and since our data violated the ass

and since our data violated the assumption
of multivariate normality, Satorra-Bentler
scaled Chi-square was the test criterion
used. Tables 1-3 show that none of the
goodness of fi t statistics rejects the specifi ed
model for each of the groups. In addition,
the RMSEA statistic (which in this case has
values clearly below 0.05) indicates a reasonable
error of approximation. Further,
other
global fi
t
indexes, like CFI (0.999)
and
SRMR (0.047), also exhibit acceptable
values.
We emphasize that although the
situation
of high power of the test we have,
due to the sample size and high reliability
of some indicators, the fi t of the model is
not rejected. Finally, neither have our model
complexity and the size of some incidental
parameters contributed to the rejection of
the global fi t (see Saris et al , 2009 ). However,
in order not to restrict ourselves to
what
Kline
(2005)
called ‘
fi
t index

tunnel
vision ’ (which is tantamount to looking at
indexes of overall model fi t and discarding
other types of information on fi t), we have
actually paid more attention to the detailed
diagnosis of the residuals, to the estimates
and to the detection of misspecifi cation
errors rather than the previous global fi t (for
an extensive analysis of this issue, see Saris
et al , 2009 ). The later strategy also takes into
account the power of the test rather than
simply lifting recipes from manuals based
only on statistical signifi cance. No misspecifi
cations
in the model were detected using

the
mentioned test procedure developed by


Saris
et
al

(2009) .
In order to estimate discriminant
validity between affective commitment
and brand loyalty, we tested the

measurement
model after constraining the

bivariate
correlations between brand loyalty

and
affective commitment (which were

0.758,
0.855 and 0.719 respectively for the

three
groups: cars, laptops and sneakers) to

1
for the three groups, and the resulting

model
was out rightly rejected.

The proposed structural model that
includes our hypotheses Hypothesis 1,
© 2011 Macmillan Publishers Ltd. 1350-23IX Brand Management Vol. 18, 8, 570–582
578
Hypothesis 2 and Hypothesis 3 was tested
once the model ’ s fi t was considered reasonable
for the multi-group analysis and
there
was no evidence of misspecifi
cations
(
Saris
et
al
,
2009 ).
For all three categories,
Hypotheses
1 and 2 were supported

while
Hypothesis 3 was not, indicating that

affective
commitment completely mediates

the
relationship between brand experience
and
brand loyalty. For cars, in terms of
individual
hypotheses, Hypotheses 1 and 2
were
supported but Hypothesis 3 was not.
Therefore,
a complete mediation of the
relationship between brand experience and
brand loyalty is suggested (see Figure 2 ).
For laptops, as in the previous model, the
detailed diagnoses did not provide any suggestion
of misspecifi
cation
errors. The individual
hypotheses followed a similar pattern

in
this case as well. There was a complete

mediation
of affective commitment. Hence,

Hypotheses
1 and 2 were supported but

Hypothesis
3 was not (see Figure
3 ).

Kết quả (Việt) 1:

và kể từ khi dữ liệu của chúng tôi vi phạm giả địnhcủa đa biến bình thường, Satorra-BentlerChi-vuông thu nhỏ là tiêu chuẩn thử nghiệmđược sử dụng. Bảng 1-3 Hiển thị mà không ai trong số cáctốt đẹp của fi t thống kê từ chối specifi edMô hình cho mỗi của các nhóm. Ngoài rasố liệu thống kê RMSEA (trong đó trong trường hợp này cógiá trị rõ ràng dưới đây 0,05) chỉ ra một hợp lýlỗi xấp xỉ. Hơn nữa,kháctoàn cầu fitchỉ số, như CFI (0,999)vàSRMR (0,047), cũng thể hiện chấp nhận đượcgiá trị.Chúng tôi nhấn mạnh rằng mặc dù cáctình hìnhcông suất lớn của thử nghiệm, chúng tôi có, do kích thước lấy mẫu và độ tin cậy cao trong một số chỉ tiêu, t fi của mô hình làkhông bị từ chối. Cuối cùng, không có mô hình của chúng tôiphức tạp và kích thước của một số ngẫu nhiêngóp phần vào việc loại bỏ các thông sốtoàn cầu fi t (xem Saris et al, 2009). Tuy nhiên,để không hạn chế bản thân đểCái gì Kline(2005) gọi là 'fichỉ số tđường hầmtầm nhìn ' (đó là tương đương để nhìnCác chỉ số của tổng thể mẫu fi t và discardingCác loại thông tin về fi t), chúng tôi cóthực sự quan tâm nhiều hơn đến các chi tiếtchẩn đoán của dư, để ước tính cácvà để phát hiện misspecifi cationlỗi chứ không phải là t toàn cầu fi trước đó (đối vớimột phân tích rộng lớn của vấn đề này, xem Saris et al, 2009). Các chiến lược sau đó cũng sẽ đưa vàosức mạnh của kiểm tra tài khoản thay vìcông thức nấu ăn chỉ đơn giản là nâng từ hướng dẫn sử dụng dựachỉ vào thống kê signifi cance. Không có misspecificationtrong mô hình đã được phát hiện bằng cách sử dụngCácthủ tục được đề cập thử nghiệm phát triển bởiSaris etAl(năm 2009).Để ước tính biệt thứctính hợp lệ giữa trầm cam kếtvà lòng trung thành của thương hiệu, chúng tôi thử nghiệm cácđo lườngMô hình sau khi constraining cácbivariatemối tương quan giữa lòng trung thành của thương hiệuvàcam kết trầm (mà đã0.758,0.855 và 0.719 tương ứng cho cácbaNhóm: xe ô tô, máy tính xách tay và giày) để1cho ba nhóm, và các kết quảMô hìnhđã ra đúng bị từ chối. Cấu trúc đề xuất mô hình màbao gồm các giả thuyết 1, giả thuyết của chúng tôi © 2011 Macmillan nhà xuất bản Ltd. 1350-23IX thương hiệu quản lý Vol. 18, 8, 570-582578Giả thuyết 2 và 3 giả thuyết đã được thử nghiệmmột khi các mô hình fi t được coi là hợp lýcho việc phân tích nhiều nhóm vàcókhông có bằng chứng của misspecification(Saris etAl,năm 2009).Cho tất cả ba loại,Giả thuyết1 và 2 được hỗ trợtrong khiGiả thuyết 3 không phải là chỉ ra rằngtrầmcam kết hoàn toàn hàmCácmối quan hệ giữa thương hiệu kinh nghiệmvàlòng trung thành của thương hiệu. Xe ô tô, trong điều khoản củacá nhângiả thuyết, giả thuyết 1 và 2đượcđược hỗ trợ nhưng giả thuyết 3 là không.Do đó,một hòa giải đầy đủ của các mối quan hệ giữa thương hiệu kinh nghiệm và lòng trung thành của thương hiệu là đề nghị (xem hình 2). Cho máy tính xách tay, như trong mô hình trước đó, các chẩn đoán chi tiết đã không cung cấp bất cứ đề nghịcủa misspecificationlỗi. Cá nhângiả thuyết theo một mô hình tương tựởtrường hợp này là tốt. Đã có một hoàn thànhhòa giảitrầm cam kết. Do đó,Giả thuyết1 và 2 được hỗ trợ nhưngGiả thuyết3 là không (xem hình3).

Kết quả (Việt) 2:

và kể từ dữ liệu của chúng tôi vi phạm các giả định
bình thường của đa biến, Satorra-Bentler
thu nhỏ Chi-square được các tiêu chí kiểm tra
được sử dụng. Bảng 1-3 cho thấy rằng không có
sự tốt lành của số liệu thống kê fi t bác bỏ fi ed Speci
mô hình cho từng nhóm. Ngoài ra,
các số liệu thống kê RMSEA (mà trong trường hợp này có
giá trị rõ ràng bên dưới 0.05) chỉ ra một lý
lỗi của xấp xỉ. Hơn nữa,
khác
fi toàn cầu
t
chỉ số, như CFI (0,999)
và
SRMR (0.047), cũng thể hiện chấp nhận được
giá trị.
Chúng tôi nhấn mạnh rằng mặc dù
tình hình
của điện cao của các thử nghiệm chúng ta có,
do kích thước mẫu và độ tin cậy cao
của một số chỉ tiêu , các t fi của mô hình được
không bác bỏ. Cuối cùng, không có mô hình của chúng tôi
phức tạp và kích thước của một số ngẫu nhiên
các thông số đóng góp cho sự từ chối của
các fi t toàn cầu (xem Saris et al, 2009). Tuy nhiên,
để không hạn chế bản thân để
những gì
Kline
(2005)
gọi là
'fi
chỉ số t đường hầm tầm nhìn "(tức là tương đương với việc nhìn vào các chỉ số của tổng thể mô hình fi t và loại bỏ các loại thông tin trên fi t), chúng tôi đã thực thanh toán quan tâm nhiều hơn đến các chi tiết chẩn đoán của các số dư, dự toán và để phát hiện các fi cation misspeci lỗi chứ không phải là t fi toàn cầu trước đây (cho một phân tích sâu về vấn đề này, xem Saris et al, 2009). Các chiến lược sau này cũng sẽ đưa vào tài khoản sức mạnh của các thử nghiệm chứ không phải chỉ đơn giản là nâng công thức nấu ăn từ các hướng dẫn sử dụng dựa trên các thống kê fi cance trọng yếu. Không fi misspeci cation trong các mô hình đã được phát hiện bằng cách sử dụng các thủ tục kiểm tra đề cập đến phát triển bởi Saris et al (2009). Để ước tính phân biệt giá trị giữa cam kết tình cảm và lòng trung thành thương hiệu, chúng tôi kiểm tra đo lường mô hình sau khi hạn chế các đơn biến tương quan giữa lòng trung thành thương hiệu và tình cảm cam kết (mà là 0,758, 0,855 và 0,719 tương ứng cho ba nhóm: ô tô, máy tính xách tay và giày thể thao) để 1 đối với ba nhóm, và các kết quả mô hình đã được ra một cách đúng đắn từ chối. Các mô hình kết cấu đề xuất đó bao gồm các giả thiết của thuyết 1, © 2011 Nhà xuất bản Macmillan TNHH 1350-23IX Brand Management Vol. 18, 8, 570-582 578 Giả thuyết 2 và Giả thuyết 3 đã được kiểm tra một lần của mô hình fi t được coi là hợp lý cho việc phân tích đa nhóm và có có bằng chứng về fi misspeci cation (Saris et al, 2009). Đối với tất cả ba loại, giả thuyết 1 và 2 đã được hỗ trợ trong khi giả thuyết 3 là không, chỉ ra rằng tình cảm cam kết hoàn toàn trung gian các mối quan hệ giữa kinh nghiệm thương hiệu và lòng trung thành thương hiệu. Đối với ô tô, về mặt cá nhân giả thuyết, giả thuyết 1 và 2 đã được hỗ trợ, nhưng giả thuyết 3 là không. Vì vậy, một hòa giải hoàn toàn của các mối quan hệ giữa kinh nghiệm thương hiệu và lòng trung thành thương hiệu được đề nghị (xem Hình 2). Đối với máy tính xách tay, cũng như ở các trang trước mô hình, các chẩn đoán chi tiết đã không cung cấp bất cứ đề nghị của fi misspeci cation lỗi. Các cá nhân giả thuyết theo một mô hình tương tự như trong trường hợp này là tốt. Có một hoàn hòa giải của cam kết tình cảm. Do đó, giả thuyết 1 và 2 đã được hỗ trợ nhưng Giả thuyết 3 không (xem hình 3).