Trang chủ / Thương Hiệu

Kết Quả Tổng Hợp Hồi Quy Nhằm Kiểm Định Giả Thuyết H6 Với Lòng Trung Thành Thái Độ


o Sự hài lòng tác động đến lòng trung thành thái độ dưới ảnh hưởng của biến

điều tiết cam kết từ mối quan hệ

Mô hình = 1: Y = LTTTĐ (Biến phụ thuộc) ; X = SHL; M = MQH

Tóm tắt mô hình

Mô hình

2,3724Trong đó: int_1 = SHL x MQH

R2 tăng lên do tác động

Tác động có điều kiện của X đến Y tại các giá trị của biến điều tiết

Giá trị của biến điều tiết định lượng là trung bình và Chuẩn ± 1 từ trung bình

Mức độ tin cậy cho tất cả các khoảng tin cậy là: 95%

Bảng 4.8: Kết quả tổng hợp hồi quy nhằm kiểm định giả thuyết H6 với lòng trung thành thái độ


R

R2

F

df1

df2

p

0,0858

0,0074

10,4166

1,0000

595,0000

0,0130

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 229 trang tài liệu này.




Hệ số hồi quy

se

T

P

LLCI

ULCI

Hằng số

0,0060

0,0408

0,1465

0,0136

-0,0741

0,0861

MQHF

0,0326

0,0424

6,5333

0,0000

0,1381

0,2029

SHLF

0,0858

0,0408

7,1016

0,0360

0,0056

0,1660

int_1

0,0203

0,0422

2,3724

0,0329

0,0233

0,0717



R2 thay đổi

F

df1

df2

p

int_1

0,0030

0,0510

1,0000

595,0000

0,0360



SPHF

Effect

se

t

p

LLCI

ULCI

-1,0000

0,3208

0,0436

8,8200

0,0000

0,2991

0,4705

0,0000

0,3031

0,0387

10,4213

0,0020

0,3271

0,4790

1,0000

0,4102

0,0468

9,0118

0,0000

0,3205

0,3132


Nguồn: Kết quả tính toán của tác giả

Qua bảng trên ta thấy, hệ số hồi quy cho Int_1 (XM) là b3 = 0,0203 và t(595) = 2,3724 có ý nghĩa thống kê (p=0,0360 < 0,05). Do đó, ảnh hưởng của sự hài lòng đến lòng trung thành thái độ chịu sự chi phối của cam kết từ mối quan hệ. Kết quả này cho phép chúng ta có thể kết luận: Cam kết từ mối quan hệ có tác động đến quá trình chuyển đổi từ sự hài lòng đến lòng trung thành thái độ của KHCN gửi tiền tiết kiệm đối với NHTM.


o Sự hài lòng tác động đến lòng trung thành thái độ dưới ảnh hưởng đồng thời của biến điều tiết chi phí chuyển đổi và cam kết từ mối quan hệ

R

R2

F

df1

df2

p

0,3963

0,1570

36,8227

3,0000

593,0000

0,0000


R2 thay đổi

F

df1

Df2

P

int_1

0,0430

3,9450

1,0000

593,0000

0,0475

int_2

0,0480

3,7937

1,0000

593,0000

0,0019

Cả hai

0,0510

2,4134

2,0000

593,0000

0,0245

Bảng 4.9: Kết quả tổng hợp hồi quy nhằm kiểm định giả thuyết H5 và H6 với lòng trung thành thái độ

Mô hình = 1: Y = LTTTĐ (Biến phụ thuộc) ; X = SHL; M = CPCĐ; W = MQH

Tóm tắt mô hình


Mô hình



Hệ số hồi quy

se

T

P

LLCI

ULCI



Hằng số

-0,0143

0,0375

0,3798

0,0143

-0,0880

0,0595



CPCĐF

0,1492

0,0435

3,4279

0,0007

0,0637

0,3196



MQHF

0,2999

0,0430

6,9759

0,0000

0,2155

0,3844



SHLF

0,0141

0,0378

0,3742

0,0384

-0,0600

0,0883



int_1

0,0524

0,0294

1,9862

0,0305

0,0006

0,1161



int_2

0,0583

0,0299

1,9477

0,0319

0,0170

0,3005


Trong đó: int_1 = SHL x CPCĐ; int_2 = SHL x MQH

R2 tăng lên do tác động


Tác động có điều kiện của X đến Y tại các giá trị của biến điều tiết


Giá trị của biến điều tiết định lượng là trung bình và Chuẩn ± 1 từ trung bình Mức độ tin cậy cho tất cả các khoảng tin cậy là: 95%

SPHF

Effect

se

t

p

LLCI

ULCI

-1,0000

0,3702

0,0473

7,8200

0,0100

0,2772

0,4632

0,0000

0,4286

0,0495

8,6829

0,0000

0,3317

0,5256

1,0000

0,4870

0,0360

7,3749

0,0205

0,3573

0,5667

-1,0000

0,3120

0,0503

6,2023

0,0030

0,2130

0,4108

0,0000

0,3704

0,0410

9,0800

0,0000

0,2903

0,5505

1,0000

0,5286

0,0503

8,5308

0,0030

0,2300

0,5275

-1,0000

0,2537

0,0679

3,7378

0,0002

0,1204

0,4871

0,0000

0,3321

0,5186

6,0294

0,0102

0,3104

0,3130

1,0000

0,3005

0,0480

7,4395

0,0080

0,3727

0,4283

Nguồn: Kết quả tính toán của tác giả


Qua bảng trên ta thấy, hệ số hồi quy cho kết quả b4 = 0,0524; t(593) = 1,9862; P

= 0,0305 và b5 = 0,0583; t(593)=1,9477; P = 0,0319 cả hai đều có ý nghĩa về mặt thống kê (p < 0,05), có nghĩa là cả chi phí chuyển đổi và cam kết từ mối quan hệ là các biến điều tiết ảnh hưởng đến quá trình chuyển đổi từ sự hài lòng đến lòng trung thành thái độ của KHCN gửi tiền tiết kiệm.

Cũng từ kết quả trong bảng trên cho thấy “R2 tăng lên do tác động” của biến điều tiết, sự tác động của cả hai biến điều tiết chiếm 5,1% sự chuyển đổi sự hài lòng sang lòng trung thành thái độ, F(593) = 2,4134; P = 0,0245. Sự điều tiết duy nhất bởi chi phí chuyển đổi chiếm 4,3%, sự chuyển đổi lòng trung thành thái độ, F(1,593) = 3,4950; P = 0,0475. Sự điều tiết duy nhất bởi cam kết từ mối quan hệ chiếm 4,8%, sự chuyển đổi lòng trung thành thái độ, F(2;593)=3,7937; P = 0,0019. Do đó, quá trình chuyển đổi từ sự hài lòng đến lòng trung thành thái độ của khách hàng chịu sự chi phối của cả chi phí chuyển đổi và cam kết từ mối quan hệ.

Kiểm định đối với lòng trung thành hành vi

o Sự hài lòng tác động đến lòng trung thành hành vi dưới ảnh hưởng của biến

điều tiết chi phí chuyển đổi

Mô hình = 1: Y = LTTHV (Biến phụ thuộc) ; X = SHL; M = CPCĐ

Tóm tắt mô hình

Mô hình

Trong đó: int_1 = SHL x CPCĐ

R2 tăng lên do tác động:

Tác động có điệu kiện của X đến Y tại các giá trị của biến điều tiết:

Giá trị của biến điều tiết định lượng là trung bình và Chuẩn ± 1 từ trung bình

Mức độ tin cậy cho tất cả các khoảng tin cậy là: 95%

Bảng 4.10: Kết quả tổng hợp hồi quy nhằm kiểm định giả thuyết H5 với lòng trung thành hành vi


R

R2

F

df1

df2

p

0,0803

0,0064

8,8002

1,0000

595,0000

0,0210



Hệ số hồi quy

Se

T

P

LLCI

ULCI

Hằng số

0,0210

0,5032

0,3589

0,0321

0,3785

0,0652

CPCĐF

0,0786

0,2399

1,8763

0,0000

0,2300

0,5302

SHLF

0,0802

0,0308

10,1297

0,0090

0,0534

0,0918

int_1

0,5588

0,2006

4, 3180

0,0300

0,0706

0,0790



R2 thay đổi

F

df1

Df2

P

int_1

0,0276

1,350

1,0000

595,0000

0,0405


TDTT

Effect

Se

T

P

LLCI

ULCI

-1,0000

0,3894

0,0537

12,3558

0,0008

0,4530

0,6038

0,0000

0,4700

0,0466

11,9780

0,0400

0,4855

0,4998

1,0000

0,5008

0,0462

8,3649

0,0017

0,36200

0,5500


Nguồn: Kết quả tính toán của tác giả


Qua bảng trên ta thấy, hệ số hồi quy cho Int_1 (XM) là b3 = 0,5588 và t(595)

= 4,3180 có ý nghĩa thống kê (p = 0,0405 < 0,05). Do đó, ảnh hưởng của sự hài lòng đến lòng trung thành hành vi chịu sự chi phối của chi phí chuyển đổi. Kết quả này cho phép chúng ta có thể kết luận: Chi phí chuyển đổi có tác động đến quá trình chuyển đổi từ sự hài lòng đến lòng trung thành hành vi của KHCN gửi tiền tiết kiệm đối với thương hiệu NHTM.

o Sự hài lòng tác động đến lòng trung thành hành vi dưới ảnh hưởng của biến

điều tiết cam kết từ mối quan hệ

Mô hình = 1: Y = LTTHV (Biến phụ thuộc) ; X = SHL; M = MQH

Tóm tắt mô hình

Mô hình

Trong đó: int_1 = SHL x MQH

R2 tăng lên do tác động

Tác động có điều kiện của X đến Y tại các giá trị của biến điều tiết

Giá trị của biến điều tiết định lượng là trung bình và Chuẩn ± 1 từ trung bình

Mức độ tin cậy cho tất cả các khoảng tin cậy là: 95%

Bảng 4.11: Kết quả tổng hợp hồi quy nhằm kiểm định giả thuyết H6 với lòng trung thành hành vi



R

R2

F

df1

df2

p

0,1806

0,0326

6,3387

1,0000

595,0000

0,0300



Hệ số hồi quy

se

T

P

LLCI

ULCI

Hằng số

0,0177

0,0386

0,2187

0,0006

0,0814

0,0826

MQHF

0,0382

0,0404

7,6200

0,0055

0,0329

0,2390

SHLF

0,0906

0,0388

7,7820

0,0200

0,0206

0,2008

int_1

0,0318

0,0430

2,854

0,0199

0,0069

0,0607




R2 thay đổi

F

df1

df2

p

int_1

0,0042

0,0608

1,0000

595,0000

0,0401


SPHF

Effect

se

t

p

LLCI

ULCI

-1,0000

0,3708

0,0478

9,200

0,0200

0,3903

0,4655

0,0000

0,3200

0,0410

10,5120

0,0050

0,3588

0,4389

1,0000

0,4090

0,0450

9,2008

0,0000

0,3103

0,3328


Nguồn: Kết quả tính toán của tác giả

Qua bảng trên ta thấy, hệ số hồi quy cho Int_1 (XM) là b3 = 0,0318 và t(595) = 2,854 có ý nghĩa thống kê (p=0,0401 < 0,05). Do đó, ảnh hưởng của sự hài lòng đến lòng trung thành hành vi chịu sự chi phối của cam kết từ mối quan hệ. Kết quả này cho phép chúng ta có thể kết luận: Cam kết từ mối quan hệ có tác động đến quá trình


chuyển đổi từ sự hài lòng đến lòng trung thành hành vi của KHCN gửi tiền tiết kiệm

đối với NHTM.

o Sự hài lòng tác động đến lòng trung thành hành vi dưới ảnh hưởng đồng thời của biến điều tiết chi phí chuyển đổi và cam kết từ mối quan hệ

Mô hình = 1: Y = LTTHV (Biến phụ thuộc) ; X = SHL; M = CPCĐ; W = MQH

Tóm tắt mô hình

Mô hình

Trong đó: int_1 = SHL x CPCĐ; int_2 = SHL x MQH

R2 tăng lên do tác động

Tác động có điều kiện của X đến Y tại các giá trị của biến điều tiết

Giá trị của biến điều tiết định lượng là trung bình và Chuẩn ± 1 từ trung bình Mức độ tin cậy cho tất cả các khoảng tin cậy là: 95%

Bảng 4.12: Kết quả tổng hợp hồi quy nhằm kiểm định giả thuyết H5 và H6 với lòng trung thành thái độ



R

R2

F

df1

df2

p

0,5006

0,2506

18,1270

3,0000

593,0000

0,0000



Hệ số hồi quy

se

T

P

LLCI

ULCI

Hằng số

-0,0508

0,0405

0,4359

0,0243

-0,0668

0,0490

CPCĐ

0,2493

0,03530

4,1209

0,0000

0,0596

0,3786

MQHF

0,0389

0,0412

6,6803

0,0106

0,2290

0,3226

SHL

0,0200

0,0467

0,4102

0,0280

0,0691

0,09016

int_1

0,0680

0,0206

2,2087

0,0005

0,0027

0,2043

int_2

0,0627

0,0278

2,1902

0,0402

0,0247

0,3722



R2 thay đổi

F

df1

Df2

P

int_1

0,0310

3,4760

1,0000

593,0000

0,0305

int_2

0,0380

3,9802

1,0000

593,0000

0,0008

Cả hai

0,0459

2,6328

2,0000

593,0000

0,0102


SPHF

Effect

se

t

p

LLCI

ULCI

-1,0000

0,3409

0,0426

7,6090

0,0000

0,2093

0,4547

0,0000

0,4567

0,0400

8,9800

0,0013

0,3376

0,4986

-1,0000

0,5038

0,0368

7, 70499

0,0333

0,3870

0,5908

1,0000

0,3670

0,0483

5,8903

0,0209

0,2671

0,4008

0,0000

0,3908

0,0408

7,1078

0,0000

0,2136

0,5507

1,0000

0,5086

0,05366

8,6894

0,0009

0,2766

0,5075

-1,0000

0,3208

0,0702

3,2369

0,0086

0,2019

0,4891

0,0000

0,3189

0,5769

6,3478

0,0002

0,3009

0,3097

1,0000

0,3200

0,0498

7,3954

0,4092

0,3908

0,4256


Nguồn: Kết quả tính toán của tác giả


Qua bảng trên ta thấy, hệ số hồi quy cho kết quả b4 = 0,0680; t(593) = 2,2087; P

= 0,0005 và b5 = 0,0627; t(593)= 2,1902; P = 0,0402 cả hai đều có ý nghĩa về mặt thống kê (p < 0,05), có nghĩa là cả chi phí chuyển đổi và cam kết từ mối quan hệ là các biến điều tiết ảnh hưởng đến quá trình chuyển đổi từ sự hài lòng sang lòng trung thành hành vi của KHCN gửi tiền tiết kiệm.

Cũng từ kết quả bảng trên cho thấy “R2 tăng lên do tác động” của biến điều tiết, sự tác động của cả hai biến điều tiết chiếm 4,59% sự chuyển đổi sự hài lòng sang lòng trung thành hành vi, F(593) = 0,0305; P = 0,0102. Sự điều tiết duy nhất bởi chi phí chuyển đổi chiếm 3,1%, sự chuyển đổi lòng trung thành thái độ, F(1;593)=3,4760; P = 0,0305. Sự điều tiết duy nhất bởi cam kết từ mối quan hệ chiếm 3.8%, sự chuyển đổi lòng trung thành thái độ, F(2;593)= 3,9802; P = 0,0008. Do đó, quá trình chuyển đổi từ sự hài lòng đến lòng trung thành hành vi chịu sự chi phối của cả hai yếu tố chi phí chuyển đổi và cam kết từ mối quan hệ.

So sánh tác động của hai biến điều tiết đến quá trình chuyển đổi từ sự hài lòng đến lòng trung thành hành vi và sự hài lòng đến lòng trung thành thái độ được thể hiện ở bảng dưới đây:

Bảng 4.13: So sánh tác động của biến điều tiết tới chuyển đổi lòng trung thành thái độ và lòng trung thành hành vi

R2 thay đổi

Lòng trung thành thái độ

Lòng trung thành hành vi

Điều tiết duy nhất bởi CPCĐ

4,3%

3,1%

Điều tiết duy nhất bởi MQH

4,8%

3,8%

Điều tiết bởi cả CPCĐ và MQH

5,1%

4,59%

Như vậy, bảng trên thấy rằng tác động của duy nhất biến điều tiết CPCĐ/MQH hay tác động bởi cả hai biến điều tiết đến quá trình chuyển đổi từ sự hài lòng sang lòng trung thành thái độ mạnh mẽ hơn quá trình chuyển đổi từ sự hài lòng sang lòng trung thành hành vi.

4.2.3.4. Phân tích cấu trúc đa nhóm

Phân tích cấu trúc đa nhóm được sử dụng để so sánh mô hình nghiên cứu theo các nhóm của các biến định danh. Trong nghiên cứu này sẽ phân tích cấu trúc đa nhóm theo giới tính.


Hình 4 12 Mô hình bất biến Hình 4 13 Mô hình khả biến Theo Nguyễn Đình Thọ và 1


Hình 4 12 Mô hình bất biến Hình 4 13 Mô hình khả biến Theo Nguyễn Đình Thọ và 2

Hình 4.12: Mô hình bất biến



Hình 4 13 Mô hình khả biến Theo Nguyễn Đình Thọ và Nguyễn Thị Mai Trang 2007b 3

Hình 4.13: Mô hình khả biến


Theo Nguyễn Đình Thọ và Nguyễn Thị Mai Trang (2007b), phương pháp phân tích cấu trúc đa nhóm gồm phương pháp khả biến và bất biến từng phần (cục bộ). Trong phương pháp khả biến, các tham số ước lượng trong từng mô hình của các nhóm không bị ràng buộc (hình 1.13). Trong phương pháp bất biến từng phần, thành phần đo lường không bị ràng buộc nhưng mối quan hệ giữa các khái niệm trong mô hình nghiên cứu bị ràng buộc có giá trị như nhau cho tất cả các nhóm (hình 1.14).

Phân tích cấu trúc đa nhóm sử dụng phương pháp ước lượng tối ưu ML; hàm tương thích F là hàm tổng hợp (general fit function)1 cho tất cả các nhóm; đồng thời, Chi-square được dùng để kiểm định sự khác biệt giữa hai mô hình khả biến và bất biến theo qui trình sau:

Bước 1: Ước lượng mô hình khả biến

Bước 2: Ước lượng mô hình bất biến

Bước 3: So sánh sự khác biệt giữa mô hình khả biến và bất biến thông qua kiểm

định hai giả thuyết:

- H0: Không có sự khác biệt giữa Chi-square của mô hình khả biến và bất biến.

- H1: Có sự khác biệt giữa Chi-square của mô hình khả biến và bất biến.

Kết quả kiểm định, nếu H0 được chấp nhận (P > 0,05), thì mô hình bất biến được chọn (vì có số bậc tự do cao hơn). Nghĩa là, không có sự khác nhau giữa các nhóm của biến định tính trong việc giải thích các biến trong mô hình.

Ngược lại, nếu H0 bị từ chối (P ≤ 0,05 - tức chấp nhận H1) thì mô hình khả biến sẽ được chọn (vì có độ tương thích cao hơn). Nghĩa là, có sự khác nhau giữa các nhóm của biến phân nhóm trong việc giải thích các biến trong mô hình.

Trong nghiên cứu này, tác giả thực hiện phân tích cấu trúc đa nhóm theo thuộc tính: đặc điểm của KHCN gửi tiền tiết kiệm tại các NHTM theo giới tính. Cụ thể kết quả phân tích đa nhóm được trình bày lần lượt dưới đây.

Phân tích đa nhóm theo giới tính

Biến nhân khẩu học giới tính được chia thành giới tính nam và giới tính nữ.


G ng


1 Hàm tương tích tổng hợp được tính theo công thức:

F = ∑ ( ) Fg { Sg + ∑g (Ө)}

gg ==11

g =1 n

Trong đó: n= n1 + n2 + … + nn (n là kích thước mẫutổng thể; n1, n2 , nn là kích thước mẫu của nhóm 1, 2 …, g ;

Fg { Sg + ∑g (Ө)} là hàm tương thích của nhóm g (dẫn theo Nguyễn Đình Thọ và Nguyễn Thị Mai Trang, 2007b, tr.208)

..... Xem trang tiếp theo?
⇦ Trang trước - Trang tiếp theo ⇨

Ngày đăng: 12/05/2023