4.3.1 Đặc điểm mẫu khảo sỏt
sau khi xư lý số liƯu bằng phần mềm SPSS ta tổng hợp đợc bảng thống
kờ đặc điểm về mẫu khảo sát nh− sau:
Bảng 4.3.1: thống kờ mẫu khảo sỏt
cơ cấu mẫu phõn loại tần
số(ng−ời) tỷ lệ(%) theo giới tính nam 114 54,3 nữ 96 45,7 theo độ tuổi d−ới 30 ti 132 62,9 từ 30 ti trở lên 78 37,1 Số năm sử dụng dịch vơ Dới 1 năm 59 28,1 Từ 1-3 năm 83 39,5 Trờn 3 năm 68 32,4 thu nhập d−ới 10 triƯu 91 43,3 từ 10-20 triệu 82 39,0 trên 20 triƯu 37 17,7 Nguồn: tỏc giả tổng hợp
mẫu khảo sỏt đ−ỵc lấy theo ph−ơng phỏp thuận tiện, cú 300 bảng cõu
hỏi đ−ợc phỏt ra, kết quả thu vỊ 255 bảng. sau khi tiến hnh loại bỏ cỏc bảng trả lời khụng đạt yờu cầu (trả lời thiếu, cõu trả lời mõu thuẫn nhau…), tỏc giả cú đ−ỵc 226 bảng khảo để tiến hμnh nhập liệụ Sau khi tiến hμnh lμm sạch dữ liệu với phần mềm SPSS 16.0, tỏc giả cú đ−ỵc bộ dữ liệu sơ cấp với 210 mẫ
kết quả khảo sỏt cho thấy tỷ lệ nam v nữ trả lời cõu hỏi khỏ đồng đều
vỊ độ ti, số ng−ời đợc hỏi đa phần nằm ở độ ti d−ới 30 với
62,9%; 37,1% số ng−ời đợc hỏi nằm ở độ ti trên 30.
VỊ số năm sử dụng dịch vụ, số ng−ời mới sư dụng (d−ới 1 năm) chiếm 28,1%, sư dơng th−ờng xuyờn (từ 1 - 3 năm) lμ 39,5% vμ sử dụng lõu năm chiếm 32,4%.
vỊ thu nhập cđa khách hμng tác, chiếm tỷ lƯ lớn nhất lμ thu nhập theo
tháng từ : d−ới 10 triƯu với tỷ lƯ 43,3%; tiếp đến lμ 10-20 triệu (39%); vμ thấp nhất lμ trên 20 triƯu (17,6%).
4.3.2 kiểm định thang đo
4.3.2.1 Kiểm định thang đo bằng Cronbach’s Alpha
hệ số Cronbach’s Alpha đ−ợc sử dụng để loại cỏc biến khụng phự hỵp
tr−ớc. Các biến có hệ số t−ơng quan biến- tỉng hiƯu chỉnh (corrected item – total correlation) nhỏ hơn 0,30 sẽ bị loại v tiờu chuẩn chọn thang đo khi nó có độ tin cậy từ 0,60 trở lên.
theo hoμng trọng vμ chu nguyễn mộng ngọc (2008, trang 24):
“nhiều nhμ nghiờn cứu đồng ý rằng khi Cronbach’s Alpha từ 0,8 trở lờn đến gần 1 thỡ thang đo đo l−ờng lμ tốt, từ gần 0,7 đến gần 0,8 lμ sư dơng đ−ỵc.
cũng có nhμ nghiờn cứu đề nghị rằng Cronbach’s Alpha từ 0,6 trở lên lμ có thể
sư dơng đ−ỵc trong trờng hợp khỏi niƯm đang đo l−ờng lμ mới hoặc mới đối với ng−ời trả lời trong bối cảnh nghiờn cứu (nunnally, 1978; peterson, 1994;
slater, 1995)”.
Theo Nguyễn Đỡnh Thọ (2011, trang 350-351): “về lý thuyết, Cronbach’s Alpha cμng cao cμng tốt (thang đo có độ tin cậy cao). tuy nhiờn điều nμy không thực sự nh− vậỵ Hệ số Cronbach’s Alpha quá lớn (alpha> 0,95) cho thấy cú nhiều biến trong thang đo khụng cú khỏc biệt gỡ nhau (nghĩa
lμ chúng cùng đo l−ờng một nội dung nμo đó của khỏi niệm nghiờn cứu). hiện t−ỵng nμy gọi lμ hiện tợng trựng lắp trong đo l−ờng (redundancy)”.
kết quả Cronbachs Alpha đối với nghiờn cứu chính thức cho thấy tất cả
cỏc thang đo đều đạt độ tin cậy cho phộp, do đú tất cả cỏc thang đo đều đ−ợc sử dụng trong cỏc b−ớc phân tích EFA vμ hồi quy tiếp theọ
kết quả Cronbach’s Alpha đối với nghiờn cứu chớnh thức nh− sau:
Bảng 4.3.2.1: kết quả kiểm định thang đo bằng cronbach’s alpha
Biến quan sát 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 l−ỵng 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 phõn tớch nhõn tố khỏm phỏ (EFA)
khi tiến hμnh phõn tớch nhõn tố khỏm phỏ, cỏc nhμ nghiên cứu th−ờng
quan tâm 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 tiêu dùng đĨ xem xét 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 đ−ỵc; KMO≥ 0,50: xấu; KMO< 0,50: không thĨ chấp nhận đ−ợc (Nguyễn Đỡnh Thọ, 2011).
- hƯ số tải nhân tố (factor loading) >= 0,5. theo hair vμ cộng sự
(2006), hệ số tải nhõn tố l chỉ tiờu để đảm bảo mức ý nghĩa thiết thực của EFẠ factor loading > 0,3 đ−ỵc xem l 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 tiờu chuẩn factor loading > 0,3 thỡ 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
- khỏc biệt hệ số tải nhõn tố của một biến quan sỏt giữa cỏc nhõn
- ph−ơng phỏp trớch principal component analysis với phép xoay
varimax vμ điĨm dừng trích các yếu tố có eigenvalue >1
sau khi tiến hμnh kiểm định thang đo bằng Cronbachs Alpha, tất cả 22
biến quan sỏt cđa các thμnh phần giỏ trị thơng hiệu đều đạt yờu cầu v đỊu đ−ỵc đ−a vμo phân tích EFẠ
khi phân tích EFA, tỏc giả sử dụng phơng phỏp trớch principal
component analysis với phép xoay varimax vμ điĨm dừng trích các u tố có eigenvalue >1.
Thang đo cỏc thμnh phần giỏ trị thơng hiệu cũn lại:
kết quả phõn tớch EFA cho thấy 18 biến quan sỏt đợc phõn tớch thμnh
3 nhõn 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 kờ Chi- square của 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 trên phạm vi tỉng thĨ.
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 lμ 3 nhõn tố đợc rỳt ra giải thớch đ−ợc 68,011% biến thiờn của dữ liƯu (xem phơ lơc 3).
Bảng 4.3.2.2a: kết quả EFA của cỏc thnh phần giỏ trị th−ơng hiƯu
stt tên biến nhân tố tên nhân 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 lợng 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 thc với tên cđa th−ơng hiƯu Vinaphone aw2: Tôi thĨ nhớ đ−ợc cõu khẩu hiệu của Vinaphone
aw3: Tơi có thĨ nhớ vμ nhận biết logo của Vinaphone một cách nhanh
chóng
aw4: Tơi có thĨ dƠ dμng phân biƯt logo cđa Vinaphone với cỏc hÃng
viễn thụng khác
aw5: Một cỏch tổng quỏt, khi nhắc đến Vinaphone tơi có thĨ dƠ dμng
hình dung ra nó.
nhân tố thứ hai gồm có 6 biến quan sát:
pq1: Chất l−ợng cuộc gọi trong những ngμy thông th−ờng tốt pq2: Chất l−ợng cuộc gọi trong những ngμy lễ, tết tốt
pq3: Tốc độ truy cập internet nhanh
pq4: Chất l−ợng dịch vụ chăm súc khỏch hμng của Vinaphone tốt pq5: Chất lợng phục vụ tại cỏc điĨm giao dịch cđa Vinaphone tốt pq6: Nhỡn chung tụi hoμn toμn hμi lòng với chất lợng dịch vụ của
Vinaphone
Nhân tố nμy đ−ợc đặt tờn lμ chất l−ỵng 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 phỳ as3: Giỏ sử dụng dịch vụ của Vinaphone hợp lý
as4: Vinaphone cung cấp các gói c−ớc đa dạng, phong phú as5: Giỏ cả cỏc gúi c−ớc cđa Vinaphone hỵp lý
as6: Vinaphone có mạng l−ới phđ sóng cả n−ớc.
as7: Vinaphone luụn quan tõm đến lợi ớch cđa khách hμng
nhân tố nμy đợc đặt tờn lμ liên t−ởng th−ơng hiƯu vμ ký hiệu lμ as.
Thang đo lũng trung thμnh th−ơng hiƯu:
Kết quả phõn tớch nhõn tố đối với thang đo lũng trung thμnh th−ơng hiƯu cho thấy cú 1 nhõn tố đ−ỵc rút trích ra với hệ số eigenvalue = 2,716 (đạt yờu cầu) v khụng cú biến quan sỏt 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 các biến quan sát cđa thang đo lũng trung thnh thơng hiệu đều đạt yờu cầụ
Bảng 4.3.2.2b: kết quả EFA của thμnh phần lũng trung thμnh th−ơng hiệu hiệu
stt tên biến nhân tố tên nhân 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 tuyến tính giữa biến phơ thc vμ từng biến độc lập, cũng nh− giữa cỏc biến độc lập với nhaụ hệ số tơng quan giữa biến phụ thuộc vμ cỏc biến độc lập cμng lớn chứng tỏ mối quan hƯ giữa biến phụ thuộc vμ cỏc biến độc lập cμng cao, vμ nh− vậy phân tích hồi quy có thĨ phù hỵp. mặt khỏc, nếu giữa cỏc biến độc lập cú mối t−ơng quan lớn với nhau thỡ điều nμy lại có nghĩa lμ có thể xảy ra hiƯn t−ợng đa cộng tuyến trong mụ hỡnh hồi quỵ
hệ số t−ơng quan Person đợc sử dụng để xem xột mối quan hệ t−ơng quan tuyến tớnh giữa biến phụ thuộc với từng biến độc lập, cũng 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 có thĨ kết ln mối quan hƯ lμ chỈt chẽ, vμ cμng gần 1 thì mối quan hƯ cμng chặt, nếu nhỏ hơn 0.3 thì có biết mối quan hƯ 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 phân tích cho thấy có mối quan hƯ 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, liờn t−ởng th−ơng hiƯu vμ mối quan hệ nμy lμ t−ơng đối chỈt chẽ. trong đó, nhân tố chất l−ợng cảm nhận vμ lòng trung thμnh th−ơng hiƯu có t−ơng quan mạnh nhất (hƯ số t−ơng quan Person lμ 0,704), nhân tố liên t−ởng th−ơng hiƯu 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 cịng có mối t−ơng
quan với nha Tuy nhiờn, ta khụng cần quỏ bận tõm với vấn đề nμy vì kiĨm định đa cộng tuyến bờn d−ới sẽ giỳp xỏc định đợc giữa cỏc biến đợc giữ lại khi phõn tớch 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 lμ mụ hỡnh giải thích đ−ợc 63,1% sự thay đổi của biến lịng trung thμnh th−ơng hiƯu vμ mơ hỡnh phự hợp với dữ liệu ở độ tin cậy 95% (xem phụ lục 5)
Bảng 4.3.3.2a đỏnh giỏ độ phự hợp của mụ hỡnh
Mụ hỡnh R R2 R2 hiệu 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 kê 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 lợng cảm nhận, sự liên 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− vμ giá trị dự đoỏn m mụ hỡnh cho r ng−ời ta hay vẽ biểu đồ phõn tỏn giữa 2 giỏ trị nμy 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 đ−ỵc 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 đỉi quanh trơc 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 thμnh một hình dạng cơ thĨ nμọ Nh− vậy, giả thiết về liờn hệ tuyến tớnh cũng nh− hiện t−ỵng ph−ơng sai thay đổi khụng bị vi phạm.
* giả định tiếp theo lμ giả định về phõn phối chuẩn của phần d−:
ĐĨ thực hiƯn kiĨm 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 lệch chuẩn gần bằng 1. Do đú, ta cú thể kết luận rằng giả thiết phõn phối chuẩn khụng bị vi phạm.
* Giả định vỊ hiƯn 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 của cỏc biến độc lập đều nhỏ hơn 2 nờn