q18

<—

ارتباطات یکپارچه بازاریابی

۱.۰۰۰

.۹۲۵

q19

<—

ارتباطات یکپارچه بازاریابی

.۵۵۵

.۲۴۹

۲.۲۳۲

.***

.۵۵۲

q20

<—

ارتباطات یکپارچه بازاریابی

.۲۴۹

.۱۲۶

۱.۹۷۵

.***

.۲۹۰

q21

<—

ارتباطات یکپارچه بازاریابی

.۰۰۸

.۰۷۸

.۱۰۵

.***

.۰۱۰

بانک­های دولتی
با توجه به خروجی نرم­افزار آموس و سطوح معناداری برای تحلیل عاملی تاییدی متغیر ارتباطات یکپارچه بازاریابی در جدول (۴-۱۸)، تمامی عامل‌ها از بار عاملی مناسبی برخوردار بودند و رابطه‌ آنها با متغیر مکنون تایید شد (سطح معناداری مربوط به کلیه سوالات ۰۰۰/۰ و کمتر از ۰۵/۰ می­باشد). سوالات ۱۸ و ۲۱ به ترتیب بیشتر (۹۲/۰) و کمتر (۰۱/۰) از سوالات دیگر توانسته ­اند متغیر ارتباطات یکپارچه بازاریابی را اندازه ­گیری نمایند.
(( اینجا فقط تکه ای از متن درج شده است. برای خرید متن کامل فایل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت nefo.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. ))

مقایسه میانگین­ها
فرضیه: میانگین متغیر ارتباطات یکپارچه بازاریابی در دو بانک خصوصی و دولتی متفاوت است.
برای بررسی اینکه آیا تفاوت برآوردهای ارتباطات یکپارچه بازاریابی بین بانک خصوصی و دولتی کرمانشاه معنادار است یا خیر به بررسی تفاوت ماتریس­های کواریانسی می­پردازیم. فرضیه ما در اینجا برابر بودن میانگین­های سازه‌های پنهان در مدل‌های عاملی تاییدی با تاکید بر بارهای عاملی معرف­های مختلف تعریف شده برای اندازه ­گیری سازه پنهان است. آزمون چنین فرضی منوط به ‌این است که‌ابتدا مقدار کای اسکوئر مدل مبنا برآورد شود و سپس بارهای عاملی آزاد تعریف شده قید برابر بودن زده شود. برای تایید فرض صفر (برابر بودن میانگین­ها) باید مقدار تفاوت کای اسکوئر دو مدل (با و بدون قید برابری) برای درجه آزادی حاصل از تفاوت درجه آزادی دو مدل از مقدار توزیع کای اسکوئر در سطح اطمینان ۹۵ درصد کوچکتر باشد.
با توجه به جدول( ۴-۱۹)تفاوت کای اسکوئر دو مدل برابر ۶۸/۱۵ که با درجه آزادی تفاوت برابر ۱ از مقدار بحرانی توزیع کای اسکوئر برای سطح اطمینان ۹۵% (۸۲/۷) کوچکتر است لذا فرضیه برابر بودن میانگین‌ها تایید می‌شود. این بدین معناست که میانگین سوالات مربوط به‌ارتباطات یکپارچه بازاریابی در دو بانک با هم تفاوت معناداری ندارد.
(جدول۴-۱۹) تفاوت مقدار کای اسکوئر مدل‌های دارای/بدون قید برابری و معناداری آن

مدل