Mô hình R R 2 R2 điều chỉnh Sai lệch chuẩn Change Statistics R2 thay đổi Giá trị F thay đổi df1 df2 Mức ý nghĩa của giá trị F thay đổi 1 .815a .664 .656 .57010006 .664 82.420 4 167 .000
Kiểm định F được sử dụng để xem xét mức độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể. Kiểm định này nhằm xem xét biến phụ thuộc TT có liên hệ tuyến tính với toàn bộ tập hợp các biến độc lập HM, CL, XX và GT hay không. Giá trị F=82.420 ở bảng 4.6 có mức ý nghĩa với Sig.=0.000 (<0.05) nghĩa là mô hình hồi quy tuyến tính đưa ra là phù hợp với dữ liệu thực tế thu thập được và các biến đưa vào đều có ý nghĩa trong thống kê.
Bên cạnh đó, tác giả tiến hành kiểm định F để đánh giá tương quan tuyến tính của biến phụ thuộc và các biến độc lập trong hàm hồi quy:
Với F;df1;df2 F0.05;4;167 2.43(xem phụ lục 7: bảng tra Fisher)
Với 2 giả thuyết: H0 là các biến độc lập và biến phụ thuộc không tương quan với nhau và H1 là các biến độc lập và biến phụ thuộc tương quan với nhau. Từ bảng kết quả phân tích phương sai: F = 82.420> 2.43, do đó ta bác bỏ H0 và chấp nhận H1, nghĩa là biến phụ thuộc và các biến độc lập có tương quan tuyến tính với nhau ở mức độ tin cậy là 95%. Bảng 4.7: Giá trị kiểm định F ANOVAa Mô hình Tổng các độ lệch quân phương Bậc tự do df Độ lệch quân phương F Mức ý nghĩa Sig. 1 Hồi quy 107.151 4 26.788 82.420 .000b Phần dư 54.277 167 .325 Tổng cộng 161.428 171
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu bằng SPSS từ 172 bảng câu hỏi tác giả khảo sát)
4.3.3. Các hệ số hồi quy riêng phần trong mô hình nghiên cứu và kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Các hệ số hồi quy riêng phần trong mô hình nghiên cứu dùng để kiểm định vai trò của các biến độc lập tác động như thế nào đối với biến phụ thuộc. Các thông số thống kê của các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu được mô tả chi tiết ở bảng 4.8 (trang sau).
Bảng 4.8: Các thông số thống kê của các biến độc lập trong mô hình
Mô hình
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa t Mức ý nghĩa Sig. Sự tương quan B Sai lệch chuẩn Beta Phương sai Hệ số phóng đại phương sai VIF 1 Hằng số -4.218E-17 .043 .000 1.000 CL .478 .056 .462 8.474 .000 .677 1.477 HM .149 .061 .144 2.451 .015 .581 1.720 XX .183 .058 .176 3.154 .002 .647 1.546 GT .239 .062 .236 3.832 .000 .532 1.881
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu bằng SPSS từ 172 bảng khảo sát thu thập được)
Kết quả cho thấy các hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation Factor) đều lớn hơn 0.5 và nhỏ hơn 10 chứng tỏ không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra. Do đó, mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đáng kể đến kết quả giải thích của mô hình hồi quy.
Bảng 4.8 cũng cho thấy phương trình hồi quy các yếu tố ảnh hưởng đến lòng trung thành thương hiệu của khách hàng, trường hợp các thương hiệu sản phẩm môi chất lạnh HCFC22, như sau:
TT = -4.218E-17 + 0.478*CL + 0.149*HM + 0.183*XX + 0.239*GT Trong đó:
- TT: Lòng trung thành thương hiệu của khách hàng - CL: Chất lượng cảm nhận
- HM: Ham muốn thương hiệu - XX: Xuất xứ thương hiệu - GT: Giá trị cảm nhận
Các hệ số hồi quy chuẩn hóa (Beta chuẩn hóa) xác định mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập; cụ thể ở đây bao gồm ham muốn thương hiệu, chất lượng cảm nhận, xuất xứ thương hiệu và giá trị cảm nhận; đến biến phụ thuộc là lòng trung thành thương hiệu của khách hàng; hệ số Beta chuẩn hóa càng cao thì mức độ ảnh
hưởng của biến độc lập đến biến phụ thuộc càng lớn. Với Beta chuẩn hóa β= .462, yếu tố chất lượng cảm nhận có ảnh hưởng mạnh nhất đến lòng trung thành thương hiệu của khách hàng; mức độ ảnh hưởng giảm dần theo thứ tự là giá trị cảm nhận (β= .236) đến xuất xứ thương hiệu (β=.176) và cuối cùng là ham muốn thương hiệu (β=.144).
Với cả bốn mức ý nghĩa Sig. đạt giá trị <0.05, bốn giả thuyết nghiên cứu đã đề xuất đều được ủng hộ. Bảng 4.9 tổng kết lại các giả thuyết nghiên cứu và kết quả kiểm định từng giả thuyết:
Bảng 4.9: Kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Giả
thuyết Phát biểu của giả thuyết
Mức ý nghĩa Sig. Kết quả kiểm định giả thuyết
H1 Ham muốn thương hiệu có ảnh hưởng dương đến lòng trung thành thương hiệu của khách hàng
.015
Chấp nhận (Sig.<0.05)
H2 Chất lượng cảm nhận có ảnh hưởng dương đến lòng trung thành thương hiệu của khách hàng
.000
Chấp nhận (Sig.<0.05)
H3 Xuất xứ thương hiệu có ảnh hưởng dương đến
lòng trung thành thương hiệu của khách hàng
.002
Chấp nhận (Sig.<0.05)
H4 Giá trị cảm nhận có ảnh hưởng dương đến lòng trung thành thương hiệu của khách hàng
.000
Chấp nhận (Sig.<0.05)
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu bằng SPSS từ 172 bảng khảo sát thu thập được)
4.3.4. Dò tìm các vi phạm giả định trong mô hình hồi quy tuyến tính bội
Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008, tập 1, trang 211), phân tích hồi quy không chỉ bao gồm việc mô tả các dữ liệu quan sát được mà còn phải suy rộng kết luận cho mối quan hệ giữa các biến trong tổng thể. Sự chấp nhận và diễn dịch các kết quả hồi quy cần bao gồm các giả định cần thiết và đánh giá về sự vi phạm các giả định đó. Trên cơ sở này, tác giả tiến hành dò tìm các vi phạm giả định trong mô hình hồi quy tuyến tính bội, bao gồm:
- Như đã kết luận ở trên, các hệ số phóng đại phương sai VIF đạt các giá trị lớn hơn 0.5, nhỏ hơn 10 và thay đổi trong khoảng từ 1.477 đến 1.881 cho thấy không có đa cộng tuyến (theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008, tập 1, trang 235).
- Về giả định phân phối chuẩn của phần dư chuẩn hóa, hình 4.1 và 4.2 bên dưới và trang bên trình bày biểu đồ phân phối phần dư chuẩn hóa theo cả hai dạng Q-Q lot và Histogram. Với trung bình Mean xấp xỉ 0 và độ lệch chuẩn Std. Dev.=0.988 (xấp xỉ chuẩn) cho thấy phân phối chuẩn không bị vi phạm. Biểu đồ theo dạng Q-Q lot cũng cho thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng, nghĩa là cũng khẳng định giả thuyết phân phối chuẩn của phần dư chuẩn hóa là không bị vi phạm (theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008, tập 1, trang 230).
Hình 4.1: Biểu đồ Q-Q lot phân phối chuẩn của phần dư chuẩn hóa
Hình 4.2: Biểu đồ Histogram phân phối chuẩn của phần dư chuẩn hóa
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu bằng SPSS từ 172 bảng khảo sát thu thập được)
- Về tính độc lập của phần dư, nghĩa là không có sự tự tương quan giữa các phần dư ngẫu nhiên (các phần dư độc lập) với nhau. Nếu xảy ra hiện tượng tự tương quan, các ước lượng của mô hình hồi quy không đáng tin cậy. Kiểm định Dubin-Watson là phương pháp để phát hiện ra sự tự tương quan này. Nếu 0<d<1 thì kết luận mô hình có sự tương quan dương; nếu 3<d<4 thì mô hình có sự tương quan âm (theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008, tập 1, trang 232-233). Kết quả kiểm định Dubin-Watson cho giá trị d=2.114 (1<d<3) (phụ lục 8) nghĩa là mô hình hồi quy không có sự tự tương quan của các biến ngẫu nhiên.
- Về giả định quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập cũng như hiện tượng phương sai thay đổi, theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008, tập 1, trang 224), khi vẽ đồ thị phân tán của phần dư chuẩn hóa (trên trục tung) và giá trị dự đoán chuẩn hóa (trên trục hoành), nếu giả định quan hệ tuyến tính và phương sai không thay đổi thỏa mãn thì phần dư sẽ phân tán ngẫu nhiên trên đồ thị . Phụ lục 8 trình bày đồ thị phân tán của phần dư và giá trị dự đoán chuẩn hóa. Đồ thị này không tạo thành một
hình dạng bất kỳ, thỏa mãn yêu cầu cho thấy giả định quan hệ tuyến tính và phương sai thay đổi là không bị vi phạm, mô hình hồi quy là phù hợp.
4.3.5. Kiểm định sự khác biệt bằng T-test và Anova
T-test và One-way Anova được kiểm định để đánh giá có sự khác biệt hay không về lòng trung thành thương hiệu của khách hàng theo các đặc điểm cá nhân về trình độ học vấn, thâm niên làm việc, vị trí công tác và nơi công tác. T-test được sử dụng trong so sánh giá trị trung bình của chỉ tiêu vị trí công tác với hai nhóm đối tượng; One-way Anova được sử dụng trong đánh giá các chỉ tiêu còn lại với ba nhóm đối tượng trong mỗi chỉ tiêu. Levene test cũng được thực hiện trước đó nhằm kiểm định tính phân phối chuẩn của phương sai của các tổng thể con trước khi tiến hành kiểm định sự bằng nhau của các trị trung bình.
4.3.5.1. Kiểm định sự khác biệt về lòng trung thành thương hiệu của khách hàng theo trình độ học vấn
Phụ lục 9 trình bày kết quả Leneve test với giá trị Sig đạt được là 0.375 (>0.05) cho thấy phương sai về lòng trung thành thương hiệu của khách hàng theo trình độ học vấn không khác nhau một cách có ý nghĩa thống kê; như vậy phân tích Anova có thể tiến hành sau đó.
Kết quả kiểm định Anova theo trình độ học vấn được trình bày ở bảng 4.10: Bảng 4.10: Kết quả kiểm định Anova về sự khác biệt theo trình độ học vấn
Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. Khác biệt giữa các nhóm .061 2 .031 .032 .968 Khác biệt trong từng nhóm 161.372 169 .955 Tổng số 161.434 171
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu bằng SPSS từ 172 bảng khảo sát thu thập được)
Kết quả kiểm định Anova với mức ý nghĩa Sig.=0.968 cho thấy không có sự khác biệt về lòng trung thành thương hiệu giữa các khách hàng có trình độ học vấn khác nhau.
4.3.5.2. Kiểm định sự khác biệt về lòng trung thành thương hiệu của khách hàng khác nhau theo thâm niên làm việc
Giá trị Sig. đạt được ở Leneve test là 0.621>0.05 (theo Phụ lục 9), do đó, không có sự khác biệt về phương sai giữa 3 nhóm khách hàng khác nhau về thâm niên làm việc. Vì vậy, phân tích Anova cho kết quả đáng tin cậy.
Bảng 4.11: Kết quả kiểm định Anova về sự khác biệt theo thâm niên làm việc
Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. Khác biệt giữa các nhóm 1.064 2 .532 .561 .572 Khác biệt trong từng nhóm 160.370 169 .949 Tổng số 161.434 171
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu bằng SPSS từ 172 bảng khảo sát thu thập được)
Giá trị Sig.=0.572 thu được sau kiểm định Anova (bảng 4.11) có thể kết luận
rằng không có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về lòng trung thành thương hiệu của
khách hàng theo thâm niên làm việc; hay nói cách khác, không có sự khác biệt về
lòng trung thành thương hiệu giữa các khách hàng có thâm niên làm việc khác nhau.
4.3.5.3. Kiểm định sự khác biệt về lòng trung thành thương hiệu của khách hàng theo vị trí công tác
Levene test với giá trị Sig.=0.480 (theo Phụ lục 9) cho thấy T-test có thể được tiến hành và cho kết quả tin cậy khi không có sự khác biệt về phương sai giữa hai nhóm khác nhau về vị trí công tác.
Bảng 4.12: Kết quả kiểm định T-test về sự khác biệt theo vị trí công tác
t df Sig.
Phương sai đồng nhất chấp nhận -.903 170 .368
Phương sai đồng nhất không chấp nhận -.946 69.515 .348
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu bằng SPSS từ 172 bảng khảo sát thu thập được)
Kết quả T-test ở bảng 4.12 cho thấy lòng trung thành thương hiệu không khác biệt giữa các khách hàng khác nhau về vị trí công tác.
4.3.5.4. Kiểm định sự khác biệt về lòng trung thành thương hiệu của khách hàng theo nơi công tác
Và cuối cùng, Leneve test và kiểm định Anova được thực hiện để kiểm định có sự khác biệt hay không về lòng trung thành thương hiệu giữa các nhóm khách hàng khác nhau về nơi công tác.
Phụ lục 9 trình bày kết quả Leneve test với Sig=0.303 (>0.05) cho thấy phương sai về lòng trung thành thương hiệu của khách hàng theo nơi công tác không khác nhau một cách có ý nghĩa thống kê; vì vậy kiểm định Anova có thể tiến hành. Bảng 4.13 thể hiện kết quả kiểm định này.
Bảng 4.13: Kết quả kiểm định Anova về sự khác biệt theo nơi công tác
Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. Khác biệt giữa các nhóm .075 2 .038 .039 .961 Khác biệt trong từng nhóm 161.358 169 .955 Tổng số 161.434 171
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu bằng SPSS từ 172 bảng khảo sát thu thập được)
Tương tự như các kết quả trước, kiểm định Anova với Sig=.961 (>0.05) cho thấy lòng trung thành thương hiệu cũng không có sự khác biệt giữa các nhóm khách hàng có nơi công tác khác nhau.
Tóm tắt chương 4
Chương 4 trước hết trình bày đặc điểm mẫu nghiên cứu đạt được từ nghiên cứu định lượng chính thức. Tỷ lệ các mẫu nghiên cứu qua các chỉ tiêu trình độ học vấn, thâm niên làm việc, vị trí công tác và nơi công tác đều mang tính hợp lý và phù hợp.
Các kết quả kiểm định thang đo bằng Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA cho thấy các thang đo đạt được độ tin cậy và giá trị hội tụ, thỏa điều kiện giữ lại toàn bộ các thành phần bao gồm ham muốn thương hiệu, chất lượng cảm nhận, xuất xứ thương hiệu và giá trị cảm nhận để giải thích các yếu tố ảnh
hưởng đến lòng trung thành thương hiệu của khách hàng. Phương pháp Principal axis factoring và phép xoay Promax được sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá EFA. Hai biến quan sát HM3 và GT4 bị loại trong phân tích nhân tố khám phá EFA do có hệ số tải nhân tố <0.5 và các biến quan sát còn lại đại diện được cho các khái niệm nghiên cứu cần đo lường.
Kết quả phân tích hồi quy xác định được mối tương quan giữa các biến là khá chặt chẽ và các biến độc lập HM, CL, XX và GT có thể đưa vào mô hình để giải thích cho biến phụ thuộc lòng trung thành thương hiệu TT. Giá trị kiểm định F=82.420 với mức ý nghĩa với Sig.=0.000 (<0.5) cũng cho thấy mô hình hồi quy tuyến tính đưa ra là phù hợp với dữ liệu thực tế thu thập được và các biến đưa vào đều có ý nghĩa trong thống kê.
Với tất cả các giá trị Sig. đạt ý nghĩa thống kê, cả 4 giả thuyết nghiên cứu đều được ủng hộ, đồng thời kết quả cũng cho thấy đối với trường hợp các thương hiệu sản phẩm môi chất lạnh HCFC22, chất lượng cảm nhận là yếu tố ảnh hưởng mạnh nhất đến lòng trung thành thương hiệu của khách hàng (giá trị Beta chuẩn hóa β= .462), tiếp đến là giá trị cảm nhận (β= .236), xuất xứ thương hiệu (β= .176) và cuối cùng là ham muốn thương hiệu (β= .144).
Chương này cũng trình bày kết quả dò tìm một số vi phạm giả định trong mô hình hồi quy tuyến tính bội bao gồm hiện tượng đa cộng tuyến, phân phối chuẩn của phần dư chuẩn hóa, tính độc lập của phần dư, giả định quan hệ tuyến tính và phương sai thay đổi để đảm bảo độ tin cậy của phương trình hồi quy được xây dựng là phù hợp. Các kết quả kiểm định T-test và Anova với các giá trị Sig. đạt ý nghĩa thống kê cho thấy không có sự khác biệt về lòng trung thành thương hiệu của khách hàng theo trình độ học vấn, thâm niên làm việc, vị trí công tác và nơi công tác.
Chương 5
THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ KIẾN NGHỊ
Nội dung chương 5 tổng kết nghiên cứu và các kết quả đạt được; từ đó trình bày một số thảo luận liên quan đến kết quả nghiên cứu và các kiến nghị đề xuất để nâng cao lòng trung thành thương hiệu của khách hàng đối với thị trường gas lạnh R22 và các thị trường gas lạnh nói chung ở Việt Nam. Nội dung chương cũng sẽ trình bày những hạn chế còn tồn tại của đề tài và những hướng nghiên cứu có thể xem xét thực hiện trong tương lai.
5.1. Tổng kết và thảo luận các kết quả nghiên cứu
5.1.1. Tổng kết nghiên cứu và các kết quả đạt được
Trên cơ sở lý thuyết về thương hiệu, lòng trung thành thương hiệu của khách hàng và kế thừa các nghiên cứu trước có liên quan, nghiên cứu đã xây dựng mô hình các yếu tố ảnh hưởng đến lòng trung thành thương hiệu của khách hàng bao gồm ham muốn thương hiệu, chất lượng cảm nhận, xuất xứ thương hiệu và giá trị
