Bảng 4-3: Thống kê mô tả các biến nghiên cứu
Giá trị trung bình | Sai lệch chuẩn của trung bình | Độ lệch chuẩn | Phương sai | Trị nhỏ nhất | Trị lớn nhất | |
Niềm tin | 3.9092 | .0377 | .60158 | .362 | 1.50 | 5.00 |
Sự cam kết | 3.7451 | .0371 | .59296 | .352 | 1.50 | 5.00 |
Truyền thông | 3.6549 | .0459 | .73242 | .536 | 1.00 | 5.00 |
Quản trị xung đột | 3.6451 | .0390 | .62275 | .388 | 2.00 | 5.00 |
Sự cảm thông | 3.5859 | .0424 | .67727 | .459 | 1.80 | 5.00 |
Sự trung thành | 3.6180 | .0386 | .61643 | .380 | 1.80 | 5.00 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Mô Hình 6 Thành Phần Rm Của Sin Và Các Cộng Sự (2005) -
Quản Trị Xung Đột Và Sự Trung Thành Của Khách Hàng -
Sơ Đồ Tóm Tắt Quá Trình Chọn Mẫu Trong Nghiên Cứu Định Tính -
Tóm Tắt Kết Quả Kiểm Định Các Giả Thuyết Của Mô Hình Hồi Qui -
Hạn Chế Của Đề Tài Và Hướng Nghiên Cứu Tiếp Theo -
Ảnh hưởng của marketing quan hệ (relationship marketing) đến sự trung thành của khách hàng – Một nghiên cứu tại các ngân hàng TMCP ở Việt Nam - 9
Xem toàn bộ 107 trang tài liệu này.
Nguồn: xử lý dữ liệu thu thập của tác giả
Từ kết quả trên cho thấy tất cả 5 thành phần của RM: Niềm tin, Sự cam kết, Truyền thông, Quản trị xung đột, và Sự cảm thông đều được khách hàng đánh giá cao (giá trị trung bình thấp nhất là 3.5859). Trong đó thành phần Niềm tin được khách hàng đánh giá cao nhất (giá trị trung bình 3.9092), còn thành phần Sự cảm thông được khách hàng đánh giá thấp nhất (giá trị trung bình 3.5859).
4.3 Kiểm định thang đo
Hệ số Cronbach Alpha là phép kiểm định mức độ chặt chẽ, mạch lạc giữa các mục hỏi (biến quan sát) trong thang đo, vì vậy nó được sử dụng để đánh giá sơ bộ thang đo nhằm loại bỏ những biến quan sát, những thang đo không đạt. Theo qui ước thì một tập họp các mục hỏi được đánh giá là tốt phải có hệ số Cronbach Alpha từ 0.8 đến gần 1, từ 0.7 đến gần 0.8 là sử dụng được. Tuy nhiên, một số nhà nghiên cứu cho rằng Cronbach Alpha từ 0.6 là dùng được trong trường hợp khái niệm cần đo lường là mới hoặc là mới đối với người trả lời trong bối cảnh nghiên cứu (Nunally, 1978; Peterson, 1994; Slater, 1995). Trong nghiên cứu này, tác giả sẽ kiểm tra độ tin cậy của thang đo bằng hệ số Cronbach Alpha, chỉ giữ lại những biến quan sát có hệ số alpha lớn hơn hoặc bằng 0.6. Các biến quan sát có hệ số tương quan biến – tổng nhỏ hơn 0.3 sẽ bị loại.
Kết quả chạy Cronbach Alpha cho thấy các thang đo đều đạt được độ tin cậy. Mỗi thang đo đều có hệ số Cronbach Alpha lớn hơn 0.7; nếu bỏ đi bất cứ biến quan sát nào trong thang đo này thì hệ số alpha đều giảm; đồng thời với hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.4 nên tất cả các biến quan sát đều được giữ lại.
Bảng 4-4: Thống kê kiểm định độ tin cậy Cronbach Alpha
Biến quan sát | Tương quan biến tổng | Cronbach alpha nếu loại biến | Cronbach alpha | Đánh giá | |
Niềm tin | NT1 | 0.7228 | 0.8515 | 0.8781 | Chấp nhận |
NT2 | 0.7079 | 0.8531 | |||
NT3 | 0.6935 | 0.8556 | |||
NT4 | 0.6616 | 0.8617 | |||
NT5 | 0.613 | 0.8687 | |||
NT6 | 0.7152 | 0.852 | |||
Sự cam kết | CK1 | 0.4765 | 0.7479 | 0.7611 | Chấp nhận |
CK2 | 0.5203 | 0.7256 | |||
CK3 | 0.6324 | 0.6638 | |||
CK4 | 0.6121 | 0.6755 | |||
Truyền thông | TT1 | 0.5782 | 0.7942 | 0.8123 | Chấp nhận |
TT2 | 0.6294 | 0.7709 | |||
TT3 | 0.6681 | 0.7478 | |||
TT4 | 0.6738 | 0.7437 | |||
Quản trị xung đột | XD1 | 0.6761 | 0.7619 | 0.8223 | Chấp nhận |
XD2 | 0.6452 | 0.7766 | |||
XD3 | 0.6358 | 0.7827 | |||
XD4 | 0.6341 | 0.7834 | |||
Sự cảm thông | CT1 | 0.7499 | 0.8418 | 0.8757 | Chấp nhận |
CT2 | 0.6174 | 0.8748 | |||
CT3 | 0.7795 | 0.8309 | |||
CT4 | 0.7029 | 0.85 | |||
CT5 | 0.7084 | 0.8491 | |||
Sự trung thành | LTT1 | 0.5212 | 0.7893 | 0.8063 | Chấp nhận |
LTT2 | 0.6375 | 0.756 | |||
LTT3 | 0.5852 | 0.7711 | |||
LTT4 | 0.6687 | 0.7457 | |||
LTT5 | 0.5604 | 0.7816 |
4.4 Phân tích nhân tố khám phá (EFA)
Sau khi kiểm định các thang đo bằng hệ số Cronbach alpha không có biến quan sát nào bị loại nên 28 biến quan sát được đưa vào phân tích nhân tố.
Khi tiến hành phân tích nhân tố, các nhà nghiên cứu thường quan tâm đến một số tiêu chuẩn sau:
- Thứ nhất, hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) ≥ 0.5, mức ý nghĩa của kiểm
định Bartlett ≤ 0.05 (Hair và cộng sự, 2006)
- Thứ hai, hệ số tải nhân tố (factor loadings) ≥ 0.5. Biến quan sát nào có hệ số tải nhân tố nhỏ hơn 0.5 sẽ bị loại (Hair và cộng sự, 2006)
- Thứ ba, thang đo được chấp nhận khi tổng phương sai trích ≥ 50%.
(Anderson và Gerbing, 1988)
- Thứ tư, hệ số Eigenvalue có giá trị ≥ 1 (Anderson và Gerbing, 1988)
- Thứ năm, khác biệt hệ số tải nhân tố của một biến quan sát giữa các nhân tố
≥ 0.3 để đảm bảo sự phân biệt giữa các nhântố (Jabnoun và Al-Tamimi, 2003).
4.4.1 Phân tích nhân tố khám phá của thang đo RM
Đặt giả thuyết H0 là 23 biến quan sát của thang đo RM không có mối tương
quan với nhau.
Kết quả kiểm định KMO và Bartlett cho thấy giả thuyết này bị bác bỏ (sig=.000) , hệ số KMO là 0.923 > 0.5, điều này cho thấy việc phân tích nhân tố là phù hợp.
Kết quả phân tích nhân tố cho thấy ở mức Eigenvalue bằng 1.062, với phương pháp rút trích nhân tố Principal Component, sử dụng phép quay Varimax, cho phép 5 nhân tố được rút trích từ 23 biến quan sát và phương sai trích được là 65.583%, các nhân tố đều có hệ số tải nhân tố đều lớn hơn 0.5, thấp nhất là 0.628, mỗi biến quan sát có sai biệt về hệ số tải nhân tố giữa các nhân tố đều ≥ 0.3 nên đảm bảo được sự phân biệt giữa các nhân tố.
Bảng 4-5: Kết quả phân tích nhân tố của thang đo RM
Nhân tố | |||||
1 | 2 | 3 | 4 | 5 | |
NT1 | .646 | ||||
NT2 | .650 | ||||
NT3 | .648 | ||||
NT4 | .699 | ||||
NT5 | .719 | ||||
NT6 | .797 | ||||
CK1 | .628 | ||||
CK2 | .664 | ||||
CK3 | .713 | ||||
CK4 | .637 | ||||
TT1 | .753 | ||||
TT2 | .651 | ||||
TT3 | .681 | ||||
TT4 | .698 | ||||
XD1 | .737 | ||||
XD2 | .733 | ||||
XD3 | .696 | ||||
XD4 | .635 | ||||
CT1 | .699 | ||||
CT2 | .787 | ||||
CT3 | .741 | ||||
CT4 | .681 | ||||
CT5 | .665 | ||||
Eigenvalue | 9.801 | 1.724 | 1.335 | 1.163 | 1.062 |
Phương sai trích | 16.097 | 30.475 | 42.779 | 54.279 | 65.583 |
4.4.2 Phân tích nhân tố khám phá của thang đo sự trung thành
Đặt giả thuyết H0 là 5 biến quan sát của Thang đo Sự trung thành không có mối tương quan với nhau.
Kết quả kiểm định KMO và Bartlett cho thấy giả thuyết này bị bác bỏ (sig=.000), hệ số KMO là 0.791> 0.5, điều này cho thấy việc phân tích nhân tố là phù hợp.
Kết quả phân tích nhân tố cho thấy ở mức Eigenvalue bằng 2.841, với phương pháp rút trích nhân tố Principal Component, cho phép 1 nhân tố được rút trích từ 5 biến quan sát và phương sai trích được là 56.821%, các nhân tố đều có hệ số tải nhân tố đều lớn hơn 0.5, thấp nhất là 0.697.
Bảng 4-6: Kết quả phân tích nhân tố của Thang đo Sự trung thành
Nhân tố | |
1 | |
LTT1 | .697 |
LTT2 | .793 |
LTT3 | .741 |
LTT4 | .811 |
LTT5 | .722 |
Eigenvalue | 2.841 |
Phương sai trích | 56.821 |
Nguồn: xử lý dữ liệu thu thập của tác giả
4.5 Kiểm định giả thuyết tác động của marketing quan hệ (RM) đến sự trung thành của khách hàng
4.5.1 Phân tích tương quan
Trước khi phân tích mức độ tác động của các thành phần marketing quan hệ đến sự trung thành của khách hàng, nghiên cứu thực hiện đo lường mức độ chặt chẽ mối liên hệ tuyến tính của thang đo sự trung thành với các biến thành phần: niềm
tin, sự cam kết, truyền thông, quản trị xung đột, sự cảm thông không xét trên mối quan hệ nhân quả thông qua kiểm định hệ số tương quan Pearson.
Bảng 4-7: Kết quả phân tích tương quan
Niềm tin | Sự cam kết | Truyền thông | Quản trị xung đột | Sự cảm thông | ||
Sự trung thành | Pearson Correlation | 0.659** | 0.617** | 0.602** | 0.620** | 0.671** |
Sig. (2-tailed) | 0.000 | 0.000 | 0.000 | 0.000 | 0.000 | |
N | 255 | 255 | 255 | 255 | 255 |
Nguồn: xử lý dữ liệu thu thập của tác giả
Kết quả trên cho thấy biến phụ thuộc Sự trung thành có mối tương quan với 5 biến độc lập ở mức ý nghĩa 5%, trong đó có tương quan mạnh nhất với biến Sự cảm thông (r = 0.671), biến Niềm tin (r = 0.659). Biến Sự trung thành tương quan yếu nhất với biến Truyền thông (r = 0.602).
Tuy nhiên để xác định sự tương quan này có tuyến tính hay không và mức độ quan trọng của từng nhân tố trong sự tác động đến sự trung thành của khách hàng phương pháp phân tích hồi qui được sử dụng.
Trong phân tích hồi qui, 5 biến độc lập gồm: Niềm tin (NT), Sự cam kết(CK) và Truyền thông (TT), Quản trị xung đột (XD), Sự cảm thông (CT), 1 biến phụ thuộc là Sự trung thành (LTT).
Phân tích hồi qui được thực hiện bằng phương pháp hồi quy tổng thể các biến (phương pháp Enter) với phần mềm SPSS 11.5.
4.5.2 Đánh giá sự phù hợp của mô hình
Hệ số R2 thường được sử dụng để đánh giá sự phù hợp của mô hình hồi qui tuyến tính đối với dữ liệu, với nguyên tắc R2 càng gần 1 thì mô hình đã xây dựng càng phù hợp với tập dữ liệu mẫu.
Trong mô hình này, có R2 là 0.617, cho thấy mô hình này là phù hợp, R2 điều chỉnh là 0.609 (nhỏ hơn R2), do đó, dùng R2 điều chỉnh để đánh giá sẽ an toàn hơn vì nó không thổi phồng mức độ phù hợp của mô hình (Hoàng Trọng và Mộng Ngọc, 2008). R2 điều chỉnh là 0.609 tức là giải thích được 60.9% biến thiên sự trung thành bởi các biến thiên niềm tin, sự cam kết, truyền thông, quản trị xung đột, sự cảm
thông, 30.1% còn lại thay đổi trong sự trung thành mô hình không giải thích được. Mô hình hồi qui phù hợp với tập dữ liệu ở độ tin cậy 95% (Kết quả thống kê F trong mô hình có sig. = .000).
(Xem Phụ lục 8).
4.5.3 Ý nghĩa của các hệ số hồi qui
Bảng 4-8: Kết quả phân tích hồi qui
Hệ số chưa chuẩn hóa | Hệ số chuẩn hóa | t | Sig. | ||
B | Sai số | Beta | |||
Hằng số | .175 | .180 | .968 | .334 | |
NT (Niềm tin) | .251 | .058 | .245 | 4.359 | .000 |
CK (Sự cam kết) | .161 | .057 | .155 | 2.846 | .005 |
TT (Truyền thông) | .121 | .045 | .144 | 2.666 | .008 |
XD (Quản trị xung đột) | .146 | .055 | .148 | 2.665 | .008 |
CT (Cảm thông) | .247 | .051 | .271 | 4.840 | .000 |
Nguồn: xử lý dữ liệu thu thập của tác giả
Kết quả cho thấy, cả 5 yếu tố: Niềm tin (sig. = .000), Sự cam kết (sig. =
.005), Truyền thông (sig. = .008), Quản trị xung đột (sig. = .008) và Sự cảm thông (sig. = .000), hệ số beta lần lượt là 0.251, 0.161, 0.121, 0.146, 0.247. Điều này có nghĩa là, ở độ tin cậy 95%, khi yếu tố Niềm tin thay đổi 1 đơn vị sẽ làm Sự trung thành của khách hàng thay đổi 0.251 đơn vị, khi yếu tố Sự cam kết thay đổi 1 đơn vị sẽ làm Sự trung thành của khách hàng thay đổi 0.161 đơn vị, khi yếu tố Truyền thông thay đổi 1 đơn vị sẽ làm Sự trung thành của khách hàng thay đổi 0.121 đơn vị và khi yếu tố Quản trị xung đột thay đổi 1 đơn vị sẽ làm Sự trung thành của khách hàng thay đổi 0.146 đơn vị, khi yếu tố Sự cảm thông thay đổi 1 đơn vị sẽ làm Sự trung thành của khách hàng thay đổi 0.247 đơn vị. Như vậy, trong 5 nhân tố tác động đến sự trung thành của khách hàng thì hai nhân tố Niềm tin và Sự cảm thông có tác động mạnh nhất.