Kết quả nghiên cứu định tính trên mô hình lý thuyết về marketing quan hệ đối ngoại cho thấy mức độ hài lòng của khách hàng trong marketing quan hệ đối ngoại là khái niệm đa hướng bao gồm 5 nhóm yếu tố tác động. Trong phân tích định lượng tác giả tiến tiến hành khảo sát thông qua bảng câu hỏi điều tra thể hiện qua 17 biến quan sát (Phụ lục 1). Đối tượng tiến hành khảo sát là khách hàng bên ngoài doanh nghiệp cụ thể là các Cán bộ công nhân viên của Công ty TNHH MTV Lọc Hóa Dầu Bình Sơn, Công ty Công ty CP Dịch vụ Dầu khí Quảng Ngãi PTSC, Công ty TNHH FUJIKIN Việt Nam và Tập Đoàn Dầu khí Quốc Gia Việt Nam. Tổng số phiếu phát ra là 136, tổng số phiếu thu về là 112 phiếu khảo sát.
Nghiên cứu mô hình lý thuyết về mức độ hài lòng của khách hàng trong marketing quan hệ đối ngoại gồm 5 nhóm yếu tố tác động:
1. Yếu tố thị trường: Được quan sát bằng biến Y1 đến Y5 2. Yếu tố sản phẩm: Được quan sát bằng biến Y6 đến Y9 3. Yếu tố giá: Được quan sát bằng biến Y10 đến Y11 4. Yếu tố phân phối: Được quan sát bằng biến Y11
5. Yếu tố xúc tiến truyền thông: Được quan sát bằng biến Y12 đến Y17
Trong nghiên cứu này tác giả đã sử dụng thang đo Likert từ 1 điểm ( thể hiện ý kiến cho rằng họ rất không đồng ý với phát biểu đó hoặc mức hài lòng thấp) đến 5 điểm ( thể hiện ý kiến cho rằng họ rất đồng ý với phát biểu đó hoặc mức độ rất hài lòng) để đo lường các biến quan sát. Mô hình phân tích mức độ hài lòng của khách hàng trong marketing quan hệ đối ngoại bằng hệ số Cronbach alpha; công cụ chủ yếu là phân tích nhân tố khám phá EFA. Hệ số Cronbach Alpha được sử dụng để loại các biến không phù hợp trước, các biến có hệ số tương quan biến- tổng (item-total correlation) nhỏ hơn 0,30 sẽ bị loại và tiêu chuẩn chọn thang đo khi có độ tin cậy Alpha từ 0,60 trở lên. Tiếp theo phương pháp EFA được sử dụng, các biến có trọng số (factor loading) nhỏ hơn 0,40 trong EFA sẽ tiếp tục bị
61
loại. Kết quả Cronbach Alpha của các biến quan sát trong marketing quan hệ đối nội thể hiện ở bảng sau:
Bảng 2-3: Case Processing Summary
N %
Cases
Valid 112 100.0
Excludeda 0 .0
Total 112 100.0
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu điều tra bằng SPSS
Bảng 2-4: Reliability Statistics
Cronbach's Alpha
N of Items
.742 11
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu điều tra bằng SPSS
Bảng 2-5: Item Statistics Mean Std. Deviation N Y1 4.45 .567 112 Y2 2.39 .689 112 Y3 2.26 .565 112 Y5 2.46 .697 112 Y7 4.46 .500 112 Y8 4.55 .499 112 Y9 2.19 .777 112 Y11 4.51 .502 112 Y15 4.43 .549 112 Y16 4.38 .504 112 Y17 4.43 .497 112
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu điều tra bằng SPSS
Nhìn vào bảng ta thấy hệ số Cronbach's Alpha là 0.742, một số biến bị loại là của Y4, Y6 , Y10 , Y12, Y13 , Y14 vì có hệ số tương quan biến - tổng nhỏ hơn 0.3.
62
Ngoài các biến bị loại là Y4, Y6 , Y10 , Y11 , Y12, Y13 , Y14 thì các biến còn lại tiếp tục được sử dụng trong phân tích hệ số khám phá EFA tiếp theo.
Bảng 2-6: KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling
Adequacy. .674 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 422.997 df 55 Sig. .000
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu điều tra bằng SPSS
Bảng 2-7: Total Variance Explained
Comp onent
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Rotation Sums of Squared Loadings Total % of Varianc e Cumulat ive % Total % of Varianc e Cumula tive % Total % of Variance Cumula tive % 1 3.157 28.697 28.697 3.157 28.697 28.697 2.682 24.384 24.384 2 2.454 22.310 51.007 2.454 22.310 51.007 2.067 18.788 43.172 3 1.162 10.563 61.570 1.162 10.563 61.570 2.024 18.397 61.570 4 .960 8.727 70.296 5 .717 6.522 76.819 6 .669 6.082 82.901 7 .557 5.067 87.968 8 .516 4.691 92.659 9 .353 3.213 95.872 10 .310 2.817 98.689 11 .144 1.311 100.000
63
Bảng 2-8: Component Score Coefficient Matrix
Component 1 2 3 Y1 .429 Y2 .329 Y3 .244 Y5 .321 Y7 .355 Y8 .518 Y9 .287 Y11 .273 Y15 .260 Y16 .376 Y17 .427
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu điều tra bằng SPSS
Kết quả thu được cuối cùng như sau: KMO = 0.674 > 0.5, Sig = 0.000, chứng tỏ giả thuyết H0 ( các biến không có tương quan với nhau) bị bác bỏ. Vậy phân tích nhân tố EFA là phù hợp. Đồng thời để xác định được số lượng nhân tố trong quá trình phân tích, sử dụng ma trận hệ số tương quan Total Variance Explained. Theo tiêu chuẩn Eigenvalues > 1 nên có 3 nhân tố được rút ra và 3 nhân tố này sẽ giải thích được 61.57% sự biến thiên của các biến.
Từ bảng Ma trận xoay nhân tố ta có 3 nhân tố được rút ra:
- Các biến quan sát Y2 , Y3 , Y5 , Y9 có tương quan mạnh với nhau và thuộc nhóm nhân tố thứ 1: Kí hiệu là E1
- Các biến quan sát Y1 , Y16 , Y17 có tương quan mạnh với nhau và thuộc nhóm nhân tố thứ 2: Kí hiệu là E2
- Các biến quan sát Y7 , Y8 , Y11 , Y15 có tương quan mạnh với nhau và thuộc nhóm nhân tố thứ 3: Kí hiệu là E3
64
Phương trình của 3 nhân tố như sau:
E1 = 0.329Y2 + 0.244Y3 + 0.321Y5 +0.287Y9 E2 = 0.429Y1 + 0.376Y16 +0.427 Y17
E3 = 0.355Y7 + 0.518Y8 +0.273 Y11+0.260 Y15
Nhận thấy hệ số của các biến số là số dương, chứng tỏ các biến tác động đồng thuận với từng nhân tố. Vì vậy bất cứ một tác động tích cực đến biến quan sát nào đều làm tăng giá trị của từng nhân tố nâng cao sự hài lòng của khách hàng trong marketing đối ngoại.
Để đánh giá mức độ, thứ tự quan trọng ảnh hưởng của các nhân tố đến mức độ hài lòng về marketing quan hệ đối nội trong công ty TNHH JGC Việt Nam, tác giả sử dụng mô hình hồi quy bội, trong đó 3 biến độc lập chính là 5 nhân tố E1, E2, E3. Như vậy, mô hình được viết dưới dạng hàm số như sau:
Z = β0 + β1E1 + β2E2 + β3E3 + εi
Z: là mức độ hài lòng của khách hàng trong marketing quan hệ đối nội.
εi : Sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn, trung bình bằng 0, phương sai không đổi và độc lập.
Bảng 2-9: Model Summary
Model R R Square Adjusted R Square
Std. Error of the Estimate
1 .832a .692 .683 .40302
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu điều tra bằng SPSS
Kết quả hồi quy có giá trị R2 = (Adjusted R Square) = 0,692 (> 0,5) cho biết 5 nhân tố này giải thích được 68,3% sự biến thiên của sự hài lòng, như vậy mức độ phù hợp của mô hình là rất cao.
65
Bảng: Kết quả hồi quy từng phần của hoạt động marketing quan hệ đối ngoại tại JGC Việt Nam đối với sự hài lòng của khách hàng.
Bảng 2-10: Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error Beta Toleran ce VIF 1 (Constant) .235 .193 -.606 .237 E1 .248 .056 .268 6.666 .020 .506 1.324 E2 .203 .044 .227 5.150 .000 .512 1.513 E3 .192 .067 .187 2.813 .006 .523 1.425
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu điều tra bằng SPSS
Trong bảng 2-10, tất cả các sig của từng biến nhân tố đều < 0,05 nghĩa là các biến độc lập E1, E2, E3 đều có tác động tới biến hài lòng Z và VIF đều nhỏ hơn 3 nên không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Phương trình hồi quy như sau:
Z = 0,235 + 0,248*E1 + 0,203*E2 + 0,192*E3 + εi
Ngoài ra, nhìn vào bảng 2.7 ta cũng có thể thấy được biến nhân tố (E1) có tác động mạnh nhất tới sự hài lòng của khách hàng với marketing nội bộ do có hệ số hồi quy chuẩn hóa (Standardized Coefficients) beta lớn nhất bằng 0,268; kế đến là (E2) beta = 0,227 và cuối cùng là (E3) beta = 0,187 có mức độ tác động ít nhất đến sự hài lòng của khách hàng.
Ngoài ra, từ bảng 2-5, thì mặt tích cực của marketing quan hệ đối ngoại thể hiện qua các biến Y1 , Y7 , Y8, Y11 , Y15 , Y16, Y17 . Mặt hạn chế của marketing quan hệ đối ngoại thể qua các biến Y2 , Y3, Y5, Y9.
66
(Y1): Ngành dầu khí Việt Nam ngày càng được quan tâm và phát triển mạnh mẽ, các nhà máy lọc hóa dầu, khí hóa lỏng được xây dựng ngày càng nhiều, đây chính là những cơ hội phát triển, là thị trường chính của JGC Việt Nam đang hướng tới.
(Y7): JGC Việt Nam đã và đang thực hiện một số dự án tại Việt Nam với chất lượng công trình chất lượng, đảm bảo yêu cầu về kinh tế, kỹ thuật đã từng bước làm hài lòng khách hàng.
(Y8): Sản phẩm và dịch vụ JGC Việt Nam cung cấp cho tập đoàn và các công ty thành viên luôn đảm bảo chất lượng với giá cả canh tranh nhất.
(Y11): Công ty cung cấp sản phẩm và dịch vụ kỹ thuật cho tất cả các dự án trên lãnh thổ Việt Nam và trên thế giới.
(Y15): JGC Việt Nam luôn luôn cam kết và tạo được uy tín với khách hàng trong sản phẩm và dịch vụ Công ty cung cấp.
(Y16): JGC Việt Nam đang là một trong những nhà thầu mạnh nhất tại Việt Nam trong các dự án xây dựng nhà máy lọc hóa dầu.
(Y17): Năng lực Công ty đang từng bước được khẳng định, tạo được uy tín trong và ngoài tập đoàn JGC
Mặt hạn chế trong marketing quan hệ đối ngoại.
(Y2): JGC Việt Nam chưa có năng lực cạnh tranh đủ mạnh về tài chính, nhân lực và kinh nghiệm trong các dự án quy mô vừa lớn.
(Y3): JGC Việt Nam chưa có đủ kinh nghiệm trong môi trường kinh doanh tại Việt Nam, chưa hiểu rõ các quy trình và các thủ tục hành chính liên quan tại Việt Nam.
(Y5): Sản phẩm và dịch vụ kỹ thuật JGC Việt Nam trong các dự án lọc hóa dầu chưa thể hiện nhiều ưu điểm vượt trội so với các đối thủ khác cùng ngành.
67
(Y9): Giá thầu EPC trong các dự án tại Việt Nam chưa có sự cạnh tranh so với các nhà thầu nước ngoài khác.