vi khụng đổi quanh trục 0.
nhìn vo đồ thị scatter, ta thấy đồ thị phõn tỏn ngẫu nhiờn trong một
vùng xung quanh đ−ờng đi qua tung độ 0 chứ khụng tạo thnh một hỡnh dạng cơ thĨ nμọ Nh− vậy, giả thiết về liờn hệ tuyến tớnh cũng nh− hiện t−ỵng phơng sai thay đổi khụng bị vi phạm.
* giả định tiếp theo lμ giả định về phõn phối chuẩn của phần d−:
Để thực hiện kiểm định nμy, ta sư dơng biĨu đồ histogram. nhìn vμo
biểu đồ ta thấy phần d− cú phõn phối chuẩn với giỏ trị trung bỡnh gần bằng 0 vμ độ lƯch chuẩn gần bằng 1. Do đú, ta cú thể kết luận rằng giả thiết phõn phối chuẩn khụng bị vi phạm.
* Giả định về hiện t−ợng đa cụng tuyến:
Cuối cùng, ta tiến hμnh xem xét sự vi phạm đa cộng tuyến của mụ hỡnh. hệ số phúng đại ph−ơng sai vif cđa các biến độc lập đều nhỏ hơn 2 nờn khơng có hiƯn tợng đa cộng tuyến xảy rạ theo Nguyễn Đỡnh Thọ (2011, trang 497): “thông th−ờng nếu vif của một biến độc lập nμo đú >10 thỡ biến nμy hầu nh khụng cú giỏ trị giải thớch biến thiờn của y trong mụ hỡnh mlr (hair vμ cộng sự, 2006). Tuy nhiên, trong thực tế, nếu vif >2, chúng ta cần cẩn thận trong diƠn giải cỏc trọng số hồi quy.
* tóm lại ta có thĨ kết ln rằng:
- khi khách hμng có sự nhận biết th−ơng hiƯu cng cao thỡ lũng trung
thμnh cđa khách hμng với th−ơng hiƯu cμng caọ
- khi khách hμng có sự cảm nhận vỊ chất l−ỵng cđa th−ơng hiƯu cμng
cμng cao thỡ lũng trung thμnh cđa khách hμng với th−ơng hiƯu cμng caọ
- khi khách hμng có sự liên t−ởng th−ơng hiƯu cμng tớch cực thỡ lũng
trung thμnh cđa khách hμng với th−ơng hiƯu cμng caọ
- yếu tố chất lợng cảm nhận cđa khách hμng ảnh h−ởng mạnh nhất
đến lũng trung thμnh với th−ơng hiƯu, tiếp đến lμ sự liên t−ởng th−ơng hiƯu vμ sau cùng lμ sự nhận biết th−ơng hiƯụ
4.3.4 phân tích ảnh h−ởng của cỏc biến định tớnh đến cỏc thμnh phần của giỏ trị th−ơng hiệu
4.3.4.1 giới tính
kết quả kiểm định t-test (independent-samples T-test) với biến giới
tính lần l−ợt cho tất cỏc nhõn tố của giỏ trị thơng hiệu cho thấy, với độ tin cậy 95% thỡ giữa nam vμ nữ khụng cú sự khỏc nhau về mức độ cảm nhận trong biến tất cả cỏc biến độc lập của thμnh phần nhận biết th−ơng hiệu, chất lợng cảm nhận, liên t−ởng th−ơng hiƯu vμ lòng trung thμnh th−ơng hiƯụ
trong cỏc biến độc lập, tất cả đều cú sig cđa t-test lớn hơn 0.05 (xem phơ lơc
6), vμ số liƯu cịng cho thấy mức độ trung bỡnh đỏnh giỏ đối với từng biến độc lập của nam vμ nữ cũng khụng cú sự khỏc biệt đỏng kể.
4.3.4.2 Độ ti
cũng nh− biến giới tớnh, tỏc giả cũng sử dụng kiểm định t-test
giá trị th−ơng hiƯu . kết quả cho thấy với độ tin cậy 95% thỡ giữa những ng−ời d−ới 30 ti vμ từ 30 tuổi trở lờn khụng cú sự khỏc nhau về mức độ đỏnh giỏ trong tất cả cỏc biến độc lập của cỏc thμnh phần nhận biết th−ơng hiệu, chất lợng cảm nhận, liên t−ởng th−ơng hiƯu vμ lòng trung thμnh th−ơng hiƯụ
trong cỏc biến độc lập, tất cả đều cú sig của t-test lớn hơn 0.05 (xem phơ lơc
7), vμ số liƯu cịng cho thấy mức độ trung bỡnh đỏnh giỏ đối với từng biến độc lập cđa những ng−ời d−ới 30 ti vμ từ 30 ti trở lên cịng khụng cú sự khỏc biệt đáng kĨ.
4.3.4.3 Thời gian sư dơng dịch vơ
Để phõn tớch sự khỏc biệt trong đỏnh giỏ theo nhúm thời gian sử dụng dịch vơ cđa Vinaphone, ph−ơng phỏp phõn tớch phơng sai (anova) một chiỊu đ−ợc sử dụng để đỏnh giỏ xem cú sự khỏc biệt trong đỏnh giỏ cỏc thμnh phần giỏ trị th−ơng hiƯu theo cỏc nhúm thời gian sử dụng dịch vụ khỏc nhau hay không. sau khi tiến hμnh phân tích ANOVA một chiỊu với cùng mức ý nghĩa 0,05 kết quả thu đ−ỵc nh− sau: tất cả cỏc giỏ trị Sig. đều nhỏ hơn 0,05 (xem phơ lục 8) do đú cú sự khỏc biệt trong đánh giá các thμnh phần giỏ trị