Ma trận các trọng số nhân tố Factor 1 2 3 4 AW1 0.807 AW2 0.868 AW3 0.437 AW4 0.558 DE1 0.938 DE2 0.974 DE3 0.497 DE4 0.734 DE5 0.488 DE6 0.595 LO1 0.582 LO2 0.549 LO3 0.669 LO4 0.689 LO5 0.505 PQ1 0.462 PQ2 0.81 PQ3 0.54 PQ4 0.664 PQ5 0.858 PQ6 0.825 PQ7 0.531 Eigenvalue 10.44 1.786 1.298 1.093 Phƣơng sai trích 45.74 6.438 4.261 2.683 Sig. 0.00 KMO 0.922
Kết quả EFA trong bảng 4.3 cho thấy hệ số KMO = 0.922 với mức ý nghĩa Sigma là 0.00 trong kiểm định Barlett’s test. Nhƣ vậy giả thuyết về ma trận tƣơng quan tổng thể là ma trận đồng nhất bị bác bỏ, tức là có biến có tƣơng quan với nhau và thỏa điều kiện trong phân tích nhân tố. Kết quả trích đƣợc 4 yếu tố tại eigenvalue là 1.093 và tổng phƣơng sai trích là 59.118% thể hiện các nhân tố trích đƣợc 59.118% của các biến đo lƣờng (xem bảng 4.3).
Trong bảng 4.3, các biến AW1, AW2, AW3, AE4 đều đạt yêu cầu về trọng số nghĩa là trọng số nhân tố đều lớn hơn 0.4 và hội tụ vào nhân tố 4.
Kết quả bảng 4.3, các biến từ DE3 đến DE6 và từ LO2 đến LO5 có trọng số nhân tố lớn hơn 0.4 và hội tụ vào nhân tố 1. Trong đó, các biến DE1, DE2 và LO1 cũng đạt trọng số nhân tố cao (lớn hơn 0.4) nhƣng hội tụ vào nhân tố 3. Hai khái niệm lòng ham muốn thƣơng hiệu và lòng trung thành thƣơng hiệu về mặt lý thuyết là hai thành phần riêng biệt, nhƣng về mặt thực tế thì hai khái niệm này là một khái niệm đơn hƣớng. Vì vậy, chúng đƣợc gọi tên là lòng đam mê thƣơng hiệu, ký hiệu BP (Brand Passion).
Kết quả ở bảng 4.3 cho thấy, trọng số nhân tố của các biến PQ2, PQ3, PQ5, PQ6 và PQ7 đều lớn hơn 0.4 và hội tụ vào nhân tố 2.
Phân tích tiếp theo sẽ bắt đầu loại bỏ các biến PQ1 và PQ4 vì 2 biến này không hội tụ vào nhân tố cần đo lƣờng nghĩa và có trọng số nhân tố nhỏ hơn 0.4. Vì vậy phân tích trên 20 biến cịn lại.
Vậy 20 biến còn lại sẽ tiếp tục chạy lại EFA bằng phƣơng pháp PAF với phép quay Promax và đƣợc thể hiện trong bảng 4.4.
4.3.2 Phân tích các nhân tố khám phá EFA của các thang đo giá trị thƣơng hiệu sau khi loại bỏ biến PQ1 và PQ4. thƣơng hiệu sau khi loại bỏ biến PQ1 và PQ4.
20 biến còn lại sẽ tiếp tục chạy lại EFA bằng phƣơng pháp PAF với phép quay Promax và kết quả đƣợc thể hiện trong bảng 4.4.
Bảng 4.4 Kết quả EFA của các thang đo giá trị thƣơng hiệu khi loại các biến PQ1 và PQ4. Ma trận các trọng số nhân tố Factor 1 2 3 AW1 0.854 AW2 0.917 AW3 0.467 AW4 0.608 DE1 0.755 DE2 0.668 DE3 DE4 0.442 DE5 0.728 DE6 0.860 LO1 0.620 0.408 LO2 0.678 LO3 0.815 LO4 0.971 LO5 0.665 PQ2 0.762 PQ3 0.522 PQ5 0.848 PQ6 0.827 PQ7 0.537 Eigenvalue 9.967 1.764 1.28 Phƣơng sai trích 47.91 6.979 4.56 Sig. 0.00 KMO 0.919
Kết quả EFA trong bảng 4.4 cho thấy hệ số KMO = 0.919 với mức ý nghĩa Sigma là 0.00 trong kiểm định Barlett’s test. Nhƣ vậy giả thuyết về ma trận tƣơng quan tổng thể là ma trận đồng nhất bị bác bỏ, tức là có biến có tƣơng quan với nhau và thỏa điều kiện trong phân tích nhân tố. Kết quả trích đƣợc 3 yếu tố tại eigenvalue
là 1.28 và tổng phƣơng sai trích là 59.446% thể hiện các nhân tố trích đƣợc 59.446% của các biến đo lƣờng (xem bảng 4.4).
Kết quả ở bảng 4.4, các biến từ AW1 đến AW4 đều có trọng số nhân tố lớn hơn 0.4 và hội tụ vào nhân tố 3. Các biến DE1, DE2, DE4, DE5, DE6 và các biến từ LO1 đến LO5 có trọng số nhân tố cao, lớn hơn 0.4 và hội tụ vào nhân tố 1. Các biến PQ2, PQ3, PQ5, PQ6 và PQ7 cũng có trọng số nhân tố lớn hơn 0.4 và hội tụ vào nhân tố 2.
Sau kết quả phân tích EFA của các thang đo giá trị thƣơng hiệu lần 2, biến DE3 có trọng số nhân tố nhỏ hơn 0.4 vì vậy, loại biến này ra khỏi thang đo và tiếp tục chạy EFA cho các thang đo còn lại sau khi loại bỏ biến này.
4.3.3 Phân tích các nhân tố khám phá EFA của các thang đo giá trị thƣơng hiệu sau khi loại bỏ tiếp biến DE3 thƣơng hiệu sau khi loại bỏ tiếp biến DE3
19 biến còn lại sau khi loại bỏ biến DE3 sẽ tiếp tục chạy lại EFA bằng phƣơng pháp PAF với phép quay Promax và kết quả đƣợc thể hiện trong bảng 4.5.
Bảng 4.5 Kết quả EFA của các thang đo giá trị thƣơng hiệu khi loại tiếp biến DE3 Ma trận các trọng số nhân tố Factor 1 2 3 AW1 0.854 AW2 0.917 AW3 0.466 AW4 0.592 DE1 0.754 DE2 0.668 DE4 0.439 DE5 0.726 DE6 0.859 LO1 0.623 0.408 LO2 0.675
LO3 0.813 LO4 0.966 LO5 0.659 PQ2 0.761 PQ3 0.522 PQ5 0.843 PQ6 0.826 PQ7 0.537 Eigenvalue 9.647 1.757 1.279 Phƣơng sai trích 48.8 7.343 4.801 Sig. 0.00 KMO 0.922
Kết quả EFA trong bảng 4.5 cho thấy hệ số KMO = 0.922 với mức ý nghĩa Sigma là 0.00 trong kiểm định Barlett’s test. Nhƣ vậy giả thuyết về ma trận tƣơng quan tổng thể là ma trận đồng nhất bị bác bỏ, tức là có biến có tƣơng quan với nhau và thỏa điều kiện trong phân tích nhân tố. Kết quả trích đƣợc 3 yếu tố tại eigenvalue là 1.279 và tổng phƣơng sai trích là 60.946% thể hiện các nhân tố trích đƣợc 60.946% của các biến đo lƣờng (xem bảng 4.5).
Tóm lại, kết quả phân tích EFA cho các thang đo giá trị thƣơng hiệu máy tính xách tay ở bảng 4.5 đã trích đƣợc 3 nhân tố với ba thành phần của giá trị thƣơng hiệu đó là lịng đam mê thƣơng hiệu, nhận biết thƣơng hiệu và chất lƣợng cảm nhận thƣơng hiệu. Vậy các thành phần của giá trị thƣơng hiệu máy tính xách tay đạt đƣợc giá trị phân biệt.
Kết quả bảng 4.5 cho thấy, thành phần nhận biết thƣơng hiệu đƣợc đo lƣờng bằng bốn biến (AW1, AW2, AW3, AW4), chất lƣợng cảm nhận thƣơng hiệu đƣợc đo lƣờng bằng năm biến (PQ2, PQ3, PQ5, PQ6, PQ7) và lòng đam mê thƣơng hiệu đƣợc đo lƣờng bằng mƣời biến (DE1, DE2, DE4, DE5, DE6, LO1, LO2, LO3, LO4. LO5). Vì vậy, về mặt nhân tố, thang đo này phù hợp. Nhƣ vậy, các thang đo này đƣợc sử sử dụng để kiểm định mơ hình hồi quy.
4.3.4 Phân tích các nhân tố khám phá EFA của các thang đo thái độ đối với quảng cáo trực tuyến và khuyến mãi bằng quà tặng với quảng cáo trực tuyến và khuyến mãi bằng quà tặng
Năm biến của thái độ với quảng cáo trực tuyến (A1, AD2, AD3, AD4, AD5) và bốn biến của thái độ với khuyến mãi bằng quà tặng (PR1, PR2, PR3, PR4) đƣợc đƣa vào chạy lại EFA bằng phƣơng pháp PAF với phép quay Promax và kết quả đƣợc thể hiện trong bảng 4.6
Bảng 4.6 Kết quả EFA của các thang đo thái độ với quảng cáo trực tuyến và khuyến mãi bằng quà tặng.
Ma trận nhân tố Factor 1 AD1 0.788 AD2 0.844 AD3 0.822 AD4 0.841 AD5 0.843 PR1 0.763 PR2 0.813 PR3 0.833 PR4 0.675 Eigenvalue 6.162 Phƣơng sai trích 64.642 Sig. 0.00 KMO 0.921
Kết quả EFA trong bảng 4.6 cho thấy hệ số KMO = 0.921 với mức ý nghĩa Sigma là 0.00 trong kiểm định Barlett’s test. Nhƣ vậy giả thuyết về ma trận tƣơng quan tổng thể là ma trận đồng nhất bị bác bỏ, tức là có biến có tƣơng quan với nhau và thỏa điều kiện trong phân tích nhân tố. Kết quả trích đƣợc 1 yếu tố tại eigenvalue là 6.162 và tổng phƣơng sai trích là 64.642% thể hiện các nhân tố trích đƣợc 64.642% của các biến đo lƣờng (xem bảng 4.6).
Hai thang đo thái độ với quảng cáo trực tuyến và khuyến mãi bằng quà tặng về mặt lý thuyết là hai thành phần riêng biệt, nhƣng qua thực thế khảo sát 157 ngƣời tiêu dùng và kết quả ở bảng 4.6 thì hai thang đo này là một thành phần đơn hƣớng. Và chúng đƣợc gọi tên là thái độ với quảng cáo trực tuyến và khuyến mãi bằng quà tặng, ký hiệu AP (Advertising & Promotion). Việc hai biến này gộp chung lại thành một nhân tố thể hiện thái độ của ngƣời tiêu dùng đối với chƣơng trình quảng cáo trực tuyến thƣờng đi đơi với các chƣơng trình khuyến mãi khi quyết định lựa chọn thƣơng hiệu máy tính xách tay. Khơng có sự phân biệt rõ ràng giữa hai mối quan hệ này.
Trong bảng 4.6, các biến đo lƣờng đều có trọng số nhân tố đều cao, lớn hơn 0.4 vì vậy thang đo đạt giá trị hội tụ và thang đo này đƣợc sử dụng để kiểm định mơ hình hồi quy. Vì chỉ có một nhân tố nên khơng xem xét giá trị phân biệt. Nhƣ vậy thái độ với quảng cáo trực tuyến và khuyến mãi bằng quà tặng đƣợc đo lƣờng bằng chín biến (AD1, AD2, AD3, AD4, AD5, PR1, PR2, PR3, PR4).
4.4 Tạo biến cho nhân tố
Trong phân tích hồi quy tiếp theo, mỗi khái niệm là một biến và đƣợc đo lƣờng bằng một biến. Vì vậy chúng ta phải tạo biến cho các nhân tố. Trong nghiên cứu này, cách thức tạo biến cho nhân tố đƣợc lấy trung bình của các biến đo lƣờng để tạo thành giá trị cho khái niệm. Khi sử dụng EFA để đánh giá thang đo, phƣơng pháp tốt nhất là dùng tổng hay trung bình của các biến đo lƣờng các nhân tốt trong mơ hình cho các phân tích tiếp theo (Nguyễn Đình Thọ, 2011).
Thái độ với quảng cáo trực tuyến và khuyến mãi bằng quà tặng ký hiệu AP. Lòng đam mê thƣơng hiệu ký hiệu BP.
Chất lƣợng cảm nhận ký hiệu PQ. Nhận biết thƣơng hiệu ký hiệu AW.
Lần lƣợt dùng hàm Mean trong SPSS 16.0 để tính giá trị trung bình cho các biến đo lƣờng các nhân tố trong mơ hình cho phân tích hồi quy tiếp theo.
4.5 Mơ hình nghiên cứu đƣợc điều chỉnh sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA.
Hình 4.5 Mơ hình ảnh hƣởng của quảng cáo trực tuyến và khuyến mãi bằng quà tặng đến giá trị thƣơng hiệu máy tính xách tay tại TP.HCM sau khi điều chỉnh
Các giả thuyết cho nghiên cứu sau khi điều chỉnh mơ hình
Giả thuyết H1: Thái độ của người tiêu dùng với quảng cáo trực tuyến và khuyến mãi bằng quà tặng của thương hiệu máy tính xách tay tăng thì tăng mức độ nhận biết thương hiệu đó.
Giả thuyết H2: Thái độ của người tiêu dùng với quảng cáo trực tuyến và khuyến mãi bằng quà tặng của thương hiệu máy tính xách tay tăng thì tăng lịng đam mê thương hiệu đó.
Giả thuyết H3: Thái độ của người tiêu dùng với quảng cáo trực tuyến và khuyến mãi bằng quà tặng của thương hiệu máy tính xách tay tăng thì tăng chất lượng cảm nhận thương hiệu đó.
Thái độ đối với quảng cáo
trực tuyến - khuyến mãi bằng quà tặng
Nhận biết thƣơng hiệu
Lòng đam mê thƣơng hiệu
4.6 Kiểm định giả thuyết và mơ hình nghiên cứu thơng qua phân tích hồi quy quy
Để kiểm định vai trò quan trọng của các nhân trong việc đánh giá mối quan hệ giữa thái độ của ngƣời tiêu dùng với quảng cáo trực tuyến và khuyến mãi bằng quà tặng đến nhận biết thƣơng hiệu, lòng đam mê thƣơng hiệu và chất lƣợng cảm nhận, mơ hình hồi quy đơn SLR (Simple Linear Regression) đƣợc sử dụng. Trong đó khái niệm thái độ với quảng cáo trực tuyến và khuyến mãi bằng quà tặng là biến độc lập và định lƣợng, khái niệm nhận biết thƣơng hiệu, lòng đam mê thƣơng hiệu và chất lƣợng cảm nhận là biến phụ thuộc và định lƣợng.
Để đánh giá độ phù hợp của mơ hình, hệ số xác định R2
adj (adjusted coefficient of determination: điều chỉnh theo bậc tự do) đƣợc sử dụng, hệ số này giúp chúng ta điều chỉnh mức độ phù hợp của mơ hình. Kết quả phân tích hồi quy SLR bằng SPSS với phƣơng pháp ENTER (đồng thời) vì đã giả thuyết thái độ với quảng cáo trực tuyến và khuyến mãi bằng quà tặng tác động cùng chiều vào nhận thiết thƣơng hiệu, chất lƣợng cảm nhận và lòng đam mê thƣơng hiệu.
4.6.1 Kiểm tra sự phù hợp của mơ hình và giả thuyết thái độ với quảng cáo trực tuyến và khuyến mãi bằng quà tặng đến mức độ nhận cáo trực tuyến và khuyến mãi bằng quà tặng đến mức độ nhận biết thƣơng hiệu.
Kết quả phân tích hồi quy SLR bằng SPSS với phƣơng pháp Enter đƣợc thể hiện trong bảng 4.7 vì đã giả thuyết thái độ với quảng cáo trực tuyến và khuyến mãi bằng quà tặng ảnh hƣởng tích cực vào mức độ nhận biết thƣơng hiệu. Phƣơng pháp này xem xét tác động ảnh hƣởng của thái độ với quảng cáo trực tuyến và khuyến mãi bằng quà tặng đến nhận biết thƣơng hiệu. Mục tiêu của nghiên cứu này là kiểm định lý thuyết khoa học.
Bảng 4.7 Kết quả SLR bằng phƣơng pháp Enter cho giả thuyết thái độ với quảng cáo trực tuyến và khuyến mãi bằng quà tặng đến mức độ nhận biết thƣơng hiệu.
Bảng tóm tắt mơ hình
Model R R2 R2adj Sai lệch chuẩn SE
1 0.297 0.088 0.082 0.680 Biến phụ thuộc: Nhận biết thƣơng hiệu (AW)
Bảng ANOVA
Biến thiên SS Df MS F Sig.
Regression 6.917 1 6.917 14.977 0.00
Residual 71.59 155 0.462
Total 78.5 156
Biến độc lập: thái độ với quảng cáo trực tuyến- khuyến mãi bằng quà tặng (AP) Biến phụ thuộc: Nhận biết thƣơng hiệu (AW)
Bảng trọng số hồi quy
Chƣa chuẩn hóa
Chuẩn hóa
T Sig. Tƣơng quang Đa cộng
tuyến
B SE Beta Zero-
order
Partial Part T VIF
3.268 0.219 14.916 0
AP 0.279 0.072 0.297 3.87 0 0.297 0.297 0.297 1 1.00
Kết quả trong bảng 4.7 cho thấy hệ số xác định R2=0.088 (#0) và R2adj=0.082. Và R2adj nhỏ hơn R2. Kiểm định F trong bảng ANOVA cho thấy mức ý nghĩa Sig.=0.00 nhƣ vậy mơ hình hồi quy khơng bị bác bỏ. Hay nói cách khác, thái độ với quảng cáo trực tuyến và khuyến mãi bằng quà tặng chỉ giải thích đƣợc khoảng 8.2% phƣơng sai của nhận biết thƣơng hiệu.
Trong bảng 4.7, bảng trọng số hồi quy, biến AP tác động cùng chiều vào nhận biết thƣơng hiệu máy tính xách tay tại TP.HCM vì trọng số hồi quy β=0.297 có ý nghĩa thống kê với Sig.=0.00. và VIF=1, đạt yêu cầu.
Vậy mơ hình hồi quy khơng bị bác bỏ.
Từ kết quả trong bảng 4.7 trên thì giả thuyết H1
Giả thuyết H1: Thái độ của người tiêu dùng với quảng cáo trực tuyến và khuyến mãi bằng quà tặng của thương hiệu máy tính xách tay tăng thì tăng mức độ nhận biết thương hiệu đó, giả thuyết này khơng bị bác bỏ.
Nghĩa là thái độ đối với quảng cáo trực tuyến và khuyến mãi bằng quà tặng tăng thì tăng mức độ nhận biết thƣơng hiệu. Một ngƣời tiêu dùng có thái độ tốt với các chƣơng trình quảng cáo trực tuyến và khuyến mãi bằng quà tặng của thƣơng hiệu máy tính xách tay nào, họ có thể nhận dạng đƣợc các đặc tính của thƣơng hiệu so sánh nó và phân biệt nó với các thƣơng hiệu cạnh tranh thì họ có xu hƣớng nhận biết của họ về thƣơng hiệu đó cũng tăng lên.
4.6.2 Kiểm tra sự phù hợp của mơ hình và giả thuyết thái độ với quảng cáo trực tuyến và khuyến mãi bằng quà tặng đến lòng đam mê cáo trực tuyến và khuyến mãi bằng quà tặng đến lòng đam mê thƣơng hiệu.
Kết quả phân tích hồi quy SLR bằng SPSS với phƣơng pháp Enter đƣợc thể hiện trong bảng 4.8. Phƣơng pháp này xem xét tác động ảnh hƣởng của thái độ với quảng cáo trực tuyến và khuyến mãi bằng quà tặng đến lòng đam mê thƣơng hiệu. Mục tiêu của nghiên cứu này là kiểm định lý thuyết khoa học.
Bảng 4.8 Kết quả SLR bằng phƣơng pháp Enter cho giả thuyết thái độ với quảng cáo trực tuyến và khuyến mãi bằng quà tặng đến lòng đam mê thƣơng hiệu.
Bảng tóm tắt mơ hình
1 0.494 0.244 0.239 0.679 Biến phụ thuộc: Lòng đam mê thƣơng hiệu
Bảng ANOVA
Biến thiên SS Df MS F Sig.
Regression 23.06 1 23.058 50.023 0.00
Residual 71.45 155 0.461
Total 94.5 156
Biến độc lập: thái độ với quảng cáo trực tuyến- khuyến mãi bằng quà tặng (AP) Biến phụ thuộc: Lòng đam mê thƣơng hiệu
Bảng trọng số hồi quy
Chƣa chuẩn hóa
Chuẩn
hóa t Sig. Tƣơng quang Đa cộng
tuyến
B SE Beta Zero-order Partial Part T VIF
1.919 0.219 8.77 0
AP 0.509 0.072 0.494 7.07 0 0.494 0.49 0.5 1 1.00