CHƢƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.2 Kết quả đánh giá thang đo
4.2.1 Kiểm định độ tin cậy Cronbach’s Alpha
Thang đo đạt yêu câu khi mà hệ số Cronbach’s Alpha > 0.6 và tương quan biến tổng của các biến quan sát của thang đo > 0.3. Kết quả phân tích Cronbach’s Alpha cho thấy, tất cả các thang đo đều đạt u cầu (xem Bảng 4.2), khơng có biến quan sát nào bị loại ở bước phân tích này.
Bảng 4.2: Kết quả kiểm định Cronbach’s Alpha cho các thang đo
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu loại biến
Tương quan biến – tống
Cronbach’s Alpha nếu loại biến
Lòng tin: α = 0.874 LT1 9.3592 6.203 .640 .876 LT2 9.3838 6.032 .736 .836 LT3 9.4577 5.896 .781 .819 LT4 9.3838 6.032 .769 .824 Sự hài lòng: α = 0.773 SHL1 10.0528 4.411 .653 .682 SHL2 9.9437 4.350 .577 .718 SHL3 9.7570 4.347 .554 .731 SHL4 10.2077 4.575 .526 .744 Nhà cung cấp thay thế: α = 0.919 NCCTT1 11.0282 17.384 .782 .902 NCCTT2 10.9155 16.586 .791 .901 NCCTT3 10.8873 16.779 .837 .891 NCCTT4 10.9577 16.973 .810 .896 NCCTT5 10.8592 17.648 .734 .911
Chi phí chuyển đổi: α = 0.841
CPCD1 9.2535 5.504 .599 .832
CPCD2 9.2465 5.317 .684 .795
CPCD3 9.2042 5.209 .721 .778
CPCD4 9.1831 5.394 .700 .788
Tiêu chuẩn chủ quan: α = 0.759
TCCQ1 6.5493 2.058 .585 .682 TCCQ2 6.5070 2.060 .607 .658 TCCQ3 6.6056 1.879 .579 .693 Gắn kết khách hàng: α = 0.733 GKKH1 9.9894 3.897 .550 .657 GKKH2 10.0458 4.037 .539 .665 GKKH3 9.8662 3.607 .581 .637 GKKH4 9.8486 4.108 .431 .726 Ý định chuyển đổi: α = 0.932 YDCD1 5.6232 6.893 .826 .930 YDCD2 5.7430 6.142 .878 .887 YDCD3 5.6479 5.784 .885 .883
4.2.2 Kết quả kiểm định thang đo bằng EFA
Từ kết quả đạt trong phân tích hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha, các thang đo được đưa vào phân tích nhân tố khám phá với phương pháp trích Principal axis factoring, phép quay promax. Ưu điểm của phương pháp này là đánh giá được giá trị phân biệt các thang đo khái niệm biến độc lập và các thang đo khái niệm biến phụ thuộc một cách đồng thời. Thang đo đạt yêu cầu khi hệ số KMO > 0.5, số nhân tố trích được bằng với số nhân tố trong mơ hình nghiên cứu lý thuyết, tổng phương sai trích ≥ 50%, các biến quan sát có hệ số tải nhân tố > 0.5 trên nhân tố nó đo lường, hệ số tải nhân tố thấp trên các nhân tố khác nó khơng đo lường và khoảng cách hệ số nhân tải của 1 biến quan sát đối với các biến độc lập phải > 0.5. Kết quả phân tích nhân tố khám phá cho thấy các thang đo đều đạt yêu cầu (xem Bảng 4.3)
Bảng 4.3: Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA
Biến quan sát Nhân tố
1 2 3 4 5 6 7 LT1 .075 .745 .127 .061 .173 .108 .086 LT2 -.013 .836 .095 -.063 .205 .073 -.030 LT3 -.048 .849 .074 .008 .160 .153 .055 LT4 -.018 .817 .106 -.015 .245 .114 .077 SHL1 .088 .283 -.030 -.037 .730 .163 .120 SHL2 .063 .210 .050 .001 .707 .244 -.008 SHL3 -.023 .154 .012 .105 .717 .213 .150 SHL4 -.041 .196 .086 -.142 .755 -.221 .019 NCCTT1 .858 -.020 -.095 .034 .018 -.047 -.022 NCCTT2 .863 -.097 .013 .046 .107 -.081 .010 NCCTT3 .897 -.010 .020 -.006 -.008 -.089 .036 NCCTT4 .863 .080 -.031 .130 -.034 -.154 .048 NCCTT5 .824 .047 -.100 .069 -.007 -.044 -.006 CPCD1 .026 .125 .756 -.051 -.177 .082 .121 CPCD2 -.058 -.012 .808 -.010 -.004 .150 .171 CPCD3 -.070 .224 .777 -.037 .173 .159 .195 CPCD4 -.100 .104 .800 .026 .172 .146 .125 TCCQ1 .054 .073 .179 -.032 .171 .166 .757 TCCQ2 .033 .138 .177 -.055 .046 .042 .805 TCCQ3 -.016 -.046 .177 -.032 .026 .137 .791 GKKH1 -.054 .216 .121 -.088 .189 .740 .092 GKKH2 -.111 .118 .152 -.067 .127 .758 .131 GKKH3 -.154 .212 .261 -.249 .053 .542 .222 GKKH4 -.198 .020 .150 -.268 .029 .522 .059 YDCD1 .122 -.014 .001 .889 .013 -.173 -.020 YDCD2 .051 -.002 -.018 .930 .004 -.128 -.042 YDCD3 .049 .017 -.031 .935 -.066 -.108 -.054 Phƣơng sai trích 22.529 15.113 9.914 9.218 5.587 4.346 4.157 Eigenvalue 6.083 4.081 2.677 2.489 1.509 1.173 1.122 Cronbach’s Alpha 0.919 0.874 0.841 0.932 0.773 0.733 0.759
Kết quả phân tích EFA cho kết quả KMO = 0.819 > 0.5 (xem Bảng 4.11, phụ lục 3). Dữ liệu phù hợp với phân tích nhân tố, số nhân tố trích được là 7 bằng với số nhân tố đề xuất trong mơ hình, tổng phương sai trích được 70.865% > 50% (xem Bảng 4.12, phụ lục 3), hệ số tải nhân tố của các biến đối với biến nó đo lường đều > 0.5, hệ số tải nhân tố của tất cả các biến quan sát trên các nhân tố nó khơng đo lường theo lý thuyết đều thấp. Từ đó cho thấy các khái niệm đều đạt giá trị phân biệt.
Như vậy, từ kết quả phân tích Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố EFA, thang đo đạt yêu cầu và phù hợp dung cho đo lường để kiểm định mơ hình và các giả thuyết đã đề ra. Phần tiếp theo sẽ trình bày kết quả kiểm định mơ hình lý thuyết và các giả thuyết.
4.3 Kết quả kiểm định mơ hình hồi qui và các giả thuyết 4.3.1 Đánh giá và kiểm định độ phù hợp của mơ hình hồi qui
Mơ hình lý thuyết gồm 2 mơ hình hồi qui, ta cần đánh giá và kiểm định từng mơ hình hồi qui, sau đó mới đánh giá mơ hình lý thuyết theo hệ số hồi qui tổng như đã trình bày trong chương 3.
Để đánh giá độ phù hợp của mơ hình hồi qui ta sử dụng hệ số xác định điều chỉnh
. Hệ số này cho biết các biến độc lập có thể giải thích được bao nhiêu phần trăm biến thiên của biến phụ thuộc. Kiểm định F được sử dụng để kiểm định độ phù hợp của mơ hình với mức ý nghĩa 5%.
4.3.1.1 Kết quả phân tích của mơ hình hồi qui thứ nhất
Biến độc lập: LT, SHL, NCCTT, CPCD, TCCQ. Biến phụ thuộc: GKKH
Bảng 4.4: Bảng tóm tắt mơ hìnhb
Mơ
hình R R
2
R2 hiệu chỉnh Độ lệch chuẩn của ước lượng
Durbin- Watson
1 .590a .348 .336 .51477 1.773 a: Biến dự đoán: (hằng số), LT, SHL, NCCTT, CPCD, TCCQ b: biến phụ thuộc: GKKH
Nguồn: Xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả
Bảng 4.4 cho kết quả về độ phù hợp của mơ hình, hệ số xác định hiệu chỉnh R2 = 0.336 thể hiện các biến độc lập trong mơ hình giải thích được 33.6% biến thiên của biến phụ thuộc.
Bảng 4.5: Bảng kết quả phân tích ANOVA
ANOVAb Mơ hình Tổng bình phương Df Bình phương trung bình F Sig. 1 Hồi qui 39.286 5 7.857 29.651 .000a Phần dư 73.667 278 .265 Tổng 112.953 283 a. Biến dự đoán: (hằng số), TCCQ, LT, NCCTT, CPCD, SHL b. Biến phụ thuộc: GKKH
Nguồn: Xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả
Bảng 4.5 cho kết quả về kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mơ hình hồi qui này. Ta có F = 29.651 với giá trị Sig. rất nhỏ (0.000). Như vậy, giả thuyết về sự bằng 0 của các hệ số hồi qui có thể được bác bỏ một các an tồn, hay nói cách khác mơ hình hồi qui này phù hợp với dữ liệu.
Bảng 4.6: Kết quả phân tích hệ số hồi qui
Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa
t Sig.
Đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Tolerance VIF 1 (hằng số) 1.589 .223 7.125 .000 LT .135 .045 .172 2.991 .003 .709 1.410 SHL .143 .053 .153 2.699 .007 .732 1.366 NCCTT -.151 .030 -.245 -4.998 .000 .980 1.021 CPCD .203 .047 .241 4.360 .000 .765 1.308 TCCQ .187 .051 .198 3.642 .000 .796 1.257 a. Biến phụ thuộc: GKKH
Nguồn: Xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả
Từ bảng 4.6 các giá trị của mức ý nghĩa quan sát (sig.) của các biến độc lập LT, SHL, NCCTT, CPCD, TCCQ đều < 0.05, điều đó có nghĩa là các biến độc lập này đều có ý nghĩa thống kê trong mơ hình hồi qui (tác động đến biến phụ thuộc thông qua hệ số beta). Các hệ số beta tương ứng của các biến độc lập LT, SHL, CPCD, TCCQ đều dương cho thấy các biến này tác động thuận đến biến phụ thuộc và hệ số beta tương ứng của biến độc lập TCCQ mang dấu âm cho thấy biến này tác động nghịch đến biến phụ thuộc GKKH. Khi đó các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5 đều được chấp nhận.
Hằng số của mơ hình hồi qui (hệ số B) cũng đạt giá trị ý nghĩa trong mơ hình với giá trị sig. = 0.000 < 0.05.
Kiểm tra lại các giả định hồi qui tuyến tính của mơ hình hồi qui thứ nhất
- Giả định liên hệ tuyến tính và phương sai khơng đổi: đồ thị biểu diễn mối quan hệ giữa giá trị dự đốn chuẩn hóa và giá trị phần dư chuẩn hóa (xem Hình 4.2, phụ
lục 3) cho thấy chúng phân tán ngẫu nhiên. Như vậy, hai giả định này không bị vi phạm.
- Giả định về phân phối chuẩn của phần dư: Đồ thị phân phối chuẩn phần dư chuẩn hóa (xem Hình 4.1, phụ lục 3) cho thấy đây là phân phối xấp xỉ chuẩn (trung bình gần) và độ lệch chuẩn gần bằng 1). Do đó, giả định này khơng bị vi phạm. - Giả định về tính độc lập của sai số: hệ số Durbin – Watson = 1.773 (Bảng 4.4), vậy giả định này không bị vi phạm.
- Giả định khơng có tương quan giữa các biến độc lập: giá trị VIF của các biến độc lập trong bảng 4.6 đều < 2 nên khơng có hiện tượng đa cộng tuyến, giả định khơng bị vi phạm.
Biểu diễn phƣơng trình hồi qui thứ nhất
Gắn kết khách hàng = 1.589 + 0.172*Lòng tin + 0.153*Sự hài lòng – 0.245*Nhà
cung cấp thay thế + 0.241*Chi phí chuyển đổi + 0.198*Tiêu chuẩn chủ quan
4.3.1.2 Kết quả phân tích của mơ hình hồi qui thứ hai
Biến độc lập: GKKH. Biến phụ thuộc:YDCD. Bảng 4.7: Bảng tóm tắt mơ hìnhb Mơ hình R R 2 R2 hiệu chỉnh Độ lệch chuẩn của ước lượng
Durbin- Watson 1 .351a .123 .120 1.15530 1.852
a: Biến dự đoán: (hằng số), GKKH
b: Biến phụ thuộc: YDCD
Nguồn: Xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả
Bảng 4.7 cho kết quả về độ phù hợp của mơ hình, hệ số xác định hiệu chỉnh R2 = 0.120 thể hiện các biến độc lập trong mơ hình giải thích được 12.0% biến thiên của biến phụ thuộc.
Bảng 4.8: Bảng kết quả phân tích ANOVA Mơ hình Mơ hình Tổng bình phương Df Bình phương trung bình F Sig. 1 Hồi qui 52.832 1 52.832 39.583 .000a Phần dư 376.388 282 1.335 Tổng 429.221 283 a. Biến dự đoán: (hằng số), GKKH b. Biến phụ thuộc: YDCD
Nguồn: Xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả
Bảng 4.8 cho kết quả về kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mơ hình hồi qui này. Ta có F = 39.583 với giá trị Sig. rất nhỏ (0.000). Như vậy, giả thuyết về sự bằng 0 của các hệ số hồi qui có thể được bác bỏ một các an tồn, hay nói cách khác mơ hình hồi qui này phù hợp với dữ liệu.
Bảng 4.9: Bảng hệ số kết quả hồi qui
Mơ hình
Hệ số chưa chuẩn hóa
Hệ số chuẩn hóa
t Sig.
Đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Tolerance VIF
1 (Hằng số) 5.101 .367 13.917 .000
GKKH -.684 .109 -.351 -6.292 .000 1.000 1.000
a. Biến phụ thuộc: YDCD
Nguồn: Xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả
Từ bảng 4.9 các giá trị của mức ý nghĩa quan sát (sig.) của các biến độc lập GKKH < 0.05, điều đó có nghĩa là biến độc lập này có ý nghĩa thống kê trong mơ hình hồi qui (tác động đến biến phụ thuộc thông qua hệ số beta). Hệ số beta tương ứng của biến độc
lập GKKH âm cho thấy biến này tác động nghịch đến biến phụ thuộc YDCD. Khi đó giả thuyết H6 được chấp nhận.
Hằng số của mơ hình hồi qui (hệ số B) cũng đạt giá trị ý nghĩa trong mơ hình với giá trị sig. = 0.000 < 0.05.
Kiểm tra lại các giả định hồi qui tuyến tính của mơ hình hồi qui thứ hai
- Giả định liên hệ tuyến tính và phương sai khơng đổi: đồ thị biểu diễn mối quan hệ giữa giá trị dự đốn chuẩn hóa và giá trị phần dư chuẩn hóa (xem Hình 4.4, phụ lục 3) cho thấy chúng phân tán ngẫu nhiên. Như vậy, hai giả định này không bị vi phạm.
- Giả định về phân phối chuẩn của phần dư: Đồ thị phân phối chuẩn phần dư chuẩn hóa (xem Hình 4.3, phụ lục 3) cho thấy đây là phân phối xấp xỉ chuẩn (trung bình gần) và độ lệch chuẩn gần bằng 1). Do đó, giả định này khơng bị vi phạm. - Giả định về tính độc lập của sai số: hệ số Durbin – Watson = 1.852 (Bảng 4.7), vậy giả định này không bị vi phạm.
- Giả định khơng có tương quan giữa các biến độc lập: giá trị VIF của biến độc lập là 1.000 < 10 (Bảng 4.9) nên giả định này khơng bị vi phạm.
Biểu diễn phƣơng trình hồi qui thứ hai
Ý định chuyển đổi = 5.101 – 0.351*Gắn kết khách hàng
Xác định hệ số phù hợp mơ hình tổng thể
( ) ( )
Trong đó:
- : hệ số xác định mơ hình tổng thể
- : hệ số xác định mơ hình hồi qui thứ nhất - : hệ số xác định mơ hình hồi qui thứ hai Vậy độ phù hợp của mơ hình tổng thể đạt 42.8%
4.3.2 Kết quả kiểm định các giả thuyết mơ hình nghiên cứu
Theo kết quả của phần hồi qui trên, mơ hình lý thuyết ban đầu có 6 giả thuyết biểu diễn mối quan hệ giữa các biến trong mơ hình, và 6 giả thuyết đều được chấp nhận.
Bảng 4.10: Kết quả kiểm định các giả thuyết trong mơ hình lý thuyết
Giả
thuyết Nội dung
Giá trị P – Value Kết quả H1 Sự gắn kết khách hàng ảnh hưởng tiêu cực đến ý định chuyển đổi .000 < 0.05 Chấp nhận
H2 Sự tin tưởng có ảnh hưởng tích cực đối với gắn kết
khách hàng .003 < 0.05 Chấp nhận H3 Sự hài lòng ảnh hưởng tích cực đến gắn kết khách hàng .007 < 0.05 Chấp nhận
H4 Cảm nhận về chi phí chuyển đổi có ảnh hưởng tích
cực đến gắn kết khách hàng .000 < 0.05
Chấp nhận
H5 Sự hấp dẫn từ nhà cung cấp thay thế có ảnh hưởng
tiêu cực đến gắn kết khách hàng. .000 < 0.05
Chấp nhận
H6
Các tiêu chuẩn chủ quan liên quan đến việc chấp nhận nhà cung cấp dịch vụ ảnh hưởng tích cực đến gắn kết khách hàng.
.000 < 0.05
Chấp nhận
Nguồn: Xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả
4.4 Thảo luận kết quả
Mơ hình nghiên cứu lý thuyết đề xuất 5 yếu tố ảnh hưởng đến gắn kết khách hàng và qua đó tác động ý định chuyển đổi. Kết quả hồi qui cho thấy Gắn kết khách hàng tác động âm đến Ý định chuyển đổi và 5 yếu tố Lòng tin, Sự hài lòng, Nhà cung cấp thay thế hấp dẫn, Chi phi chuyển đổi, Tiêu chuẩn chủ quan đều tác động đến Gắn kết khách hàng, trong đó Lịng tin, Sự hài lòng, Chi phi chuyển đổi, Tiêu chuẩn chủ quan tác động dương và Nhà cung cấp thay thế tác động âm đến Gắn kết khách hàng. Điều này là phù hợp với các giả thuyết ban đầu đặt ra.
Lòng tin tác động dương đến gắn kết khách hàng, điều này hoàn toàn phù hợp với lý thuyết cũng như thực tiễn. Lòng tin xuất phát từ rất nhiều yếu tố,
có thể là từ chất lượng, cách phục vụ và cũng có thể đến từ việc xây dựng hình ảnh thương hiệu doanh nghiệp trong mắt công chúng… Khi khách hàng tin tưởng vào nhà cung cấp thì họ dễ dàng chấp nhận và bỏ qua một vài thiếu sót của nhà cung cấp. Nhưng nếu khơng có lịng tin thì cho dù chấp nhận các yếu tố khác như chất lượng, giá cả… thì tâm lý khơng tiếp tục sử dụng dịch vụ sẽ xuất hiện khi khách hàng gặp phải 1 vài sự cố khơng hài lịng.
Sự hài lòng tác động dương đến gắn kết khách hàng, qua đó tác động đến ý định chuyển đổi. Sự hài lòng thể hiện cảm giác thỏa mãn khi một người sử