نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسنده
بنادر ودریانوردی
چکیده
هدف این مطالعه بررسی تاثیر سرمایة اجتماعی و ابعاد آن (سرمایة ساختاری، سرمایة شناختی و سرمایة ارتباطی) بر مدیریت ارتباط با مشتری در سازمان است. تحقیق حاضر بر اساس هدف از نوع کاربردی و بر اساس ماهیت و نحوه گردآوری دادهها از نوع توصیفی ـ همبستگی است. جامعه مورد مطالعه این تحقیق کلیه کارکنان سازمان بنادر استان خوزستان میباشد که یک نمونه 318 نفری از آنها انتخاب و بررسی شد. ابزار تحقیق پرسشنامه بود. پایایی پرسشنامه به روش آلفای کرونباخ و با مقدار 806/0 مورد تایید قرا گرفت. دادههای گردآوریشده با استفاده از رویکرد دو مرحلهای مدل معادلات ساختاری به کمک نرم افزار AMOS16 تجزیه و تحلیل شد. یافتههای مطالعه نشان داد مدل پیشنهادی تحقیق از برازش مطلوبی برخوردار است و مطابق نتایج سرمایة اجتماعی و ابعاد ان بر روی مدیریت ارتباط با مشتری تاثیر مثبت و معناداری دارد.
کلیدواژهها
1- مقدمه
بیشک میتوان گفت مهمترین دارایی اغلب سازمانها مشتریان آنها هستند. مشتریان به خاطر ارتباط مستقیمی که با اقدامات یک سازمان دارند، منبع ارزشمندی برای فرصتها، تهدیدات و سوالات عملیاتی مرتبط با صنعت مربوطه محسوب میشوند. امروزه برای رشد و بقا در عرصه رقابت اقتصادی، شرکتها و سازمانها باید به ارتباط با مشتری اهمیت ویژهای داده و ارتباط خود با مشتریان را بیش از پیش ارتقا بخشند. در کسب و کارهای جدید، بهدست آوردن رضایت مشتریان جایگاه حیاتی و مهمی را در اهداف شرکتها به خود اختصاص داده است، و مدیران ارشد بهخوبی میدانند موفقیت آنها در رسیدن به اهداف کلان و در گروی جلب رضایت مشتریان است (دموری و همکاران، 1392). بنابراین، شرکتها باید بیاموزند که چه عواملی بر ارتباط با مشتری موثرند. سرمایة اجتماعی عامل مهم اثرگذار بر ارتباط با مشتری هستند (ژانگ[1] و همکاران، 2011).
یکی از مفاهیم مهم و فرارشتهای در بحث مدیریت پدیدههای اجتماعی، مفهوم سرمایة اجتماعی است. پاتنام، سرمایة اجتماعی را مجموعهای از مفاهیمی مانند اعتماد، هنجارها و شبکهها میداند که موجب ایجاد ارتباط و مشارکت بهینه اعضای یک اجتماع شده و در نهایت منافع متقابل آنان را تأمین خواهد کرد. از نظر وی اعتماد و ارتباط متقابل اعضا در شبکه، به عنوان منابعی هستند که در کنشهای اعضای جامعه موجود است (پاتنام، 2000). با توجه به اینکه امروزه رضایت مشتری اساس موفقیت هر شرکت در رقابت میباشد و این مسئله برای محقق پیش آمد که عوامل مؤثر بر رضایت مشتریان چیست و چگونه میتواند به رضایت مشتری دست یافت.
1-1- ادبیات تحقیق
1-1-1- مفهوم سرمایة اجتماعی
سرمایه، یک منبع کلی است که اجتماع افراد و گروههای اجتماعی و نهایتا کل جامعه از آن استفاده میکنند تا هدفهای خود را تحقق بخشند. یعنی ابزارهایی که فرد، گروه، نهاد یا جامعهای برای رسیدن به هدفهایش از آنها استفاده میکند، سرمایه نامیده میشود (موسوی، 1386). یکی از مفاهیم فرارشتهای مهم در بحث مدیریت پدیدههای اجتماعی، مفهوم سرمایة اجتماعی است. از سال 1990 به اینسو، مفهوم و نظریه سرمایة اجتماعی با اقبال قابل توجه اندیشمندان و محققان رشتههای مختلف علوم اجتماعی مواجه شد (ترکمانی، 1386). اندیشمندان برحسب دیدگاههای خود تعاریف مختلفی از سرمایة اجتماعی به عمل آوردهاند که فصل مشترک آنها را میتوان به این صورت بیان کرد: سرمایة اجتماعی، پتانسیل نهفته در روابط بین افراد و گروههای یک جامعه است که باعث انجام امورات آنها میشود (سعادت، 1386). پاتنام، سرمایة اجتماعی را مجموعهای از مفاهیمی مانند اعتماد، هنجارها و شبکهها میداند که موجب ایجاد ارتباط و مشارکت بهینه اعضای یک اجتماع شده و در نهایت منافع متقابل آنان را تأمین خواهد کرد. از نظر وی اعتماد و ارتباط متقابل اعضا در شبکه، به عنوان منابعی هستند که در کنشهای اعضای جامعه موجود است (پاتنام، 2000).
اولین توضیح و تفسیر یکپارچه این اصطلاح توسط بوردیو در سال 1972 ارائه شد. دردهة 1980 فصل مهمی از کتاب "بنیانهای نظریه اجتماعی" به بحث سرمایة اجتماعی اختصاص یافت و در سرتاسر کتاب عناصر و اجزای سرمایة اجتماعی توضیح داده شد. دردهه 1990 مفهوم سرمایة اجتماعی توسط بانک جهانی و کتاب "بولینگ تک نفره" رابرت پاتنام شهرت به مسئله اساسی پژوهشها تبدیل شد و شهرت عام پیدا کرد (پیراهری، 1388). اندیشه اصلی سرمایة اجتماعی این است که خانواده، دوستان و همکاران دارایی بسیار مهمی را تشکیل میدهند که یک فرد میتواند در شرایط بحرانی از آنها بهره گیرد یا برای منافع مادی خود استفاده کند و البته این مساله برای گروه بیشتر نیز صدق میکند (توسلی و موسوی، 1382).
1-1-2- مفهوم مدیریت ارتباط با مشتریان
مدیریت ارتباط با مشتری، یکی از تکنیکهایی است که در دهه 90 میلادی همراه با توسعه فناوریهای اطلاعات و ارتباطات به عنوان رویکردی مهم در کسب و کار و با هدف بازگشت به بازاریابی شخصی، تعریف و تکامل یافت. امروزه تنها رضایتمندی مشتریان برای ماندگاری آنها در سازمان کافی نمیباشد، بلکه باید در عین رضایتمندی از وفاداری آنها نیز اطمینان حاصل شود. در این ارتباط هدف برقراری روابط بلندمدت و متقابل با گروههای ذینفع سازمان و بالاخص مشتریان است، بهنحوی که مشتریان بیشتری حفظ شود و مشتریان کمتری سازمان را ترک کنند که نتیجه آن کسب سهم بیشتر از بازار و سودآوری یبیشتر برای سازمان است (الهی و همکاران، 1387). امروزه، مدیریت روابط مشتری (CRM) بهعنوان یک راهبرد مشتریمحور برپایۀ IT بهطور فزایندهای توسط شرکتهای مختلف بهکار گرفته میشود و مؤسسات گوناگون سرمایهگذاریهای زیادی روی CRM انجام میدهند. (سوکیم[2] و همکاران، 2010). مدیریت ارتباط با مشتری فرآیند سازمانی کارکردی متقابلی است که بر ایجاد، حفظ و افزایش روابط طولانی مدت با مشتریان مهم و جالبتوجه تمرکز دارد (پاین و فرو[3]، 2005؛پارواتیار و شیت[4]، 2001). امروزه، قابلیتهای CRM و فعالیتهای CRM جزء فرآیندهای سازمانی قرار گرفته است و مهارتها و دانش انباشته شرکتها بهمنظور "شناخت مشتریان و چشماندازهای جالبتوجه"، بهکار گرفته میشود و حفظ روابط با مشتریان مهم را منعکس میسازد. (مورگان و همکاران، 2009). پیادهسازی موفق پروژههای CRM به مشتریمداری وابسته است (جایاچاندران[5]و همکاران، 2005). مشتریمداری مفهومی مبتنی بر فرهنگ است و ارزشها، هنجارهای رفتاری و شیوههای ذهنی مشترکی را منعکس میکند که شرکت را قادر میسازد تا نفع مشتریان را در اولویت نخست قرار دهد (دش پاندی[6]و همکاران، 1993؛ دیووندنبالت، 2002).
مشتریمداری بهعنوان فرهنگ سازمانی، نوع خاصی از منابع VRINموجود برای شرکت میباشد. هرچند خود فرهنگ نمیتواند مستقیما بر عملکرد شرکت تاثیر گذارد. اما مشتریمداری بین سازمانی را به سمت اجرای فعالیتهای CRMسوق میدهد (دی، 2000)، که با تاکید بیشتر به آغاز و حفظ روابط طولانیمدت با مشتری میانجامد. بنابراین مشتریمداری میتواند قابلیتهای CRM یک شرکت را تقویت کند و در نتیجه عملکرد شرکت را بهبود بخشد. به عبارت دیگر یک شرکت مشتریمدار واقعی به احتمال زیاد از قابلیتهای CRM بیشتری برخوردار است و مزیتهای رقابتی با دوامی را ایجاد میکند.
1-1-3- پیشینه تحقیق
ولیخانی و همکاران (1391)، در مطالعه خود با عنوان «بررسی میزان هوش اخلاقی مدیران و تاثیر آن بر سرمایة اجتماعی سازمان (مطالعه موردی: مدیران بانکهای دولتی شهر اصفهان)»، به بررسی میزان هوش اخلاقی مدیران و تاثیر آن بر سرمایة اجتماعی سازمان پرداختند. نمونه مورد مطالعه در پژوهش ایشان 208 نفر از مدیران بانکهای دولتی شهر اصفهان بود. یافتههای مطالعه نشان داد که هوش اخلاقی و ابعاد آن بر سرمایة اجتماعی تاثیر دارد و از بین مولفهها، مسئولیتپذیری بالاترین قدرت تببین سرمایة اجتماعی را کسب کرد.
دموری و همکاران (1392)، در مطالعه خود باعنوان «نوآوری در مدیریت ارتباط با مشتری با تأکید بر بازاریابی ارتباطات انسانی»، به بررسی تاثیر بازاریابی ارتباطات انسانی بر مدیریت ارتباط با مشتری پرداختند. نمونه مورد مطالعه ایشان 90 نفر از کارکنان بیمه در سطح شهرستان یزد بود. آنها به کمک مدل معادلاتساختاری و تحلیل دادههای تحقیق نتیجه گرفتند که بین بازاریابی ارتباطات انسانی و مشتریمداری رابطه معنادار و مثبتی وجود دارد. همچنین رضایت شغلی در ارتباط بین بازاریابی ارتباطات انسانی، مشتریمداری نقش میانجی دارد.
ژنگ[7]و همکاران (2011)، مطالعهای با عنوان «بازاندیشی رهبری اخلاقی، سرمایة اجتماعی و ارتباط با مشتری»، بهمنظور کشف تاثیر رهبری اخلاقی و سرمایة اجتماعی بر روی ارتباط با مشتری انجام دادند. نمونه مورد مطالعه ایشان 215 نفر از مدیران ارشد شرکتهای چینی بود. نتایج تجزیه و تحلیل دادهها به کمک مدل معادلات ساختاری مشخص کرد که رهبری اخلاقی و سرمایة اجتماعی تاثیر مثبت و معناداری بر ارتباط با مشتری دارند.
مسئله اصلی این تحقیق این است که آیا سرمایة اجتماعی بر ارتباط با مشتری در سازمان تاثیر دارد؟
2- روش تحقیق
در این مطالعه، روش تحقیق بر اساس هدف کاربردی و بر اساس نحوه گردآوری دادهها توصیفی و از نوع همبستگی است که با تحلیل ماتریس همبستگی یا کوواریانس انجام میشود. چون در پژوهش انجامشده رابطه بین متغیرها بر اساس تحلیل عاملی، استخراج و بررسی میشود (سرمد و همکاران، 1391). جامعه مورد نظر این پژوهش، کلیه کارکنان بنادر آبادان و خرمشهر در سال 1393 میباشد. حجم جامعه آماری این تحقیق 900 نفر بود که برای بهدست آوردن حجم نمونه، از فرمول کوکران مربوط به جامعه محدود، استفاده شد، که برای نمونه مورد مطالعه تعداد 269 نفر بهدست آمد. روش نمونهگیری مورداستفاده در این مطالعه نمونهگیری غیرتصادفی و بهطور خاص در دسترس بود. به دلیل احتمال بازگشت پرسشنامهها و یا عدم پاسخگویی صحیح و غیرقابل استفاده بودن پرسشنامهها، 20% به تعداد نمونه مورد طالعه اضافه شد و تعداد نمونه برابر با 330 نفر تعیین، و پرسشنامهها توزیع گردید. در نهایت 318 پرسشنامه جمعآوری و مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفت.
فرضیات تحقیق به این شرحاند:
فرضیه اصلی: سرمایة اجتماعی بر ارتباط با مشتری در سازمان بنادر تاثیر مثبت و معناداری دارد.
فرضیه فرعی اول: سرمایة ساختاری بر ارتباط با مشتری در سازمان بنادر تاثیر مثبت و معناداری دارد.
فرضیه فرعی دوم: سرمایة شناختی بر ارتباط با مشتری در سازمان بنادر تاثیر مثبت و معناداری دارد.
فرضیه فرعی سوم: سرمایة ارتباطی بر ارتباط با مشتری در سازمان بنادر تاثیر مثبت و معناداری دارد.
بر اساس فرضیات تحقیق مدل مفهومی این تحقیق به صورت زیر طراحی شد و مورد سنجش نهایی قرار گرفت.
سرمایة ساختاری |
سرمایة اجتماعی |
ارتباط با مشتری |
سرمایة ارتباطی |
سرمایة شناختی |
شکل (1): مدل مفهومی تحقیق (ژانگ و همکاران، 2011)
پرسشنامه این تحقیق یک پرسشنامه محققساخته بود و در طیف پنج گزینهای لیکرت (از شدیداً موافق تا شدیداً مخالف) سنجیده شد. روایی محتوایی (صوری و منطقی) توسط افراد متخصص مرتبط با موضوع پژوهش تایید، و نظرات مشورتی آنها گردآوری شد و جهت اصلاح و تکمیل پرسشنامه مورد استفاده قرار گرفت. پایایی آن به روش آلفای کرونباخ که در بین روشهای تعیین پایایی بیشتر استفاده میشود، صورت پذیرفت (سرمد و همکاران، 1391). نتایج آزمون الفای کرونباخ و تعداد سوالات در هر بخش و متغیر به تفکیک در جدول (1) ارائه شده است.
جدول (1): ضرایب آلفای کرونباخ
ردیف |
نام متغیر |
ابعاد |
تعداد سوالات |
آلفای کرونباخ ابعاد |
آلفای کرونباخ کلی |
تعداد نمونه |
1 |
سرمایة اجتماعی |
سرمایة ساختاری |
5 |
731/0 |
837/0 |
318 |
سرمایة شناختی |
6 |
872/0 |
||||
سرمایة ارتباطی |
5 |
831/0 |
||||
2 |
ارتباط با مشتری |
- |
6 |
- |
753/0 |
318 |
3 |
مجموع متغیرها |
- |
22 |
- |
806/0 |
318 |
3- تجزیه و تحلیل دادهها
3-1- آمار توصیفی
مجموعه کارکنان مورد مطالعه در اداره کل بنادر خوزستان 318 نفر بودند که تحلیل جمعیتشناختی آن در جدول (2) ارائه شده است.
جدول (2): درصد و تعداد توزیع نمونه آماری در بخش جمعیتشناختی
آمار توصیفی 318 =N |
جنسیت |
مرد |
زن |
بدون جواب |
درصد |
2/74% |
5/24% |
3/1% |
|
تعداد (نفر) |
236 |
78 |
4 |
|
تاهل |
متاهل |
مجرد |
بدون جواب |
|
درصد |
1/76% |
3/23% |
6/0% |
|
تعداد (نفر) |
242 |
74 |
2 |
|
توزیع سنی |
کمتر از20 سال |
21 تا 30 سال |
31 تا40 سال |
|
درصد |
6% |
1/20% |
4/37% |
|
تعداد (نفر) |
2 |
64 |
119 |
|
توزیع سنی |
41 تا50 سال |
بالای 50 سال |
بدون جواب |
|
درصد |
8/20% |
1/20% |
9% |
|
تعداد (نفر) |
66 |
64 |
3 |
|
مدرک تحصیلی |
دیپلم و زیر آن |
فوق دیپلم |
لیسانس |
|
درصد |
7/5% |
9/17% |
4/49% |
|
تعداد (نفر) |
18 |
57 |
157 |
|
مدرک تحصیلی |
فوق لیسانس و بالاتر |
|
|
|
درصد |
8/25% |
|
|
|
تعداد (نفر) |
82 |
|
|
|
سایقه کار |
زیر یک سال |
2 تا 5 سال |
6 تا10سال |
|
درصد |
5/2% |
9/17% |
8/25% |
|
تعداد (نفر) |
8 |
57 |
95 |
|
سایقه کار |
11 تا 16سال |
بالای 16 سال |
|
|
درصد |
11% |
8/42% |
|
|
تعداد (نفر) |
42 |
136 |
|
3-2- آمار استنباطی
در این مرحله، برای تجزیه و تحلیل دادهها و بررسی فرضیههای تحقیق از مدل معادلات ساختاری استفاده شد. مدلسازی معادلات ساختاری به منزلة یک روش کمی است که به محقق کمک میکند تا کل پژوهش خود را ،از مطالعات نظری و تدوین آنها گرفته تا تحلیل دادههای تجربی، در یک قالب چندمتغیره ساماندهی کند. این روش به پژوهشگر کمک میکند تا الگویی نظری را که از اجزای مختلف و متنوعی تشکیل یافته است، هم بهطور کلی و هم به گونهای جزئی آزمون و بررسی کند. یعنی مشخص میشود که آیا دادههای گردآوریشده از یک نمونه، کلیت الگوی نظری تدوینشده را مورد حمایت قرار میدهد یا خیر، و کدامیک از اجزای الگوی نظری تدوینشده با توجه به دادههای گردآوریشده تأیید میشوند و کدامیک نیاز به تغییر، اصلاح و یا حذف دارند (مومنی، 1390).
یک مدل معادله ساختاری در شکل عمومیاش از دو نوع مدل و انواعی از متغیرها تشکیل شده است. دو نوع مدل تشکیلدهنده مدل معادله ساختاری عبارتند از: (1) مدل اندازهگیری که جزئی از مدل معادله ساختاری است و نحوه سنجش یک متغیر پنهان را با استفاده از دو یا تعداد بیشتری متغیر مشاهدهشده تعریف میکند و (2) مدل ساختاری که جزئی از مدل معادله ساختاری است و نشان میدهد متغیرهای پنهان چگونه بر یکدیگر اثر میگذارند (قاسمی، 1389).
در ارزیابی مدل پیشنهادی تحقیق با روش مدل معادلات ساختاری، از رویکرد دو مرحلهای ارائهشده توسط اندرسون و گربینگ[8](1988) پیروی شد. در این رویکرد، در مرحله اول از روش تحلیل عاملی تأییدی (CFA)، برای ارزیابی مدلهای اندازهگیری استفاده میشود. در تحلیل عاملی تأییدی، قابلیت اطمینان و اعتبار مدل اندازهگیری تحت اصول SEM[9] بررسی میشود. در مرحله دوم، با استفاده ازSEM ، اعتبار و برازش مناسب مدل با توجه به ساختار دادهها ارزیابی میشود. لذا در این مطالعه با استفاده از رویکرد دو مرحلهای ابتدا صحت مدلهای اندازهگیری بررسی، و سپس با استفاده از تحلیل معادلات ساختاری، مدل پیشنهادی ارزیابی شد و دستآخر فرضیههای پژوهش مورد آزمون قرار گرفتند.
تحلیل عاملی تاییدی یکی از مهمترین ابزارهایی است که امکان بررسی صحت و سقم ساختار عاملی از پیش تعیینشده برای متغیرهای مشاهدهشده پژوهش را به پژوهشگر میدهد. به عبارت دیگر، این تکنیک به پژوهشگر اجازه میدهد تا به آزمون این فرضیه که بین متغیرهای مشاهدهشده و سازههای نهفته رابطه وجود دارد، بپردازد (کلانتری،1390). در مدلسازی معادلات ساختاری به گویه یا هر متغیری که بتوان آن را مستقیماً سنجید، متغیر آشکار گفته میشود و به متغیری که از طریق گویهها مقدار آن سنجیده میشود، متغیر پنهان گفته میشود. متغیرهای پنهان به دو دسته متغیرهای بیرونی یعنی متغیرهایی که هیچ پیکان یک سویهای به سمت آن نشانه نرفته است و متغیر درونی یعنی عنصری از مدل ساختاری که حداقل یک پیکان یک سویه به سمت آن نشانه رفته است، تقسیم میشود (قاسمی، 1389).
3-3- مدل اندازهگیری متغیر سرمایة اجتماعی
بر اساس مدل مفهومی، برای اندازهگیری متغیر سرمایة اجتماعی از یک مدل عاملی مرتبه دوم استفاده شد. قبل از بیان و بررسی مدل عاملی این متغیر، لازم است تفاوت مدل عاملی مرتبه اول و مرتبه دوم روشن شود. در مدلهای عاملی مرتبه اول فرض بر این است که امتیاز هر مورد مطالعه در یک متغیر، در واقع منعکسکننده وضعیت آن مورد در یک عامل زیربناییتر است که به دلیل پنهان بودنش امکان اندازهگیری مستقیم آن وجود ندارد. اما این عامل زیربنایی و پنهان خود از ابعاد عامل پنهان دیگری محسوب نمیشود و در واقع تنها یک لایه از متغیر یا متغیرهای پنهان در مدل وجود دارد. مدل عاملی مرتبه دوم نوعی از مدل عاملی است که در آن، عاملهای پنهانی که با استفاده از متغیرهای مشاهده شده اندازهگیری میشوند، خود تحت تاثیر یک متغیر زیربناییتر و بهعبارتی متغیر پنهان دیگر اما در یک سطح بالاتر قرار دارند. این مدلها نسبت به مدلهای عاملی مرتبه اول کاربردیترند اما ضعف شناسایی مدل در آنها وجود دارد (قاسمی، 1389).
در این مطالعه برای اندازهگیری متغیر سرمایة اجتماعی از یک مدل عاملی مرتبه دوم متشکل از سه متغیر پنهان شامل سرمایة شناختی، سرمایة ارتباطی و سرمایة ساختاری که با 16 متغیر مشاهدهشده سنجیده میشوند، استفاده گردید. شکل زیر نمای این مدل را در فرم اولیه و در حالت استاندارد نشان میدهد.
شکل (2): مدل اندازهگیری متغیرسرمایة اجتماعی
اولین گام برای بررسی صحت یک مدل اندازهگیری، بررسی برازش آن است. به این منظور از شاخصهای برازش استفاده شد. شاخصهای کلی برازش برای مدل اندازه گیری متغیر کارکردهای سرمایة اجتماعی ( نتایج تحلیل عاملی تاییدی) با استفاده از نرم افزار ایموس[10] نسخه 16 در جدول (3) نشان داده شده است.
جدول (3): نتایج تحلیل عاملی تاییدی متغیر سرمایة اجتماعی
گروهبندی شاخصها |
نام شاخص |
اختصار |
مدل اولیه |
برازش قابلقبول |
شاخصهای برازش مطلق |
سطح تحت پوشش کای اسکوئر |
2χ |
000/0 |
بیشتر از 5% |
شاخص نیکویی برازش |
GFI |
756/0 |
نزدیک به 1 |
|
شاخص نیکویی برازش اصلاح شده |
AGFI |
672/0 |
نزدیک به 1 |
|
شاخصهای برازش تطبیقی |
شاخص برازش توکر-لویس |
TLI |
643/0 |
90%TLI> |
شاخص برازش هنجار شده |
NFI |
671/0 |
90%NFI> |
|
شاخص برازش تطبیقی |
CFI |
700/0 |
90%CFI> |
|
شاخص برازش افزایشی |
IFI |
702/0 |
90%IFI> |
|
شاخصهای برازش مقتصد |
شاخص برازش مقتصد هنجار شده |
PNFI |
564/0 |
بالاتر از 50% |
ریشه میانگین مربعات خطای برآورد |
RMSEA |
141/0 |
کمتر از 8% |
|
شاخص برازش کای اسکوئر بر درجه آزادی |
2/dfχ |
285/7 |
بین 1 تا 5 |
همانگونه که اطلاعات جدول (3) نشان میدهد عموم شاخصهای برازش وضعیت مطلوبی را نشان نمیدهند. بههمین منظور لازم است اصلاحاتی در مدل اندازهگیری متغیرهای بیرونی انجام شود. پژوهشگران برای اصلاح مدل خود از شاخصهای اصلاح[11] استفاده میکنند. این شاخصها برآورد میکنند که در صورت آزادگذاتشن پارامتر یا پارامترهایی که در حال حاضر ثابت یا مقید تعریف شدهاند، چقدر از مقدار کای اسکوئر (K2) مدل کاسته میشود (قاسمی، 1389). در این مطالعه، بعد از بررسی اصلاحات پیشنهادی گزارششده، مشخص شد که با همبسته کردن چند متغیر خطا، مقدار کای اسکوئر به مقدار قابل توجهی کاهش مییابد و سایر شاخصهای برازش نیز بهبود مییابند، مندرجات جدول (4) وضعیت برازش مدل را پس از انجام اصلاحات نشان میدهد.
جدول (4): نتایج تحلیل عاملی تاییدی متغیر سرمایة اجتماعی در حالت اصلاحشده
گروهبندی شاخصها |
نام شاخص |
اختصار |
مدل اولیه |
برازش قابلقبول |
شاخصهای برازش مطلق |
سطح تحت پوشش کای اسکوئر |
2χ |
000/0 |
بیشتر از 5% |
شاخص نیکویی برازش |
GFI |
928/0 |
نزدیک به 1 |
|
شاخص نیکویی برازش اصلاح شده |
AGFI |
892/0 |
نزدیک به 1 |
|
شاخصهای برازش تطبیقی |
شاخص برازش توکر ـ لویس |
TLI |
933/0 |
TLI>90٪ |
شاخص برازش هنجار شده |
NFI |
912/0 |
NFI>90٪ |
|
شاخص برازش تطبیقی |
CFI |
950/0 |
CFI>90٪ |
|
شاخص برازش افزایشی |
IFI |
950/0 |
IFI>90٪ |
|
شاخصهای برازش مقتصد |
شاخص برازش مقتصد هنجار شده |
PNFI |
691/0 |
بالاتر از 50% |
ریشه میانگین مربعات خطای برآورد |
RMSEA |
061/0 |
کمتر از 8% |
|
شاخص برازش کای اسکوئر بر درجه آزادی |
2/dfχ |
172/2 |
بین 1 تا 5 |
چندین شاخص برای تعیین برازش مناسب مدلهای تحقیق بهکار میرود که میتوان به شاخص نیکویی برازش (GFI)، شاخص برازش تطبیقی (CFA)، شاخصهای برازش هنجارنشده یا توکر ـ لویس (TLI) و شاخص ریشه دوم میانگین مربعات خطای برآورد (RMSEA) اشاره کرد. هرچه GFI به یک نزدیکتر باشد، الگوی دادهها برازش بهتری دارد. شاخصهای برازش هنجارنشده یا توکر ـ لویس (TLI) و شاخص برازش تطبیقی (CFA) نیز در دامنههای بزرگتر از 90/0 قابلقبول بیانگر برازش مناسب مدل میباشند (میدسکر[12]و همکاران، 1994). مطابق جدول (4) مقادیر این دو شاخص (TLI و CFA) بزرگتر از 90/0 است که بیانگر قابلقبول بودن برازش مدل اندازهگیری است. شاخص ریشه دوم میانگین مربعات خطای برآورد یا RMSEA نیز در الگوهای قابلقبول دارای مقدار 08/0یا کمتر است (میدسکرو همکاران، 1994). همانطور که در جدول (4) مشاهده میشود مقدار این شاخص برای الگوهای اندازهگیری کمتر از 08/0 است که خبر از برازش خوب الگوها توسط دادهها میدهد. با توجه به مطالب بالا میتوان نتیجه گرفت که مدل اندازهگیری از برازش خوبی برخوردار است، یعنی متغیرهای آشکار به خوبی میتوانند متغیر پنهان سرمایة اجتماعی را اندازهگیری کنند. جدول (5) مدل عاملی را در حالت تخمین استاندارد و سطح معناداری نشان میدهد.
جدول (5): نتایج تحلیل عاملی تاییدی متغیر سرمایة اجتماعی
سازه |
متغیرهای مشاهدهشده |
وزنهای استاندارد رگرسیون |
نسبت بحرانی (c. r.) |
P |
سرمایة اجتماعی |
سرمایة شناختی COGN |
1 |
387/4 |
*** |
سرمایة ارتباطی COMM |
514/0 |
|
|
|
سرمایة ساختاری Struc |
920/0 |
198/3 |
001/0 |
|
سرمایة شناختی |
COGN1 |
419/0 |
|
|
COGN2 |
431/0 |
622/6 |
*** |
|
COGN3 |
671/0 |
754/6 |
*** |
|
COGN4 |
754/0 |
025/7 |
*** |
|
COGN5 |
797/0 |
130/7 |
*** |
|
سرمایة ارتباطی |
COMM1 |
400/0 |
|
|
COMM2 |
379/0 |
440/8 |
*** |
|
COMM3 |
340/0 |
313/6 |
*** |
|
COMM4 |
850/0 |
011/7 |
*** |
|
COMM5 |
867/0 |
033/7 |
*** |
|
COMM6 |
803/0 |
923/6 |
*** |
|
سرمایة ساختاری |
Struc1 |
753/0 |
795/3 |
*** |
Struc2 |
785/0 |
807/3 |
*** |
|
Struc3 |
143/0 |
684/2 |
0.007 |
|
Struc4 |
060/0- |
084/1- |
0.278 |
|
Struc5 |
431/0 |
|
|
با توجه به ادبیات مدل معادلات ساختاری، برای اینکه متغیر مشاهدهشده، بهعنوان معرف مناسب یک متغیر پنهان در نظر گرفته شود باید دارای حد قابلقبولی بار عاملی (بیش از 4/0) باشد و نیز با توجه به ضرایب معناداری یا نسبت بحرانی، معنادار باشد.
با توجه به جدول (5) که مدل عاملی مرتبه دوم متغیر سرمایة اجتماعی را نشان میدهد و از آنجا که عاملهای دارای مقدار وزن رگرسیونی استاندارد یا بار عاملی بیشتر از 4/0 معنادار و قابلقبول تلقی میباشند (کلمپر، 1995)، و با توجه اینکه همه وزنهای رگرسیونی در مدل موردبررسی به جز Struc3 و Struc4 مقادیری بزرگتر از 40/0 دارند، پس از نظر بار عاملی در حد قابلقبولی قرار دارند. همچنین با توجه به ضرایب معناداری (نسبت بحرانی) اشارهشده در جدول (5) و بر اساس سطح معناداری 05/0 که برای معناداربودن هر متغیر مشاهدهشده، مقدار نسبت بحرانی باید بیشتر از 96/1یا کمتر از 96/1- باشد، به عبارت دیگر، مقدار پارامتر بین دو دامنه در الگو مهم شمرده نمیشود، همچنین مقادیر بین این دو مقدار حاکی از عدم وجود تفاوت معنادار مقدار محاسبهشده برای وزنهای رگرسیونی با مقدار صفر در سطح 95% دارد. مشاهده میشود که میزان برای تمام متغیرهای مشاهدهشده به جز Struc4 معنادار است. بنابراین بهطور کلی میتوان گفت تمام عوامل در نظر گرفتهشده به جز Struc3 و Struc4 تایید میشوند و برازش کلی حاکی از برازش خوب مدل اندازهگیری مورد مطالعه با دادههای مشاهدهشده میباشد.
3-4- مدل اندازهگیری متغیر ارتباط با مشتری
ارتباط با مشتری سومین متغیری است که مدل اندازهگیری آن بررسی شد. برای اینکه مدل اندازهگیری یا همان تحلیل عاملی تاییدی، تایید شود، اولاً باید شاخصهای آن برازش مناسبی داشته باشند، ثانیا باید ضرایب استاندارد و مقادیر آماره T معنادار باشند. لذا در ادامه برازش و معناداری ضرایب استاندارد و آماره T بررسی شد. بر اساس مدل مفهومی، در این پژوهش برای اندازهگیری متغیر ارتباط با مشتری از 6 متغیر مشاهدهشده استفاده شد. شکل (3) نمای این مدل را در فرم اولیه و در حالت استاندارد نشان میدهد.
شکل (3): مدل اندازهگیری متغیر ارتباط با مشتری
برای تأیید صحت مدل اندازهگیری، برازش مدل اندازهگیری متغیر بررسی شد. به این منظور از شاخصهای برازش استفاده شد. شاخصهای کلی برازش برای الگوهای اندازهگیری (تحلیل عاملی تاییدی) با استفاده از نرم افزار ایموس نسخه 16 در جدول (6) نشان داده شده است.
جدول (6): نتایج تحلیل عاملی تاییدی متغیر ارتباط با مشتری
گروهبندی شاخصها |
نام شاخص |
اختصار |
مدل اولیه |
برازش قابل قبول |
شاخصهای برازش مطلق |
شاخص نیکویی برازش |
GFI |
948/0 |
نزدیک به 1 |
شاخص نیکویی برازش اصلاحشده |
AGFI |
878/0 |
نزدیک به 1 |
|
شاخصهای برازش تطبیقی |
شاخص برازش توکر ـ لویس |
TLI |
912/0 |
TLI> 90% |
شاخص برازش هنجارشده |
NFI |
937/0 |
NFI> 90٪ |
|
شاخص برازش تطبیقی |
CFI |
947/0 |
CFI> 90٪ |
|
شاخص برازش افزایشی |
IFI |
947/0 |
IFI> 90٪ |
|
ریشه میانگین مربعات خطای برآورد |
RMSEA |
023/0 |
کمتر از 8% |
|
شاخص برازش کای اسکوئر بر درجه آزادی |
2/dfχ |
767/3 |
بین 1 تا 5 |
طبق نتایج مندرج در جدول (6)، شاخصهای برازش در دامنه قابل قبول قرار دارند که نشانگر برازش مناسب و مطلوب مدل اندازهگیری تحقیق میباشد. به عبارت دیگر، میتوان گفت که مدل اندازهگیری (متغیرهای مشاهدهشده) از برازش خوبی برخوردار است که به معنای این است که متغیرهای آشکار به خوبی میتوانند متغیر ارتباط با مشتری را اندازهگیری کنند. برای درک مناسب ارتباط بین متغیرهای پنهان و معرفهای تحقیق، توجه به بارهای عاملی (وزنهای رگرسیونی استاندارد)، اهمیت زیادی دارد. از اینرو، نتایج تحلیل عاملی تاییدی به همراه شاخص جزئی P برای آزمون قابلقبول بودن بار عاملی مربوط به هر سوال بررسی شد. نتایج این بررسی به صورت بارهای عاملی همه سوالات، مقدار نسبت بحرانی و مقدار P در جدول (7) ارائه شده است.
جدول (7): نتایج تحلیل عاملی تاییدی متغیر ارتباط با مشتری
متغیر پنهان |
متغیر مشاهدهشده |
ضریب رگرسیونی استاندارد |
نسبت بحرانی |
ضریب معناداری |
ارتباط با مشتری |
CR1 |
762/0 |
|
|
CR2 |
648/0 |
203/11 |
*** |
|
CR3 |
801/0 |
14 |
*** |
|
CR4 |
772/0 |
5/13 |
*** |
|
CR5 |
669/0 |
601/11 |
*** |
|
CR6 |
658/0 |
393/11 |
*** |
از آنجا که از نظر آماری عاملهای دارای مقدار وزن رگرسیونی استاندارد (بار عاملی) بیش از 4/0 معنادار و قابلقبول تلقی میشوند (کلمپر، 1995)، با توجه به جدول (7) میتوان نتیجه گرفت که همه وزنهای رگرسیونی مدل موردبررسی که مقادیر بزرگتر از 40/0 دارند از نظر بار عاملی در حد قابلقبولی قرار میگیرند. همچنین با توجه به نسبت بحرانی (T-Value) اشارهشده در جدول (7) و سطح معناداری 05/0 برای معنادار بودن هر متغیر، مقدار T باید بیشتر از 96/1 یا کمتر از 96/1- باشد. به عبارت دیگر، مقدار پارامتر بین دو دامنه در الگو مهم شمرده نمی شود، همچنین مقادیر بین این دو مقدار حاکی از عدم وجود تفاوت معنادار مقدار محاسبهشده برای وزنهای رگرسیونی با مقدار صفر در سطح 95% دارد. مشاهده میشود که میزان بهدست آمده، برای تمام متغیرهای مشاهدهشده معنادار است. پس بهطور کلی میتوان گفت که تمام عوامل در نظر گرفتهشده مورد تایید قرار گرفته است و برازش کلی حاکی از برازش خوب مدل اندازهگیری موردمطالعه با دادههای مشاهدهشده میباشد.
3-5- بررسی برازش مدل تحقیق
پس از تایید مرحله اول، در ارزیابی مدل پیشنهادی تحقیق با روش مدل معادلات ساختاری، از رویکرد دو مرحلهای ارائهشده توسط اندرسون و گربینگ[13] (1988)، در مرحله دوم با استفاده ازSEM ، اعتبار و برازش مناسب مدل با توجه به ساختار دادهها ارزیابی میشود. به عبارت دیگر، پس از اطمینان از صحت مدل اندازهگیری (با استفاده از تحلیل عامل تأییدی) به بررسی مدل ساختاری پرداخته شد. شکل (4)، نمای این مدل با ضرایب استاندارد را در فرم اولیه نشان میدهد.
شکل (4): مدل ساختاری اولیه با تخمین استاندارد
شاخصهای کلی برازش مدل اولیه تحقیق با استفاده از نرمافزار ایموس[14] نسخه 16 در جدول (8) نشان داده شده است.
جدول (8): شاخصهای برازش برای مدل اولیه تحقیق
گروهبندی شاخصها |
نام شاخص |
اختصار |
مدل اولیه |
برازش قابلقبول |
شاخصهای برازش مطلق |
شاخص نیکویی برازش |
GFI |
743/0 |
نزدیک به 1 |
شاخص نیکویی برازش اصلاح شده |
AGFI |
695/0 |
نزدیک به 1 |
|
شاخصهای برازش تطبیقی |
شاخص برازش توکر-لویس |
TLI |
683/0 |
TLI> 90٪ |
شاخص برازش هنجار شده |
NFI |
666/0 |
NFI> 90٪ |
|
شاخص برازش تطبیقی |
CFI |
712/0 |
CFI> 90٪ |
|
شاخص برازش افزایشی |
IFI |
714/0 |
IFI> 90٪ |
|
شاخصهای برازش مقتصد |
شاخص برازش مقتصد هنجار شده |
PNFI |
606/0 |
بالاتر از 50% |
شاخص برازش تطبیقی مقتصد |
PCFI |
647/0 |
بالاتر از 50% |
|
ریشه میانگین مربعات خطای برآورد |
RMSEA |
113/0 |
کمتر از 8% |
|
شاخص برازش کای اسکوئر بر درجه آزادی |
2/dfχ |
048/5 |
بین 1 تا 5 |
همانگونه که اطلاعات نشان میدهد، عموم شاخصهای برازش، وضعیت مطلوبی را نشان نمیدهند، بنابراین لازم است اصلاحاتی در مدل پیشنهادی تحقیق انجام پذیرد. در این پژوهش، بعد از بررسی اصلاحات پیشنهادی گزارششده، مشخص شد که با همبستهکردن چند متغیر خطا مقدار کای اسکوئر به مقدار قابلتوجهی کاهش مییابد و سایر شاخصهای برازش نیز بهبود میبابند. در مدل اصلاحشده کای اسکوئر بر درجه آزادی برابر با 262/3 است که در سطح مطلوب و دامنة قابلقبولی قرار دارد. این نتیجه و همچنین نتایج سایر شاخصهای برازش مدل و مقایسه آنها با حد قابلقبول، وضعیت مناسبی را نشان میدهند، که این امر بیانگر برازش مناسب مدل است و به عبارت دیگر دادههای گردآوری شده مربوط به متغیرها، برازش مناسبی از مدل پیشنهادی تحقیق را نشان میدهد.
جدول (9): شاخصهای برازش برای مدل اولیه تحقیق
گروهبندی شاخصها |
نام شاخص |
اختصار |
مدل اولیه |
برازش قابلقبول |
شاخصهای برازش مطلق |
شاخص نیکویی برازش |
GFI |
850/0 |
نزدیک به 1 |
شاخص نیکویی برازش اصلاح شده |
AGFI |
813/0 |
نزدیک به 1 |
|
شاخصهای برازش تطبیقی |
شاخص برازش توکر ـ لویس |
TLI |
889/0 |
TLI> 90٪ |
شاخص برازش هنجار شده |
NFI |
849/0 |
NFI> 90٪ |
|
شاخص برازش تطبیقی |
CFI |
905/0 |
CFI> 90٪ |
|
شاخص برازش افزایشی |
IFI |
906/0 |
IFI> 90٪ |
|
شاخصهای برازش مقتصد |
شاخص برازش مقتصد هنجار شده |
PNFI |
733/0 |
بالاتر از 50% |
شاخص برازش تطبیقی مقتصد |
PCFI |
781/0 |
بالاتر از 50% |
|
ریشه میانگین مربعات خطای برآورد |
RMSEA |
067/0 |
کمتر از 8% |
|
شاخص برازش کای اسکوئر بر درجه آزادی |
2/dfχ |
410/2 |
بین 1 تا 5 |
3-6- بررسی فرضیههای تحقیق
پس از بررسی و تایید الگوی پیشنهادی تحقیق برای آزمون معناداری فرضیهها از دو شاخص جزئی مقدار آماره T یا (T-value) و P استفاده شد. براساس سطح معناداری 05/0 مقدار نسبت بحرانی باید بیشتر از 96/1 یا کمتر از 96/1- باشد، مقدار پارامتر بین دو دامنه در الگو مهم شمرده نمیشود، همچنین مقادیر بین این دو مقدار حاکی از عدم وجود تفاوت معنادار مقدار محاسبهشده برای وزنهای رگرسیونی با مقدار صفر در سطح 95% دارد. فرضیههای تحقیق به همراه ضریب رگرسیونی و مقادیر شاخصهای جزئی مربوط به هر فرضیه در جدول (10) ارائه شده است.
جدول (10): نتایج آزمون فرضیههای تحقیق
فرضیه |
تأثیر |
جهت |
برآورد استاندارد |
نسبتبحرانی (C.R.) |
P |
نتیجه |
1 |
سرمایة اجتماعی بر ارتباط با مشتری |
مستقیم |
234/0 |
234/3 |
001/0 |
تایید |
2 |
سرمایة ساختاری بر ارتباط با مشتری |
مستقیم |
271/0 |
248/4 |
000/0 |
تایید |
3 |
سرمایة شناختی بر ارتباط با مشتری |
مستقیم |
185/0 |
349/4 |
000/0 |
تایید |
4 |
سرمایة ارتباطی بر ارتباط با مشتری |
مستقیم |
260/0 |
647/3 |
001/0 |
تایید |
4- نتیجهگیری
طبق جدول (10)، نتایج بررسی فرضیههای تحقیق نشان داد که:
(1) از آنجا که ضریب رگرسیونی استاندارد مربوط به تأثیر سرمایة اجتماعی بر ارتباط با مشتری، 234/0 میباشد، و مقدار 05/0> 001/0=P است، فرضیه اول تایید می شود. یعنی سرمایة اجتماعی تاثیر مثبت و معناداری بر ارتباط با مشتری دارد. بنابراین، هرچه سرمایة اجتماعی بیشتر (کمتر) باشد، ارتباط با مشتری نیز بهتر (بدتر) خواهد شد یافتههای این تحقیق با نتایج مطالعات رستگار مقدم (1389)، ولیخانی و همکاران (1391)، دموری و همکاران (1392) و ژنگ و همکاران (2011) منطبق میباشد،
(2) از آنجا که ضریب رگرسیونی استاندارد مربوط به تأثیر سرمایة ساختاری بر ارتباط با مشتری، 271/0 میباشد و مقدار 05/0> 000/0=P است، فرضیه دوم تایید می شود، یعنی سرمایة ساختاری تاثیر مثبت و معناداری بر ارتباط با مشتری دارد،
(3) از آنجا که ضریب رگرسیونی استاندارد مربوط به تأثیر سرمایة شناختی بر ارتباط با مشتری، 185/0 میباشد و مقدار 05/0> 000/0=P است، فرضیه سوم تایید می شود، یعنی سرمایة شناختی تاثیر مثبت و معناداری بر ارتباط با مشتری دارد و
(4) از آنجا که ضریب رگرسیونی استاندارد مربوط به تأثیر سرمایة ارتباطی بر ارتباط با مشتری، 269/0 میباشد و مقدار 05/0> 001/0=P است، فرضیه چهارم تایید می شود یعنی سرمایة ارتباطی تاثیر مثبت و معناداری بر ارتباط با مشتری دارد.
پیشنهادات کاربردی تحقیق به این شرح ارائه میشود:
(1) دروههای آموزشی مناسب برای کارکنان طراحی شود، (2) در مورد راههای ارتباطی مدیران و کارکنان و نحوة ارتقای انگیزة آنها بازنگری شود و (3) نسبت به برقراری سیستم مشتریمحوی در سازمان اقدامات مناسبی انجام پذیرد.