دانلود مقاله در مورد حمایت از مشتری

عنوان مقاله:

حمایت از مشتری و وفاداری به برند: نقش میانجی کیفیت و اعتماد ارتباط با برند

Customer advocacy and brand loyalty: the mediating roles of brand relationship quality and trust

سال انتشار: 2022

رشته: مدیریت

گرایش: بازاریابی

دانلود رایگان این مقاله:

دانلود مقاله حمایت از مشتری

مشاهده سایر مقالات جدید:

مقالات ISI مدیریت

مقالات ISI بازاریابی

Results

Measurement model validation

In keeping with the recommendation of Hair et al. 2014, we relied on measurement model analysis in SmartPLS Release: 3.2.7 (Ringle et al. 2015) to ascertain the psychometric properties of all the constructs. Partial least squares structural equation modelling is useful for theory application and is neither afected by the size of the sample nor the distribution of data (Chin, 1998; Chin and Newstead 1999; Hair et al. 2017; Wold 1982). First, the psychometric properties of the six frst-order constructs with refective indicators were assessed and presented in Table 2. All standardised factor estimates were signifcant and spanned 0.73 to 0.93. The bootstrap t-values were estimated using 5000 subsamples (Tortosa et al. 2009). The composite reliability of all the measures ranged from 0.89 to 0.96, which is higher than the minimum threshold of 0.70. The average variance extracted (AVE) for each latent factor ranged from 0.66 to 0.81, which is greater than the recommended minimum of 0.50 (Hair et al. 2017). These results confrm convergent validity (Anderson and Gerbing 1988; Fornell and Larcker 1981). Furthermore, the latent variables showed moderate to high correlations between them as presented in Table 3 (Anderson and Gerbing 1988).

Discriminant validity was determined using the heterotrait-–monotrait ratio inference approach (HTMT) (Henseler et al. 2015). According to Henseler et al. (2015), the HTMT approach explains between 97 and 99% of discriminant validity as opposed to about 21% of discriminant validity captured by the traditional Fornell and Larcker (1981) approach. From Table 4, all the HTMT correlations fall within -1< HTMTinference<1, thus confrming discriminant validity for the six latent variable model. Since the main focus of this study is to examine customer advocacy, brand relationship quality, brand trust and brand loyalty (and not its antecedents), following the recommendations by Wetzels et al. (2009), we examined the measurement model again by modelling brand loyalty as a second-order formative latent variable with cognitive, afective and conative loyalty as three frst-order latent variables with refective indicators. This procedure is also consistent with previous studies (Back and Parks 2003; Dapena-Baron et al. 2020). Table 5 shows that reliability, convergent and discriminant validity were met at the second-order latent variable level as well.

Common method variance

As the data were obtained from a single source through a survey, common method variance may pose a challenge (Podsakof et al. 2003). Both procedural and statistical techniques were employed to minimise the threat of common method variance. Procedurally, well-established and validated scales were used to measure the constructs. Secondly, the questionnaire was accompanied by a cover letter that guaranteed anonymity and confdentiality of data provided. Statistically, two remedies were used to check for common

(دقت کنید که این بخش از متن، با استفاده از گوگل ترنسلیت ترجمه شده و توسط مترجمین سایت ای ترجمه، ترجمه نشده است و صرفا جهت آشنایی شما با متن میباشد.)

نتایج

اعتبارسنجی مدل اندازه گیری

مطابق با توصیه Hair et al. در سال 2014، ما به تجزیه و تحلیل مدل اندازه گیری در SmartPLS Release: 3.2.7 (Ringle et al. 2015) تکیه کردیم تا ویژگی های روان سنجی همه سازه ها را مشخص کنیم. مدل‌سازی معادلات ساختاری حداقل مربعات جزئی برای کاربرد تئوری مفید است و نه تحت تأثیر حجم نمونه و نه توزیع داده‌ها قرار می‌گیرد (Chin، 1998؛ Chin and Newstead 1999؛ Hair et al. 2017; Wold 1982). ابتدا، ویژگی‌های روان‌سنجی شش سازه مرتبه اول با شاخص‌های بازتابی مورد ارزیابی قرار گرفت و در جدول 2 ارائه شد. همه تخمین‌های عامل استاندارد شده معنی‌دار بودند و بین 73/0 تا 93/0 را در بر می‌گرفتند. مقادیر t-bootstrap با استفاده از 5000 نمونه فرعی برآورد شد (Tortosa et al. 2009). پایایی ترکیبی تمامی معیارها بین 0.89 تا 0.96 بود که بالاتر از حداقل آستانه 0.70 است. میانگین واریانس استخراج شده (AVE) برای هر عامل نهفته بین 0.66 تا 0.81 بود که از حداقل توصیه شده 0.50 بیشتر است (Hair et al. 2017). این نتایج اعتبار همگرا را تایید می کند (اندرسون و گربینگ 1988؛ فورنل و لارکر 1981). علاوه بر این، متغیرهای پنهان همبستگی متوسط ​​تا زیاد را بین آنها نشان دادند که در جدول 3 ارائه شده است (اندرسون و گربینگ 1988).

روایی افتراقی با استفاده از رویکرد استنتاج نسبت heterotrait--monotrait (HTMT) تعیین شد (Henseler et al. 2015). به گفته هنسلر و همکاران. (2015)، رویکرد HTMT بین 97 تا 99 درصد از اعتبار متمایز را توضیح می دهد که در مقابل حدود 21 درصد از اعتبار تفکیکی که توسط رویکرد سنتی فورنل و لارکر (1981) بدست آمده است. از جدول 4، تمام همبستگی های HTMT در -1<HTMTinference<1 قرار می گیرند، بنابراین اعتبار متمایز برای مدل شش متغیر پنهان تایید می شود. از آنجایی که تمرکز اصلی این مطالعه بررسی حمایت از مشتری، کیفیت ارتباط با برند، اعتماد به برند و وفاداری به برند (و نه پیشینیان آن)، پیروی از توصیه‌های Wetzels و همکاران است. (2009)، مدل اندازه‌گیری را دوباره با مدل‌سازی وفاداری به برند به‌عنوان یک متغیر پنهان شکل‌دهنده مرتبه دوم با وفاداری شناختی، عاطفی و همبستگی به‌عنوان سه متغیر پنهان مرتبه اول با شاخص‌های بازتابی بررسی کردیم. این روش همچنین با مطالعات قبلی مطابقت دارد (Back and Parks 2003؛ Dapena-Baron et al. 2020). جدول 5 نشان می دهد که پایایی، روایی همگرا و تفکیک در سطح متغیر پنهان مرتبه دوم نیز وجود دارد.