23 23 23      ECONOMIC AND BUSINESS REVIEW  |  LETN. 17  |  POS. ŠT.  |  2015  |  23-48
VPLIV ZADOVOLJSTVA PORABNIKOV IN 
NAMERAVANE ZVESTOBE NA DEJANSKO 
ZVESTOBO V PANOGI MOBILNIH 
TELEKOMUNIKACIJ
DANILO TOMŠIČ1
TOMAŽ KOLAR2
POVZETEK: Članek teoretično in empirično razišče strateško pomembno vprašanje 
zvestobe oz. zadržanja porabnikov v panogi mobilnih telekomunikacij, s poudarkom na 
ugotavljanju povezave med vedenjsko namero in dejanskim vedenjem. Empirični del je bil 
izveden s pomočjo kontinuirane panelne anketne raziskave na vzorcu 2.173 porabnikov 
mobilnih telekomunikacij v Sloveniji. Analiza rezultatov s pomočjo Hi-kvadrata in bi-
narne logistične regresije potrjuje ugotovitve primerljivih tujih študij in ugotavlja, da za-
dovoljstvo porabnikov vpliva na njihovo (nameravano) zvestobo in (dejansko) zadržanje. 
Poleg zadovoljstva na zvestobo pozitivno vpliva strošek prehoda, na zadržanje pa poleg za-
dovoljstva pozitivno vplivata še zvestoba in predhodno trajanje razmerja. Našteti dejavni-
ki razložijo relativno majhen odstotek variance zvestobe in zadržanja, kar odpira izzive 
in priložnosti za raziskovanje dodatnih dejavnikov, ki vplivajo na zvestobo in zadržanje.
Ključne besede: zadovoljstvo, zvestoba porabnikov, vedenjske namere, dejansko vedenje, mobilne telekomunikacije,  
binarna logistična regresija 
JEL klasifikacija: M30, M31
UVOD
Zadržanje porabnikov je za ponudnike mobilnih telekomunikacij eno ključnih strateških 
vprašanj, saj se neposredno odraža na izidih poslovanja; »s povečanjem stopnje zadržanja 
porabnikov za 5 odstotnih točk se dobički ponudnikov konsistentno povečajo za 25 do 
100 %« (Reichheld, Markey & Hopton, 2000, str. 135); »zmanjšanje stopnje odhoda za 30 
% lahko v dolgoročnem smislu poveča prihodke za 15 %« (Bolton, 1998, str. 52). Ob letnih 
stopnjah odhoda porabnikov (ang. churn), ki se gibljejo med 10 % in 60 %, večinoma pa 
okrog 30 % (Bolton, 1998, str. 52; Brand, 2002, str. 38; Hughes, 2007), zato ne preseneča, 
da se problematiki zvestobe posveča veliko pozornosti. Zadovoljstvo porabnikov, njihova 
zvestoba in zadržanje pa spadajo tudi med najbolj raziskovane koncepte v akademski sferi 
(Curtis, Abratt, Rhoades & Dion, 2011, str. 1).
1
 
Telekom Slovenije, d.d., Ljubljana, e-pošta: danilo.tomsic@gmail.com
2
 
Univerza v Ljubljani, Ekonomska Fakulteta, Ljubljana, e-pošta: tomaz.kolar@ef.uni-lj.si

ECONOMIC AND BUSINESS REVIEW  |  LETN. 17  |  POS. ŠT.  |  2015 24
Številni avtorji kot najpomembnejši dejavnik zvestobe navajajo zadovoljstvo porabnikov 
v smislu, da višje zadovoljstvo prinaša višjo raven zvestobe, nižje zadovoljstvo pa nižjo 
(Bloemer, Ruyter & Wetzels, 1999). A zgolj zadovoljstvo ne pojasni celotne variance 
zvestobe (Gerpott, Rams & Schindler, 2001, str. 264), zato je potrebno za opisovanje pojava 
zvestobe uporabiti kompleksnejše modele z več dejavniki (Kumar, Pozza & Ganesh, 2013, 
str. 258). A tudi ti ne uspejo povsem pojasniti pojava zadovoljnih porabnikov, ki zamenjajo 
ponudnika, ali nezadovoljnih porabnikov, ki ga ne zamenjajo (Seiders, Voss, Grewal & 
Godfrey, 2005, str. 26). Razlog za tako stanje je po eni strani precenjen vpliv zadovoljstva 
zaradi merilne napake, ki se lahko pojavi, kadar sta v isti anketi merjena samoocenjeno 
zadovoljstvo in namera porabnika glede nadaljevanja razmerja (Bolton, 1998, str. 47); po 
drugi strani pa dejstvo, da večina raziskav meri nameravano zvestobo in ne dejanskega 
vedenja – menjave ponudnika. Poraja se torej relevantno vprašanje, ali je namera dovolj 
visoko korelirana z vedenjem? Zaradi navedenih dvomov raziskovalci pozivajo k uporabi 
zanesljivejših meril zvestobe v obliki dejanskega vedenja porabnikov, bodisi z uporabo 
transakcijskih podatkov o uporabi storitev (Zeithaml, Berry & Parasuraman, 1996, str. 
44; Gerpott et al., 2001, str. 268), bodisi z izvajanjem longitudinalnih študij za merjenje 
dejanskega vedenja istih porabnikov v daljšem časovnem obdobju (Han et al., 2008, str. 
38). T ake študije pa postavljajo raziskovalce tudi pred metodološke izzive, saj tradicionalne 
korelacije analize za tovrstne podatke niso uporabne. 
Namen tega članka je zapolnitev identificiranih vrzeli na področju raziskovanja zvestobe 
porabnikov na področju telekomunikacijskih storitev. Ključni predvideni prispevki 
članka so predvsem v empirični preverbi povezanosti med namero zvestobe in dejanskim 
vedenjem (zadržanjem) porabnikov, pa tudi pri raziskovanju vpliva dodatnih dejavnikov 
dejanske zvestobe (strošek prehoda, zadovoljstvo, predhodno trajanje razmerja, 
demografija). Povezava med namero in dejansko zvestobo je namreč zelo slabo raziskana, 
še posebej v slovenskem prostoru in v panogi mobilnih komunikacij. Temu botruje 
zahtevnost proučevanja relacije nameravana - dejanska zvestoba, ki zahteva merjenje 
zvestobe na istih porabnikih s časovnim zamikom in uporabo ustreznih analitičnih 
metod. Zato je pričakovani prispevek razviden tudi na področju longitudinalnih raziskav 
zvestobe in prikaza uporabe binarne logistične regresije v ta namen.
V članku so v ta namen predstavljene ugotovitve panelne raziskave v obliki dveh 
zaporednih anket pri istih porabnikih mobilnih telekomunikacij v Sloveniji. V vsaki 
anketi so porabniki odgovarjali na vprašanja o zadovoljstvu, nameri zvestobe, uporabi 
ponudnikov in o obstoju ovir za prekinitev razmerja. Iz pridobljenih anketnih odgovorov 
je razvidno njihovo dejansko vedenje – prekinitev ali ohranitev razmerja s ponudnikom. 
Empirično analiza s pomočjo Hi-kvadrata in logistične regresije pa je uporabljena za 
analizo povezav med nameravano zvestobo in dejanskim vedenjem ter za analizo vpliva 
dejavnikov zvestobe na dejansko vedenje. V nadaljevanju članka so najprej na kratko 
predstavljene ugotovitve literature o odnosu med nameravano zvestobo in zadržanjem 
ter o njunih dejavnikih, nato pa sledi predstavitev raziskovalnega načrta in ugotovitev 
empirične raziskave. 

D. TOMŠIČ, T. KOLAR | VPLIV ZADOVOLJSTV A PORABNIKOV IN NAMERAV ANE ZVESTOBE NA DEJANSKO ... 25
1 ZVESTOBA PORABNIKOV: OPREDELITEV , MERJENJE IN DEJAVNIKI 
Na zvestobo in zadržanje porabnikov je možno gledati z različnih zornih kotov. Prvotne 
opredelitve so zvestobo opisovale kot »delež v zadovoljitvi potreb« (angl. share of 
requirement) – torej delež, ki ga ima določen ponudnik pri zadovoljitvi vseh potreb 
posameznika po istovrstnih izdelkih ali storitvah; večina tržnikov kot mejo za zvestega 
porabnika postavlja 67 % deleža v potrebah (Hofmeyr & Rice, 2000, str. 86). V kasnejše 
opredelitve zvestobe je poleg ponavljajočega nakupnega vedenja vključeno tudi stališče 
porabnika do ponudnika ter pri tem upoštevana možnosti izbire med alternativnimi 
ponudniki (Curasi & Kennedy, 2002, str. 325). Morgan, Crutchfield in Lacey (2000, str. 
77) zvestobo opredelijo kot: »usmerjen (tj. nenaključen) vedenjski odziv, izražen preko 
daljšega časovnega obdobja, ki nastane z odločitvijo za določenega ponudnika izmed 
skupine istovetnih ponudnikov (tj. tistih, ki zadovoljujejo isto potrebo) kot posledica 
psihološkega (odločitvenega) ocenjevalnega procesa«. Oliver (1999, str. 34) zvestobo 
še odločneje opredeli glede na vplive okolja: »Zvestoba je trdna zavezanost ponovnemu 
nakupu ali uporabi preferenčnega izdelka/storitve konsistentno v prihodnosti, kar 
povzroči ponavljajoče nakupe pri ponudniku, kljub vplivom razmer in trženjskim 
prizadevanjem, ki bi potencialno lahko povzročili zamenjavo ponudnika.«. Zvestoba 
je torej sestavljena iz vedenjske in stališčne sestavine (Bloemer et al., 1999, str. 1099; 
Morgan et al., 2000, str. 78). 
1.1  Pomen razlikovanja nameravane zvestobe in dejanskega vedenja
Raziskave, ki »merijo zvestobo«, dejansko v večini primerov merijo vedenjske namere. V 
najpogosteje uporabljenih presečnih anketah, s katerimi ugotavljajo stanje v določenem 
časovnem trenutku, je namreč porabnika najpreprosteje vprašati po namerah glede 
ohranitve razmerja ali po stališčih, saj na taka vprašanja prejmemo zanesljivejše odgovore, 
kot če bi denimo spraševali po »deležu zadovoljevanja potreb«. Iz prejetih odgovorov o 
namerah potem raziskovalci sklepajo, da se bo zvestoba dejansko izkazala tudi v praksi. 
A ob dejstvu, da ponudniki bolj kot namero želijo spoznati dejansko vedenje (t.i. churn), 
saj imajo od zadržanja konkretne finančne koristi (Zeithaml, 2000, str. 75), se poraja 
vprašanje, ali se izražena namera zvestobe udejanji v dejansko vedenje? Raziskav, ki bi 
merile povezavo med nameravano zvestobo (namero ponovnega nakupa) in dejansko 
zvestobo (ponovnim nakupom), je relativno malo. Curtis et al. (2011, str. 16) po pregledu 
61 raziskav, ki merijo povezavo med zadovoljstvom, zvestobo, namero ponovnega 
nakupa in dejanskim ponovnim nakupom, ugotavljajo, da je število raziskav, ki merijo 
povezavo med namero in dejanskim vedenjem premajhno, da bi lahko sklepali o jakosti 
povezave med njima. Nekateri avtorji poročajo o »le zmerni korelaciji med namero 
in dejanskim vedenjem, kar poraja vprašanja o zanesljivosti samoporočane namere 
pri merjenju vedenja« (Seiders et al., 2005, str. 36) ali direktno opozarjajo, da »je zgolj 
uporaba indikatorjev namere za napovedovanje dejanskega vedenja iz zadovoljstva lahko 
zavajajoča« (Mittal & Kamakura, 2001, str. 140). Drugi pišejo o »pozitivni in signifikantni 
povezavi nakupne namere z dejanskim vedenjem« (Akhter, 2010, str. 58) in o tem, da »je iz 
namere nakupa možno z modelom napovedati verjetnost dejanskega nakupa« (Bemmaor, 

ECONOMIC AND BUSINESS REVIEW  |  LETN. 17  |  POS. ŠT.  |  2015 26
1995, str. 189). Lee, Lee & Feick (2006, str. 37) pa iz analize anketnih in transakcijskih 
podatkov ugotavljajo, da se življenjska vrednost porabnikov (ki jo lahko razumemo kot 
indikator dejanske zvestobe) poveča ob višji predhodno ugotovljeni nameri priporočanja. 
Tudi Keiningham et al. (2007, str. 371-374) ugotavljajo, da je ponoven nakup koreliran z 
nakupno namero, a različno močno v različnih panogah (raziskava je bila opravljena v 
bančništvu, maloprodaji in dostopu do interneta).
Realizacija namere v dejansko vedenje je odvisna od več dejavnikov: vrste izdelka / 
storitve, merilne lestvice, časovnega okvira merjenja, demografskih lastnosti vprašanih 
in predhodnih izkušenj (Morwitz & Schmittlein, 1992, str. 404; Morwitz, 1997; Chandon, 
Morwitz & Reinartz, 2005, str. 10). Pri tem se je potrebno zavedati, da tudi samo 
merjenje namer lahko spremeni vedenje. Morwitz, Johnson in Schmittlein (1993, str. 52) 
so ugotovili, da je delež nakupov večji v gospodinjstvih, v katerih je bila merjena namera 
nakupa, kot v gospodinjstvih, v katerih ta ni bila merjena. Očitno so jih vprašanja o 
nameri nakupa spodbudila k razmišljanju o nakupu, na katerega brez spraševanja ne bi 
pomislili (!). Tudi Chandon et al. (2005, str. 10) ugotavljajo, da merjenje namere poveča 
asociacijo med prikrito namero in vedenjem, a ne pri porabnikih, katerih nakupni 
nameni so nevtralni. Ob tem tudi ugotavljajo, da porabniki natančneje napovedujejo 
prihodnje vedenje za pogoste in preproste nakupne namere (na primer široke potrošnje) 
kot za kompleksne in redke nakupne namere (kamor spada odločitev o menjavi 
ponudnika mobilnih telekomunikacij). Zaradi tovrstnih  ugotovitev avtorji v zadnjih 
letih pogosto pozivajo k uporabi longitudinalnih študij za zanesljivejše ugotavljanje 
zvestobe (Qayyum, Khang & Krairit, 2013, str. 387; Aksoy, Buoye, Aksoy, Larivière & 
Keiningham, 2013, str. 81). 
1.2  Zadovoljstvo kot ključni dejavnik zvestobe v mobilnih telekomunikacijah
Zadovoljstvo in zvestoba sta praviloma močno korelirana. Curtis et al. (2011, str. 14) v 
meta analizi 61 raziskav o zadovoljstvu, zvestobi oz. nameri ponovnega nakupa poročajo 
o visokih povprečnih korelacijah med zadovoljstvom in zvestobo (povprečni korelacijski 
koeficient = 0,54) ter med zadovoljstvom in namero ponovnega nakupa (povprečni 
korelacijski koeficient = 0,63). Tudi avtorji raziskav s področja mobilnih komunikacij 
poročajo o »močnem« (Chen & Cheng, 2012, str. 815; Eshghi, Haughton & Topi, 2007, str. 
101; Han et al., 2008, str. 33; Lee et al., 2001, str. 42; Lim, Widdows & Park, 2006, str. 214; 
Santouridis & Trivellas, 2010, str. 229; Shin & Kim, 2008, str. 862), »največjem« (Clemes, 
Shu & Gan, 2014, str. 136; Eskafi, Hossein & Y azd, 2013, str. 746; Qayyum et al., 2013, str. 
384), »pomembnem« (Abu-ELSamen, Akroush, Al-Khawaldeh & Al-Shibly, 2011, str. 339; 
Aksoy et al., 2013, str. 79; Türkyilmaz & Özkan, 2007, str. 685) in »pozitivnem« (Aydin, 
Özer & Arasil, 2005, str. 98; Gerpott et al., 2001, str. 264; Kim et al., 2004, str. 155; Kumar 
& Lim, 2008, str. 573) vplivu zadovoljstva na zvestobo. Kot zadovoljstvo je večinoma 
merjeno splošno zadovoljstvo. Boltonova (1998, str. 62) poroča, da raven zadovoljstva 
pojasnjuje pomemben delež (26 %) variance v trajanju razmerja med porabnikom in 
ponudnikom na trgu mobilnih telekomunikacij.

D. TOMŠIČ, T. KOLAR | VPLIV ZADOVOLJSTV A PORABNIKOV IN NAMERAV ANE ZVESTOBE NA DEJANSKO ... 27
Ob močnem vplivu zadovoljstva na zvestobo je na mestu vprašanje, koliko in kako 
zadovoljstvo vpliva na dejansko vedenje. Glede tega ugotovitve različnih avtorjev niso 
enotne. Mittal in Lassar (1998, str. 183) ugotavljata, da zadovoljstvo samo po sebi še ne 
zagotavlja vedenjske zvestobe oz. zadržanja. V kasnejši študiji pa Mittal in Kamakura 
(2001, str. 139) ugotavljata, da je – sicer direktna – zveza med zadovoljstvom in dejanskim 
ponovnim nakupom izrazito nelinearna: na obeh skrajnih koncih zadovoljstva sprememba 
stopnje zadovoljstva bistveno bolj vpliva na vedenje kot v sredini. V panogi mobilnih 
telekomunikacij so raziskave potrdile, da zadovoljni porabniki manj menjavajo ponudnike 
– imajo nižji churn (Svendsen & Prebensen, 2013, str. 1185; Gustafsson, Johnson & Ross, 
2005, str. 192), da je ta zveza linearna (Seo, Ranganathan & Babad, 2008, str. 192) in da 
»imajo porabniki z visoko ravnijo kumulativnega zadovoljstva s ponudnikom storitev v 
tekočem obdobju večji obseg uporabe storitev v prihodnjem obdobju« (Bolton & Lemon, 
1999, str. 181).
V zvezi z merjenjem zadovoljstva kot dejavnika zvestobe je potrebno opozoriti na možno 
merilno napako oz. nekakšen »halo efekt« v primerih, kadar se porabnika v isti anketi 
sprašuje po zadovoljstvu in zvestobi. Večina anketnih raziskave zvestobe in zadovoljstva 
se izvaja v obliki presečnih anket v določenem časovnem trenutku. Pri teh se hkrati 
meri samoocenjeno zadovoljstvo in namera porabnikov glede nadaljevanja razmerja 
(nameravana zvestoba). Nekateri raziskovalci (Bolton, 1998, str. 47) ob poročilih o visoki 
korelaciji med zadovoljstvom in namero zvestobe opozarjajo na ugotovitve avtorjev s 
področja psihologije, da je treba take rezultate obravnavati previdno, saj sta zadovoljstvo 
in namera zvestobe visoko korelirana tudi zaradi merilnih postopkov. Mazursky in Geva 
(1989, str. 225) tako navajata, da sta zadovoljstvo in namera visoko korelirana, ko sta 
istočasno merjena v isti anketi, in precej manj, če iste porabnike sprašuješ po nameri v 
drugi anketi po dveh tednih; videti je, da pomen zadovoljstva sčasoma zbledi.
Kljub izkazanemu pomembnemu vplivu zadovoljstva na zvestobo porabnikov, pa je med 
zadovoljnimi ali zelo zadovoljnimi porabniki kar med 60 in 85 % takih, ki niso vedenjsko 
zvesti oziroma zamenjajo ponudnika (Oliver, 1999, str. 33; Reichheld et al., 2000, str. 137). 
Zadovoljstvo v povprečju pojasni le 8 % variance v vedenju porabnikov (Kumar et al., 2013, 
str. 258), zato zgolj razumevanje zadovoljstva ni dovolj za popolno razumevanje vzrokov 
vedenja porabnikov (Hofmeyr & Rice, 2000, str. 22) in je potrebno pri razmišljanju o 
zadržanju porabnikov upoštevati še druge dejavnike zvestobe.
1.3  Strošek prehoda in drugi dejavniki zvestobe v mobilnih komunikacijah
V panogi mobilnih telekomunikacij visoki stroški prehoda pomembno in pozitivno 
vplivajo na zvestobo porabnikov (Edward, George & Sarkar, 2010, str. 151). Stroški prehoda 
so finančni in nefinančni stroški, za katere porabnik pričakuje, da se bodo pojavili v 
prihodnosti ob prehodu k drugemu ponudniku (Lee & Cunningham, 2001, str. 117). Višji 
zaznani stroški prehoda povzročijo višjo zvestobo oziroma nižjo verjetnost zamenjave in 
nižji dejanski churn (Clemes et al., 2014, str. 131; Seo et al., 2008, str. 194; Svendsen & 
Prebensen, 2013, str. 1183; Qayyum et al., 2013, str. 384; Aydin & Özer, 2005, str. 920). 

ECONOMIC AND BUSINESS REVIEW  |  LETN. 17  |  POS. ŠT.  |  2015 28
Shin in Kim (2008, str. 862) celo ugotavljata, da ima zaznana ovira za prehod višji vpliv 
na namero zamenjave ponudnika kot zadovoljstvo. Aydin et al. (2005, str. 98) poročajo, 
da je vpliv stroška prehoda na zvestobo moč zaznati le pri porabnikih, ki stroške prehoda 
zaznavajo kot visoke, medtem ko pri porabnikih z nizkim zaznanim stroškom prehoda ti 
sploh ne vplivajo na zvestobo. Jeng in Bailey (2012, str. 1589) pa ugotavljata, da strošek 
prehoda nima več tako pomembnega vpliva kot nekoč, kar pripisujeta prizadevanjem 
regulatornih organov po nižanju ovir za prehode med ponudniki (vključno z zakonsko 
zahtevano prenosljivostjo številk). Malhotra in Kubowicz Malhotra (2013, str. 21) poročata, 
da mladi porabniki mobilnih telekomunikacij ne razumejo vsakega stroška prehoda 
kot oviro: »mehke ovire« (kot je prisotnost prijateljev na istem omrežju) zmanjšujejo 
nagnjenost k zamenjavi ponudnika, med tem ko »trdne ovire« ( npr. nerazumljivo dolga 
obvezna trajanja pogodb) povečujejo nagnjenost porabnikov k zamenjavi ponudnika. Ta 
ugotovitev je zelo zanimiva saj kaže, da nekateri dejavniki zvestobe lahko delujejo ravno v 
nasprotni smeri od pričakovane.
Predhodno trajanje razmerja med porabnikom in ponudnikom mobilnih storitev prav 
tako pomembno vpliva na porabnikovo prihodnje vedenje. Seo et al. (2008, str. 192) 
poročajo, da je daljše trajanje razmerja pozitivno povezano z zadržanjem porabnikov. 
Podobno Malhotra in Kubowicz Malhotra (2013, str. 19) ter Kim in Yoon (2004, str.761) 
ugotavljajo negativno korelacijo med predhodnim trajanjem razmerja in nagnjenostjo k 
menjavi ponudnika, V erhoef (2003, str. 38) pa manjšo nagnjenost k odhodu pri porabnikih 
z daljšim predhodnim trajanjem razmerja. Po ugotovitvah Gustafsson et al. (2005, str. 
261) imajo pretekle zamenjave celo največji vpliv na trenutne zamenjave ponudnikov (kar 
je po mnenju avtorjev lahko tudi posledica kratke dobe, ki jo pokriva raziskava). Nekaj 
podobnega ugotavljajo Keiningham et al. (2007, str. 374) v drugih panogah: ob merjenju 
povezave med trenutnim in preteklim deležem v zadovoljitvi potreb poročajo, da ima 
pretekli delež v zadovoljitvi potreb na trenutnega večji vpliv kot stališčni pokazatelji 
zvestobe. 
O vplivu starosti porabnikov na njihovo vedenje so ugotovitve v literaturi deljene: večina 
avtorjev poroča o ugotovljenem neposrednem (Shin & Kim, 2008, str. 863; Svendsen & 
Prebensen, 2013, str. 1183; Eskafi et al., 2013, str. 746) ali posrednem (Seo et al., 2008, str. 
194) vplivu starosti na zvestobo. Starejši porabniki so bolj zvesti oziroma manj nagnjeni 
k menjavi ponudnikov, saj že iz navade manj iščejo alternative in so manj seznanjeni z 
možnostmi oziroma prednostmi menjave ponudnikov ter obratno pri mladih. Kumar 
in Lim (2008, str. 573) ugotavljata, da med generacijama Y in »baby boomers«
3
 ni 
pomembnih razlik v relaciji med zadovoljstvom in zvestobo, je pa pri vplivu nekaterih 
dejavnikov na zadovoljstvo. Kim in Y oon (2004, str. 761), Malhotra in Kubowicz Malhotra 
(2013, str. 19) ter Eshghi et al., (2007, str. 101) po opravljeni analizi anketnih podatkov 
trdijo, da starost nima vpliva na zvestobo. Qayyum et al. (2013, str. 385) s pakistanskega 
trga mobilnih telekomunikacij pa ugotavljajo, da ima zadovoljstvo večji vpliv na zvestobo 
pri mlajših porabnikih kot pri starejših. Glede vpliva spola so si raziskovalci skoraj enotni, 
da v panogi mobilnih telekomunikacij nima vpliva na zvestobo ali namero priporočanja 
3
 
»Generacija Y«: rojeni med letoma 1980 in 1994; »baby boomers«: rojeni med letoma 1946 in 1964.

D. TOMŠIČ, T. KOLAR | VPLIV ZADOVOLJSTV A PORABNIKOV IN NAMERAV ANE ZVESTOBE NA DEJANSKO ... 29
oziroma churn (Qayyum et al., 2013, str. 385; Svendsen & Prebensen, 2013, str. 1185; 
Malhotra & Kubowicz Malhotra, 2013, str. 19; Eshghi et al., 2007, str. 101; Shin & Kim, 
2008, str. 863; Kim & Y oon 2004, str. 761). Le Seo et al. (2008, str. 193) na podlagi analize 
transakcijskih podatkov o uporabi mobilnih storitev sklepajo, da ženske, starejše od 25 let, 
bolj verjetno ostanejo pri obstoječem ponudniku.  Našteti dejavniki zvestobe omogočajo 
boljše razumevanje njihovega vpliva na zvestobo v panogi mobilnih telekomunikacij 
in dajejo dobro podlago za izvedbo empirične raziskave. Obenem so relevantni za 
primerjavo, saj so vključeni tudi v empirično raziskavo na slovenskem trgu mobilnih 
telekomunikacij. 
2 EMPIRIČNA RAZISKA V A VPLIV A ZADOVOLJSTV A IN NAMERA V ANE ZVES-
TOBE NA DEJANSKO ZVESTOBO
V empirični raziskavi smo analizirali stališča in vedenje izbranega vzorca porabnikov 
mobilnih telekomunikacij v Sloveniji v dveh obdobjih, s čimer  smo se izognili 
pomanjkljivostim presečnih anket. Namen raziskave je bil izmeriti povezavo med 
nameravano in dejansko zvestobo porabnikov mobilnih telekomunikacij v Sloveniji ter 
vpliv izbranih dejavnikov zvestobe na nameravano in dejansko zvestobo. 
2.1  Raziskovalni model in opredelitev hipotez
Raziskovalne hipoteze, ki jih v raziskovalnem modelu prikazuje Slika 1, so pripravljene 
na podlagi pregleda literature, pri tem pa je bilo potrebno tudi upoštevati omejitve glede 
števila vprašanj v panelni raziskavi. Glede na opozorila mnogih avtorjev (npr. Curtis et al., 
2011, str. 3), da se izraz »zvestoba« uporablja zelo nekonsistentno in različno pri različnih 
avtorjih, kar oteži primerljivost rezultatov, najprej podajamo natančno opredelitev pojmov 
zvestobe in zadržanja, saj je to osnova za njihovo operacionalizacijo oz. merjenje:
a)  Zvestoba je namera porabnika, da v času t (tj. v času izvajanja prve ankete) ohrani 
obstoječega ponudnika. Gre za nameravano zvestobo, kot jo je teoretično opredelil 
Oliver (1999, str. 34) in kot jo v empiričnih raziskavah opredeljuje večina avtorjev.
b)  Zadržanje je dejanska zvestoba, ko porabnik v drugi anketi v času t + 1 še vedno 
uporablja istega ponudnika, kot ga je v predhodni anketi v času t. Ta opredelitev 
ustreza opredelitvi zadržanja kot »vzdrževanja poslovnega razmerja med porabnikom 
in ponudnikom storitev« (Gerpott et al., 2001, str. 253) in upošteva pozive mnogih 
avtorjev po objektivnem merjenju »zvestobe« skozi longitudinalni pogled (Han et al., 
2008, str. 38; Svendsen & Prebensen, 2013, str. 1181), obenem pa zadržanje jasno loči 
od zvestobe, opredeljene kot vedenjski namen.

ECONOMIC AND BUSINESS REVIEW  |  LETN. 17  |  POS. ŠT.  |  2015 30
Slika 1: Raziskovalni model empirične raziskave
Ob pregledu literature se je izkazalo, da je zadovoljstvo glavni dejavnik zvestobe, ki ima 
pozitiven vpliv na zvestobo oziroma na vedenjske namene (Kumar et al, 2013, str. 248), kar 
je potrjeno tudi v mnogih empiričnih raziskavah v panogi mobilnih telekomunikacij (npr. 
Gerpott et al., 2001, str. 260; Kim et al., 2004, str. 155, Lee et al., 2001, str. 42). Zadovoljnejši 
porabniki se ne opredelijo tako pogosto za nameravano zamenjavo kot manj zadovoljni, 
zato postavimo prvo hipotezo: 
Hipoteza 1: Zadovoljstvo pozitivno vpliva na zvestobo.
Zvestoba, razumljena kot namera ohranitve razmerja, vodi k dejanski zvestobi – zadržanju 
porabnikov, kar ugotavljajo tako avtorji teoretičnih analiz (Morwitz, 1997) kot tudi 
empirične študije (Akhter, 2010, str. 58; Keiningham et al., 2007, str. 374). A je raziskav, 
ki bi merile neposredno povezavo med nameravano in dejansko zvestobo, relativno malo 
(Curtis et al., 2011, str. 16), zato z drugo hipotezo predpostavljamo tudi to povezavo:
Hipoteza 2: Zvestoba pozitivno vpliva na zadržanje. 
Zadovoljstvo porabnikov ne vpliva pozitivno le na nameravano zvestobo, ampak ima 
tudi neposreden pozitiven vpliv na zadržanje porabnikov (Mittal & Kamakura, 2001, str. 
139), saj zadovoljni porabniki manj menjavajo ponudnike (Svendsen & Prebensen, 2013, 
str. 1185; Gustafsson, Johnson & Ross, 2005, str. 192) in imajo daljše trajanje razmerja 
s ponudnikom (Bolton, 1998, str. 62). Ob upoštevanju teh ugotovitev pričakujemo, da 

D. TOMŠIČ, T. KOLAR | VPLIV ZADOVOLJSTV A PORABNIKOV IN NAMERAV ANE ZVESTOBE NA DEJANSKO ... 31
so porabniki, ki jih ponudniki v času t + 1 niso zadržali, v času t manj zadovoljni kot 
porabniki, ki so jih ponudniki zadržali:
Hipoteza 3: Zadovoljstvo pozitivno vpliva na zadržanje. 
Na zadržanje poleg zvestobe in zadovoljstvo vplivajo tudi drugi dejavniki. Eden 
pomembnejših je predhodno trajanje razmerja, saj so porabniki s predhodnim daljšim 
trajanjem razmerja manj nagnjeni k nameravani menjavi (Malhotra & Kubowicz Malhotra, 
2013, str. 19; Kim & Yoon, 2004, stran 761) in tudi dejansko manj menjavajo ponudnike 
(Verhoef, 2003, str. 38; Seo et al., 2008, str. 192). Zato postavimo naslednji dve hipotezi:
Hipoteza 4a: Predhodno trajanje razmerja pozitivno vpliva na zvestobo.
Hipoteza 4b: Predhodno trajanje razmerja pozitivno vpliva na zadržanje.
Stroški prehoda so naslednji dejavnik, ki vpliva na zadržanje: višji stroški prehoda 
povzročijo tako višje zadržanje kot višjo zvestobo (Clemes et al., 2014, str. 131; Seo et al., 
2008, str. 194; Svendsen & Prebensen, 2013, str. 1183; Qayyum et al., 2013, str. 384; Aydin 
& Özer, 2005, str. 920). Zvestoba in zadržanje se odlikujeta skozi dinamičen odločitveni 
proces, v katerem se porabniki očitno ne odločajo za menjavo ponudnika, kadar zaznajo 
stroške prehoda kot previsoke. V panogi mobilnih telekomunikacij je nekaj lahko merljivih 
stroškov prehoda, med njimi strošek kazni ob predčasni prekinitvi časovno vezanega 
razmerja (Kim et al., 2004, str. 149), ki pozitivno vpliva na zvestobo in na zadržanje: 
Hipoteza 5a:  Porabniki, ki imajo strošek prehoda, izkazujejo višjo zvestobo kot porabniki 
brez stroška prehoda.
Hipoteza 5b:  Porabniki, ki imajo strošek prehoda, izkazujejo višje zadržanje kot porabniki 
brez stroška prehoda.
Porabniki se med seboj razlikujejo po demografskih značilnostih, ki imajo različen vpliv 
na zvestobo in zadržanje. Glede starosti porabnikov del avtorjev zagovarja neposredni 
vpliv na zvestobo (Shin & Kim, 2008, str. 863; Svendsen & Prebensen, 2013, str. 1183; 
Eskafi et al., 2013, str. 746), del avtorjev pa ga zanika (Malhotra in Kubowicz Malhotra, 
2013, str. 19; Eshghi et al., 2007, str. 101), čeprav bi dejansko lahko pričakovali, da so 
starejši porabniki manj nagnjeni k zamenjavi zaradi manjše informiranosti in višje 
splošne nagnjenosti k vzdrževanju obstoječega stanja. Spol po večinskih ugotovitvah 
avtorjev nima vpliva na zvestobo in zadržanje (Qayyum et al., 2013, str. 385; Svendsen 
& Prebensen, 2013, str. 1185; Malhotra & Kubowicz Malhotra, 2013, str. 19; Eshghi et 
al., 2007, str. 101; Shin & Kim, 2008, str. 863; Kim & Y oon 2004, str. 761), zato postavimo 
zadnja para raziskovalnih hipotez:
Hipoteza 6a: Starost porabnika ima neposredni vpliv na zvestobo. 
Hipoteza 6b: Starost porabnika ima neposredni vpliv na zadržanje. 
Hipoteza 7a: Spol porabnika ne vpliva neposredno na zvestobo.
Hipoteza 7b: Spol porabnika ne vpliva neposredno na zadržanje.

ECONOMIC AND BUSINESS REVIEW  |  LETN. 17  |  POS. ŠT.  |  2015 32
2.2   Opis merjenih spremenljivk, vzorca in osnovne značilnosti zadovoljstva ter zves-
tobe porabnikov 
Za potrebe raziskave sta bili s pomočjo računalniško podprtega spletnega anketiranja 
(CAWI – Computer Assisted Web Interviewing) izvedeni dve anketi v panelu slovenskih 
porabnikov »JazVem«. Spremenljivke raziskovalnega modela so bile zaradi narave 
konstruktov in omejitev, ki jih narekuje panelna raziskava, merjene z različnimi merskimi 
lestvicami. Zadržanje (istega ponudnika) in strošek prehoda (vezava), ki sta binarni 
spremenljivki, sta bili merjeni z dihotomno lestvico (da/ne). Predhodno trajanje razmerja 
(manj kot pol leta, pol – do enega leta in več kot eno leto) je bilo izmerjeno na tri-stopenjski 
ordinalni lestvici. Namera menjave ponudnika je bila izmerjena na 4-stopenjski lestvici 
(zagotovo ne / da), splošno zadovoljstvo pa na 6-stopenjski lestvici (zelo nezadovoljen 
–  zelo zadovoljen).
V raziskavo je bilo vključenih 2.173 porabnikov, ki so se v obeh anketah opredelili kot 
zasebni porabniki mobilnih telekomunikacij (izločeni so porabniki, ki jim storitve 
plačuje delodajalec). Prva anketa je bila izvedena v zadnjem kvartalu 2013, druga pa 
v tretjem kvartalu 2014. K sodelovanju v anketi so bili povabljeni vsi člani panela, ker 
pa odziv na tovrstno panelno vzorčenje ni zagotovil reprezentativnosti vzorca, je bilo 
za potrebe urejanja anketnih podatkov izvedeno tehtanje z metodo »Raking Ratio 
Estimation« (Kalton & Flores-Cervantes, 2003, str. 87), kar je zagotovilo nacionalno 
spolno, starostno in regijsko reprezentativnost na nivoju posameznika v starostni skupini 
15 – 65 let starosti. Osnovne značilnosti porabnikov, vključenih v raziskavo, prikazuje 
Tabela 1. Delež prehodov je 9,6 %, kar na letni ravni predstavlja skoraj 20-odstotno 
stopnjo »churna«, kar je primerljivo s tujimi trgi. V času izvajanja prve ankete velika 
večina porabnikov nima namena menjati ponudnika: le 8,7 % je tistih, ki ga »verjetno« 
ali »zagotovo« nameravajo zamenjati (niso zvesti). V primerjavi z namerami zamenjave 
ponudnikov na drugih trgih mobilnih telekomunikacij je delež v Sloveniji manjši; Carton 
(2011) iz ZDA poroča, da namerava zamenjati ponudnika 10 % porabnikov, medtem 
ko Aittokallio (2014) povzema študijo podjetja Ovum iz 15 držav, po kateri približno 
četrtina porabnikov »gotovo namerava zamenjati ponudnika«, nadaljnja četrtina pa o 
tem »aktivno razmišlja«. 

D. TOMŠIČ, T. KOLAR | VPLIV ZADOVOLJSTV A PORABNIKOV IN NAMERAV ANE ZVESTOBE NA DEJANSKO ... 33
Tabela 1: Osnovne statistike anketnih odgovorov
Dejavnik –  
Spremenljivka
Vrednosti Frekvenčna 
porazdelitev
Zadržanje DA
NE
9,6 %
90,4 %
Zvestoba – odsotnost namere 
menjave
DA
NE
91,3 %
8,7 %
Zadovoljstvo Zelo ali bolj nezadovoljen
Niti zadovoljen niti nezadovoljen
Bolj zadovoljen
Zelo zadovoljen
Popolnoma zadovoljen
8,2 %
11,8 %
27,6 %
34,1 %
18,2 %
Strošek prehoda DA
NE
28,5 %
71,5 %
Predhodno trajanje razmerja Do enega leta
Nad enim letom
11,7 %
88,3 %
Spol Moški
Ženski
50,3 %
49,7 %
Starost 10 do 19 let
20 do 29 let
30 do 39 let
40 do 49 let
50 do 59 let
60 do 69 let
1,6 %
25,5 %
22,1 %
19,4 %
26,0 %
5,3 %
Podrobnejša analiza namere menjave ponudnika glede na kasnejšo dejansko menjavo 
(Tabela 2) pokaže, da izmed porabnikov, ki izkažejo namero menjave, le 28,6 % dejansko 
zamenja ponudnika. Namera menjave se torej  le pri slabi tretjini udejanji v vedenju. Po 
drugi strani je med porabniki, ki niso izrazili namere po zamenjavi, le (oz. »kar«) 7,8 
% tistih, ki kasneje zamenjajo ponudnika. Glede na to, da je ta delež 3,6-krat manjši od 
deleža tistih, ki so namero zamenjave uresničili, bi že zgolj iz tega razmerja lahko sklepali, 
da je zvestoba povezana z zadržanjem.

ECONOMIC AND BUSINESS REVIEW  |  LETN. 17  |  POS. ŠT.  |  2015 34
Tabela 2: Dodatna analiza porazdelitve zadržanih porabnikov glede na predhodno izraženo 
namero menjave
Namera menjave Dejanska menjava ponudnika 
(nezvesti porabniki)
Dejanska ohranitev ponudnika  
(zvesti porabniki)
Odgovor Število
(a)
Število
(b)
Delež glede na namero 
menjave (b/a)
Število
(c)
Delež glede na namero 
menjave (c/a)
Zagotovo ali 
verjetno NE
1.984 155 7,8 % 1.829 92,2 %
Verjetno ali 
zagotovo DA
189 54 28,6 % 135 71,4 %
 Skupaj 2.173 209 9,6% 1.964 90,4 %
Primerjava zadovoljstva zvestih in nezvestih porabnikov (Slika 2) pokaže, da so porabniki 
z višjo zvestobo zadovoljnejši kot manj zvesti porabniki. Histogram zadovoljstva zvestih 
porabnikov je premaknjen v desno; mediana in modus zadovoljstva zvestih porabnikov 
sta pri »zelo zadovoljen«. Histogram zadovoljstva manj zvestih porabnikov je postavljen 
bolj levo, z mediano in modusom pri »niti zadovoljen niti nezadovoljen«. Razlika v obliki 
histograma in razlika v modusu prav tako govori v prid hipotezi 1.
Slika 2: Zadovoljstvo porabnikov glede na zvestobo (namero menjave ponudnika)
Podobno je z zadovoljstvom glede na zadržanje ponudnika (Slika 3), a razlika v 
zadovoljstvu zadržanih porabnikov (mediana in modus pri »zelo zadovoljen«) glede 
na tiste, ki so zamenjali ponudnika (mediana in modus pri »bolj zadovoljen«), ni tako 
izrazita. To nakazuje, da povezanost zadovoljstva z zadržanjem ni tako visoka, še posebej 
pri posameznih stopnjah ne/zadovoljstva, saj je denimo delež popolnoma zadovoljnih 
enak med zadržanimi in nezadržanimi porabniki. 

D. TOMŠIČ, T. KOLAR | VPLIV ZADOVOLJSTV A PORABNIKOV IN NAMERAV ANE ZVESTOBE NA DEJANSKO ... 35
Slika 3: Zadovoljstvo porabnikov glede na zadržanje ponudnika
2.3  Preverjanje raziskovalnih hipotez
Za preverjanje raziskovalnih hipotez smo najprej analizirali povezanosti med 
spremenljivkami oziroma dejavniki zadržanja porabnikov mobilnih telekomunikacij, 
nato pa še ostale povezave, ki jih predpostavljajo hipoteze v raziskovalnem modelu. Glede 
na to, da imamo v analizi opraviti z nominalnimi in ordinalnimi spremenljivkami, so 
primerne mere povezanosti (asociacije oziroma kontingence) Pearsonov χ² – koeficient 
in kontingenčni koeficienti (Bregar, Ograjenšek & Bavdaž, 2005, str. 148) ter popravljen 
χ² – koeficient v primeru dveh nominalnih spremenljivk, ki imata samo po dve vrednosti 
(Rogelj, 2002, str. 165). Relativno primerjavo moči povezanosti spremenljivk pa omogočata 
Cramerjev koeficient (α) in popravljeni Pearsonov koeficient kontingence (C
pop
).
Rezultate analize odvisnosti za vse pare spremenljivk prikazuje Tabela 3. Zadržanje in 
zvestoba nista statistično značilno povezana s starostjo in s spolom, zato lahko zavrnemo 
hipotezi 6a (»Starost porabnika ima neposredni vpliv na zvestobo.«) in 6b (»Starost 
porabnika ima neposredni vpliv na zadržanje.«) ter potrdimo hipotezi 7a (»Spol porabnika 
ne vpliva neposredno na zvestobo.«) in 7b (»Spol porabnika ne vpliva neposredno na 
zadržanje.«). Tudi med predhodnim trajanjem razmerja in zvestobo ni povezanosti, zato 
zavrnemo še hipotezo 4a (»Predhodno trajanje razmerja pozitivno vpliva na zvestobo.«). 
Ostali pari spremenljivk so statistično značilno povezani, a večinoma izkazujejo šibko 
povezanost, saj je α le malo večji od spodnje meje 0,05, C
pop
 pa zelo blizu spodnje meje 0,1, 
pri katerih še govorimo o povezanosti. Povezanost zadržanja in stroška prehoda je zelo 
šibka, saj C
pop
 ne presega 0,1 – zato je vprašljiva tudi sprejemljivost hipoteze 5b (»Porabniki, 
ki imajo strošek prehoda, izkazujejo višje zadržanje kot porabniki brez stroška prehoda.«). 
Povezava med zvestobo in zadovoljstvom je edina, ki jo lahko opišemo kot srednje močno, 
a za potrditev hipoteze 1 (»Zadovoljstvo pozitivno vpliva na zvestobo.«) moramo določiti 
še smer vpliva.

ECONOMIC AND BUSINESS REVIEW  |  LETN. 17  |  POS. ŠT.  |  2015 36
Tabela 3: Pregled mer kontingence in asociacije med dejavniki zadržanja porabnikov
Zvestoba 
(namera 
menjave)
Zado-
voljstvo
Trajanje 
razmerja
Strošek 
prehoda
Starost Spol
Zadržanje χ² 82,395
+ 
** 47,265** 22,894
+ 
** 7,171
+
 * 1,639 0,336
+
α 0,197 0,148 0,105 0,060 0,027 0,014
C
pop
0,274 0,206 0,147 0,085 0,038 0,020
Zvestoba 
(namera  
menjave)
χ² 223,037** 3,180
+
13,691
+ 
** 8,886 0,210
α 0,342 0,041 0,082 0,064 0,011
C
pop
0,457 0,058 0,116 0,091 0,016
Zado-
voljstvo
χ² 7,618 3,182 38,998* 1,009
α 0,041 0,039 0,077 0,022
C
pop
0,058 0,055 0,154 0,031
Trajanje 
razmerja
χ² 25,862
+ 
** 9,769 1,061
+
α 0,110 0,067 0,024
C
pop
0,156 0,095 0,034
Strošek 
prehoda
χ² 50,105** 19,501
+ 
**
α 0,153 0,097
C
pop
0,215 0,136
Starost χ² 23,034**
α 0,103
C
pop
0,144
Legenda:
χ² … Pearsonov χ² – koeficient
+ … popravljen χ² – koeficient v asociaciji dveh dihotomnih spremenljivk 
* … p < 0,05
** … p < 0,001
α … Cramerjev koeficient 
C
pop
 … popravljeni Pearsonov koeficient kontingence 
Za določitev smeri vpliva, ki jih predpostavljajo hipoteze, je potrebno uporabiti eno od 
metod analize odvisnosti oziroma regresije. Odvisni spremenljivki »zadržanje« in »zves-
toba«, za kateri računamo odvisnost od neodvisnih spremenljivk »zadovoljstvo«, »pred-
hodno trajanje razmerja«, »strošek prehoda«, »spol« in »starost«, sta binarni – zavzameta 
lahko le vrednosti NE (0) ali DA (1); zato ne moremo uporabiti linearne regresijske anali-
ze, ki predpostavlja zveznost odvisne spremenljivke intervalnega ali razmernostnega tipa 
(Bregar et al., 2005, str. 149). Poleg tega tako odvisne kot neodvisne spremenljivke veči-
noma niso normalno porazdeljene, kar še dodatno omejuje nabor možnih analiz. Zato je 
bila kot najustreznejša uporabljena binarna logistična regresijska analiza, ki je ob danih 
spremenljivkah še najbolj robustna in je bila uporabljena v primerljivih študijah (Sven-
dsen & Prebensen, 2013), četudi je  precej »neprijazna« za interpretacijo.

D. TOMŠIČ, T. KOLAR | VPLIV ZADOVOLJSTV A PORABNIKOV IN NAMERAV ANE ZVESTOBE NA DEJANSKO ... 37
Pri logistični regresiji se regresija računa kot funkcija logaritma obeta odvisne spremen-
ljivke, imenovana tudi logit (enačba 1; Agresti, 2007, str. 115); obet je razmerje med ver -
jetnostjo uspeha (označeno s P(Y=1)) in verjetnostjo neuspeha binarne spremenljivke 
(enačba 2):
    
(1)
(2)
Leva stran enačbe (1) lahko zavzame vrednosti med -¥ in +¥, tako kot desna, kar 
omogoča izračun ocene parametrov tako dobljene linearne funkcije. Statistični program 
jih izračuna po metodi največjega verjetja ter izpiše skupaj z drugimi lastnostmi 
izračunanega modela. 
Za analizo vpliva dejavnikov zvestobe porabnikov mobilnih telekomunikacij na podlagi 
anketnih podatkov postavimo dva modela logistične regresije – enega za oceno regresije 
zadržanja (enačba 3), drugega pa za oceno regresije zvestobe (enačba 4):
  
                                   (3)
                                           (4)
2.3.1  Model binarne logistične regresije zadržanja
Logistična regresija po enačbi (3) je bila izvedena za oceno ali in v kateri smeri neodvisne 
spremenljivke zvestoba, zadovoljstvo, trajanje razmerja, strošek prehoda, starost in 
spol statistično značilno napovedujejo zadržanje oziroma nezadržanje porabnika.  
Spremenljivki starost in spol sta bili v model vključeni le kot kontrolni spremenljivki, saj 
smo zanju že s χ²-analizo ugotovili, da nista povezani z zadržanjem. 
Pred izdelavo modela smo preverili, ali za vsako vrednost odvisne spremenljivke obstaja 
dovolj veliko število enot vsake napovedne spremenljivke, saj so v primeru premajhnega 
števila enot ocene parametrov lahko pristranske, ocene standardnih odklonov pa šibke 
(Agresti, 2007, str. 138). Literatura kot minimalno številko enot navaja 10 (Agresti, 2007, 
str. 138) do 20 (Leech, Barrett & Morgan, 2005, str. 109). Za vse spremenljivke, ki temu 
kriteriju niso ustrezale, je bila opravljeno združevanje kategorij, ki je že upoštevano v 
pregledu osnovnih statistik raziskave (Tabela 1). 

ECONOMIC AND BUSINESS REVIEW  |  LETN. 17  |  POS. ŠT.  |  2015 38
V logistični regresiji lahko obstoj multikolinearnosti med neodvisnimi spremenljivkami 
vodi k pristranskim ocenam in napihnjenim standardnim napakam, zato je pred izdelavo 
modela potrebno preveriti obstoj in jakost korelacij (povezanosti) med neodvisnimi 
spremenljivkami (Leech et al., 2005, str. 110). Prikazuje jih Tabela 3; vse povezanost so 
šibke, torej zaradi multikolinearnosti ni pričakovati večjih težav, je pa njihovo poznavanje 
koristno pri interpretaciji rezultatov logistične regresije. 
Za izračun ocene parametrov modelov logistične regresije je bil uporabljen IBM 
SPSS, verzija 20. Z namenom lažje interpretacije so v nadaljevanju prikazani izračuni 
poenostavljenega modela, pri katerem zadovoljstvo obravnavamo kot ordinalno 
spremenljivko v kvantitativnem smislu, kar lahko naredimo, saj lestvica zadovoljstva 
sledi naravnemu zaporedju od najmanjšega do največjega zadovoljstva (Agresti, 2005, 
str. 118).
Rezultat izračuna logistične regresije zadržanja prikazuje Tabela 4. Ustreznost modela 
preverimo z dvema testoma. T est z razmerjem verjetij (likelihood ratio test oziroma -2LL 
test) omogoča testiranje ničelne hipoteze, da opazovani model ne napoveduje zadržanja 
bolje od ničelnega modela (ki vsebuje le konstanto). Ničelno hipotezo lahko zavrnemo 
oziroma potrdimo prileganje modela, kadar je statistična značilnost manjša od α = 0,05, 
razlika -2LL funkcij pa čim večja pri stopnji prostosti df, ki je enaka številu dodatnih 
spremenljivk modela glede na primerjalni model (Leech et al., 2005, str. 112). Drugi 
test ustreznosti modela je Hosmer in  Lemeshow test, ki primerja število opazovanih 
in napovedanih dogodkov po skupinah glede na z modelom izračunano verjetnost 
dogodka. S χ²-statistiko testira ničelno hipotezo, da med opazovanimi in napovedanimi 
dogodki ni razlik – vrednost χ² mora biti čim nižja (df = število opazovanih skupin 
verjetnosti – 2), p pa večji od α = 0,05, saj ničelne hipoteze v tem testu ne želimo zavrniti 
(Agresti, 2007, str. 147). Izračunani parametri testov prileganja (Tabela 4) potrjujejo, 
da model, v katerega je vključenih 6 napovednih spremenljivk, statistično značilno 
napoveduje zadržanje.
Binarna logistična regresija za razliko od multiple linearne regresije ne omogoča izračuna 
R
2
 oziroma deleža z modelom pojasnjene variance odvisne spremenljivke. Za približno 
oceno pojasnjene variance, se zato v praksi uporabljajo približki R
2
, imenovani »pseudo 
R
2
«. Eden od njih je Nagelkerke R
2
, ki lahko zavzame vrednosti med 0 in 1; za prikazan 
model zadržanja znaša 0,099, kar lahko interpretiramo na način (Leech et al., 2005, str. 
114), da približno 10 % variance zadržanja (ali je porabnik zadržan ali ne) lahko napovemo 
iz linearne kombinacije šestih odvisnih spremenljivk. Če namesto poenostavljenega 
modela logistične regresije izračunamo polnega (kjer je zvestoba upoštevana kot ordinalna 
spremenljivka s 5 kategorijami), pojasnimo približno 11,5 % variance zadržanja, ob ne 
bistveno drugačnih ocenah drugih parametrov modela. 

D. TOMŠIČ, T. KOLAR | VPLIV ZADOVOLJSTV A PORABNIKOV IN NAMERAV ANE ZVESTOBE NA DEJANSKO ... 39
Tabela 4: Rezultati izračuna modela logistične regresije zadržanja
Spremenljivka
Ocena β
B
Standardna 
napaka 
ocene
Statistična 
značilnost
p
Razmerje 
obetov
e
B
95-odstotni 
int. zaup. e
B
Sp. meja Zg. meja
Zvestoba 1,505 0,210 0,000 4,503 2,982 6,801
Zadovoljstvo 0,156 0,070 0,027 1,169 1,018 1,342
Trajanje razmerja 0,978 0,201 0,000 2,660 1,793 3,944
Strošek prehoda 0,269 0,171 0,115 1,309 0,937 1,830
Starost 0,004 0,006 0,508 1,004 0,992 1,017
Spol -0,031 0,160 0,848 0,970 0,708 1,328
Konstanta -0,581 0,392 0,138 0,559    
Test z razmerjem verjetij: χ² = 95,855, df = 6, p = 0,000
Hosmer in Lemeshow test: χ² = 12,380, df = 8, p = 0,135
Nagelkerke R² = 0,099 
Zadovoljstvo, zvestoba in predhodno trajanje razmerja statistično značilno vplivajo na 
zadržanje, saj je vrednost p manjša od 0,05. Strošek prehoda, starost in spol pa ne vplivajo 
statistično značilno na zadržanje, če njihov vpliv gledamo skupaj v modelu. Te ugotovitve 
so konsistentne z ugotovitvami bivariantne analize asociacije in kontingence (Tabela 3). 
Odstopanje se pojavi le pri vplivu stroška prehoda na zadržanje, kar je razloženo kasneje.
Razlaga ocenjenih koeficientov pri logistični regresiji ni tako direktna kot pri linearni, saj 
linearna funkcija logistične regresije ocenjuje logit verjetnosti, da se zadržanje zgodi, in ne 
same verjetnosti dogodka. Tako na primer vrednost ocene β zvestobe, ki je 1,505, pomeni, 
da sprememba zvestobe za eno enoto (prehod iz nezvestobe v zvestobo) zviša logit za 
1,505 – kar ni informacija, ki bi bila intuitivno razumljiva. Je pa lažje razumeti naravni 
eksponent ocene β, ki ponazarja razmerje obetov uspeha odvisne spremenljivke v primeru 
spremembe neodvisne spremenljivke za eno enoto, ob nespremenjenih vseh ostalih 
neodvisnih spremenljivkah (Agresti, 2007, str. 104). Razmerje obetov zvestobe: e
1,505
 = 
4,503 tako pomeni, da je obet zadržanja za zveste porabnike, za faktor 4,503 oziroma za 
350,3 % večji od obeta zadržanja za nezveste porabnike. Za to številko sicer ne vemo, ali 
je veliko ali malo, saj ne vemo, koliko je »veliko« pri razmerju obetov, a to za preverjanje 
hipotez ni kritično. Ker je razmerje obetov (krepko) nad 1, lahko potrdimo hipotezo 2 
(»Zvestoba pozitivno vpliva na zadržanje.«).
Na podoben način lahko potrdimo hipotezo 4b (»Predhodno trajanje razmerja pozitivno 
vpliva na zadržanje.«), saj je obet zadržanja za porabnike, ki imajo razmerje s ponudnikom 
daljše od enega leta, za faktor 2,660 oziroma za 166,0 % večji od obeta zadržanja 
porabnikov, ki imajo razmerje sklenjeno manj kot eno leto. Razlaga ocenjenega koeficienta 
β zadovoljstva (= 0,156) je malce drugačna, saj je zadovoljstvo ordinalna spremenljivka: 
razmerje obetov e
β
 = 1,169 pomeni, da se obet zadržanja ob vsaki spremembi zadovoljstva 
za eno enoto (eno stopnjo na pet stopenjski Likertovi lestvici) poviša za 16,9 %, kar 
omogoča potrditev hipoteze 3, da »Zadovoljstvo pozitivno vpliva na zadržanje.«

ECONOMIC AND BUSINESS REVIEW  |  LETN. 17  |  POS. ŠT.  |  2015 40
V bivariantni analizi sta strošek prehoda in zadržanje izkazovala šibko povezanost, 
multivariantna logistična regresija pa ne pokaže statistično značilnega vpliva stroška 
prehoda na zadržanje. Ker v regresijskem modelu strošek prehoda nastopa v kombinaciji z 
drugimi neodvisnimi spremenljivkami in ker je z odvisnima spremenljivkama zvestoba in 
trajanje razmerja (šibko) povezan, ti povezani spremenljivki strošku prehoda »odvzameta« 
že tako šibko napovedno moč. T o pokaže postopna regresija – ocenjevanje več zaporednih 
modelov logistične regresije (v članku zaradi pomanjkanja prostora ni predstavljena), v 
kateri se skozi postopno dodajanje vedno več spremenljivk vidi, da strošek prehoda 
izgubi napovedno moč šele potem, ko v model dodamo zvestobo in trajaje razmerja. Ker 
ima strošek prehoda sam, brez upoštevanja drugih vplivov, zelo šibek pozitiven vpliv na 
zadržanje, in ker regresijska analiza ne pokaže njegovega vpliva, hipotezo 5b (»Porabniki, 
ki imajo strošek prehoda, izkazujejo višje zadržanje kot porabniki brez stroška prehoda.«) 
zavrnemo.
2.3.2  Model binarne logistične regresije zvestobe
Za oceno, ali in na kakšen način neodvisne spremenljivke zadovoljstvo, trajanje razmerja, 
strošek prehoda, starost in spol statistično značilno napovedujejo porabnikovo zvestobo 
(ki je opredeljena kot nenamera menjave ponudnika) je bila izvedena logistična regresija 
po enačbi (3); rezultate izračuna prikazuje Tabela 5. Na podlagi rezultatov testa z 
razmerjem verjetij ter Hosmer in Lemeshowega testa potrdimo prileganje modela. 
Na podlagi izračunanega Nagelkerke pseudo R
2
 pa sklepamo, da lahko približno 21 % 
variance zvestobe (ali porabnik namerava ali ne namerava menjati ponudnika) napovemo 
iz linearne kombinacije petih odvisnih spremenljivk. S polnim modelom logistične 
regresije (zvestoba kot ordinalna spremenljivka s 5 kategorijami), pojasnimo približno  
23 % variance zadržanja.
Tabela 5: Rezultati izračuna modela logistične regresije zvestobe
Spremenljivka
Ocena β
B
Standardna 
napaka 
ocene
Statistična 
značilnost
p
Razmerje 
obetov
e
B
95-odstotni 
int. zaup. e
B
Sp. meja Zg. meja
Zadovoljstvo 0,924 0,072 0,000 2,518 2,187 2,901
Trajanje razmerja -0,755 0,306 0,014 0,470 0,258 0,856
Strošek prehoda 0,705 0,174 0,000 2,023 1,437 2,848
Starost 0,016 0,007 0,019 1,016 1,003 1,029
Spol 0,145 0,166 0,383 1,156 0,834 1,602
Konstanta -0,817 0,439 0,063 0,442    
Test z razmerjem verjetij: χ² = 213,820, df = 5, p = 0,000
Hosmer in Lemeshow test: χ² = 8,022, df = 8, p = 0, 340
Nagelkerke R² = 0,214

D. TOMŠIČ, T. KOLAR | VPLIV ZADOVOLJSTV A PORABNIKOV IN NAMERAV ANE ZVESTOBE NA DEJANSKO ... 41
Skladno s pričakovanji na podlagi postavljenih hipotez in na podlagi ugotovitev χ²-analize 
povezanosti spremenljivk imata zadovoljstvo in strošek prehoda statistično značilen vpliv 
na zvestobo. Zadovoljstvo pozitivno vpliva na zvestobo oziroma negativno na nezvestobo: 
razmerje obetov e
β
 = 2,518 pomeni, da se obet zvestobe ob vsaki spremembi zadovoljstva 
za eno enoto (eno stopnjo na pet stopenjski Likertovi lestvici) poviša za 151,8 %, kar 
omogoča potrditev hipoteze 1 (»Zadovoljstvo pozitivno vpliva na zvestobo.«). Sprejmemo 
lahko tudi hipotezo 5a (»Porabniki, ki imajo strošek prehoda, izkazujejo višjo zvestobo 
kot porabniki brez stroška prehoda.«), saj je obet zvestobe porabnikov, pri katerih je 
prisoten strošek prehoda, za 102,3 % večji od obeta zvestobe porabnikov, pri katerih 
strošek prehoda ni prisoten. 
Spol ne izkazuje statistično značilnega vpliva na zvestobo. Za predhodno trajanje razmerja 
in starost smo v bivariantni analizi ugotavljali, da nista povezana z zvestobo. Logistična 
analiza pa pokaže njun statistično značilen vpliv na zvestobo, ko vpliv ocenjujemo v modelu 
skupaj s preostalimi neodvisnimi spremenljivkami. Vpliv starosti in predhodnega trajanja 
razmerja postane značilen zaradi medsebojne povezanosti neodvisnih spremenljivk, kar 
smo ugotavljali z ocenjevanjem več zaporednih modelov logistične regresije, v katere smo 
postopno dodajali vedno več spremenljivk. Vključitev stroška prehoda v model napihne 
oceno napovedne moči starosti in trajanja razmerja.
Hipotezo 4a (»Predhodno trajanje razmerja pozitivno vpliva na zvestobo.«) zavrnemo 
iz razlogov: (a) ker χ²-analiza ni pokazala povezanosti med trajanjem razmerja in 
zvestobo; (b) ker je ocena koeficientov trajanja razmerja v funkciji logistične regresije 
očitno napihnjena kot posledica multikolinearnosti med stroškom prehoda in trajanjem 
razmerja; (c) ker je vpliv trajanja razmerja zelo šibek tudi glede na varianco zvestobe, 
ki jo pojasni; in (d) ker izračun logistične regresije pokaže negativen vpliv predhodnega 
trajanja razmerja na zvestobo: obet zvestobe porabnikov, katerih razmerje s ponudnikom 
traja dlje kot eno leto, se skoraj razpolovi v primerjavi z obetom zvestobe porabnikov, 
katerih razmerje traja manj kot eno leto. 
Zavrnemo tudi hipotezo 6a (»Starost porabnika ima neposredni vpliv na zvestobo.«), saj: 
(a) χ²-analiza ni pokazala povezanosti med starostjo in zvestobo; (b) je ocena koeficientov 
starosti v funkciji logistične regresije očitno napihnjena kot posledica multikolinearnosti 
med stroškom prehoda in starostjo; in (c) je vpliv starosti zelo šibek tudi glede na prispevek 
k pojasnitvi variance zvestobe, ko starost postopno dodajmo v model. 

ECONOMIC AND BUSINESS REVIEW  |  LETN. 17  |  POS. ŠT.  |  2015 42
Tabela 6: Pregled sprejetja / zavrnitve hipotez
Št. Hipoteza Status
1
Zadovoljstvo pozitivno vpliva na zvestobo. Sprejeta
2 Zvestoba pozitivno vpliva na zadržanje. Sprejeta
3 Zadovoljstvo pozitivno vpliva na zadržanje. Sprejeta
4a Predhodno trajanje razmerja pozitivno vpliva na zvestobo. Zavrnjena
4b Predhodno trajanje razmerja pozitivno vpliva na zadržanje. Sprejeta
5a Porabniki, ki imajo strošek prehoda, izkazujejo višjo zvestobo  
kot porabniki brez stroška prehoda.
Sprejeta
5b Porabniki, ki imajo strošek prehoda, izkazujejo višje zadržanje  
kot porabniki brez stroška prehoda.
Zavrnjena
6a Starost porabnika ima neposredni vpliv na zvestobo. Zavrnjena
6b Starost porabnika ima neposredni vpliv na zadržanje. Zavrnjena
7a Spol porabnika ne vpliva neposredno na zvestobo. Sprejeta
7b Spol porabnika ne vpliva neposredno na zadržanje. Sprejeta
3 DISKUSIJA
Raziskava (ugotovitve povzema Tabela 6) potrjuje pozitiven vpliv zvestobe, opredeljene 
kot odsotnost namere po zamenjavi ponudnika, na zadržanje porabnikov storitev 
mobilnih telekomunikacij. Za tiste porabnike, ki v prvem anketnem obdobju niso 
izrazili namere po zamenjavi ponudnika, smo v naslednjem anketnem obdobju ugotovili 
višjo stopnjo zadržanja kot za tiste, ki so predhodno nameravali zamenjati ponudnika. 
Namera zvestobe se je kasneje realizirala v dejansko zvestobo, a vpliv namere na vedenje 
je šibek oziroma manjši od tistega, ki bi ga pričakovali na podlagi ugotovitev drugih 
raziskav, ki poročajo o pomembnem vplivu namere na vedenje (npr. Akhter, 2010, str. 
58). T ako so se potrdile trditve avtorjev, ki opozarjajo, da namera ne vodi nujno v vedenje 
(npr. Oliver, 1999, str. 35) ter da porabniki prihodnje vedenje pri kompleksnih nakupnih 
namerah (med katere spada izbira telekomunikacijskega ponudnika) napovedujejo manj 
natančno kot vedenje pri preprostih in pogostih nakupnih namerah (Chandon et al., 
2005, str. 10).
Razlike v ugotovitvah o vplivu namere na dejansko vedenje so lahko tudi posledica 
različnih merilnih pristopov k ugotavljanju povezave. Prva razlika je v načinu merjenja 
dejanskega vedenja: v naši raziskavi smo vedenje merili kot uporabo istega ali drugega 
ponudnika v zaporednih merilnih obdobjih, medtem ko drugi avtorji »vedenje« 
večinoma merijo kot samoporočano namero. Dejansko vedenje je vsekakor managersko 
bolj relevantno, hkrati pa tudi metodološko bolj korektno, saj se izognemo dvomom o 
zanesljivosti samoporočane namere pri merjenju vedenja, na katere so opozorili Seiders 
et al. (2005, str. 36). 

D. TOMŠIČ, T. KOLAR | VPLIV ZADOVOLJSTV A PORABNIKOV IN NAMERAV ANE ZVESTOBE NA DEJANSKO ... 43
Druga razlika v merilnem pristopu je v časovnem intervalu meritev: med meritvijo 
namere (zvestobe) in meritvijo dejanskega vedenja (zadržanjem) je minilo približno pol 
leta; medtem ko večina avtorjev namero, iz katere sklepa na »vedenje«, meri v isti anketi. 
V času med obema anketama se je namera lahko tudi spremenila, na kar bi lahko vplivali 
zunanji dejavniki (npr. vpliv socialnega okolja, vpliv tržnih komunikacij ter podobno), 
ki jih predvidevajo kompleksni modeli zvestobe (npr. Dick & Basu, 1994, str. 100). Še 
posebej močan vpliv bi lahko imele spreminjajoče se tržne razmere, saj na nakupno 
vedenje močno vpliva relativna tržna prisotnost posameznega ponudnika (Hofmeyr & 
Rice, 2000, str. 90). Med obema anketama se na trgu lahko pojavi večje število novih 
ponudb obstoječega in drugih ponudnikov, ki bi lahko v večji meri vplivale na zaznavanje 
ponudbe in na odločitve porabnika glede menjave ponudnika. Morwitz (1997, str. 61) 
opozarja, da namera bolje napoveduje vedenja v povezavi z obstoječimi kot v povezavi z 
novimi produkti, saj porabniki ne morejo pravilno napovedati svojega vedenja, če se po 
napovedi na trgu pojavijo nove ponudbe. V tem času se lahko zgodijo tudi posamezni 
vplivni dogodki (na primer pozitivne ali negativne interakcije s ponudnikom, selitev, 
zamenjava delodajalca), katerih vpliv so raziskovali že drugi avtorji; nekateri ugotavljajo 
vpliv dogodkov na vedenje, drugi ne (Gustafsson et al., 2005, str. 216).
Še pomembnejša je ugotovitev, da trije dejavniki zadržanja – zvestoba, zadovoljstvo in 
predhodno trajanje razmerja – pojasnijo le približno 10 % variance zadržanja. Potrjena 
dejavnika zvestobe – zadovoljstvo in strošek prehoda – pa pojasnita približno 21 % 
variance zvestobe. Relativno nizka odstotka pojasnjene variance nakazujeta, da morajo 
obstajati še drugi dejavniki zadržanja oziroma zvestobe. Očitno drži trditev nekaterih 
avtorjev (npr. Kumar et al., 2013, str. 258; Keiningham et al., 2007, str. 378), da pojav 
zadržanja oziroma zvestobe bolje kot preprosti modeli pojasnjujejo kompleksni modeli, v 
katerih nastopa več vplivnih dejavnikov. 
Zadovoljstvo se je v raziskavi potrdilo kot relativno močan vplivni dejavnik zvestobe 
in zadržanja. Neposredno in pozitivno vpliva na zvestobo; na zadržanje pa tako 
neposredno kot posredno preko zvestobe, kar je skladno z ugotovitvami drugih raziskav 
iz panoge mobilnih telekomunikacij. Posrednih vplivov sicer v raziskavi nismo analitično 
preverjali, zato gre v našem primeru zgolj za domneve. Niso pa se potrdile ugotovitve 
avtorjev, predvsem s trgov široke potrošnje, da zadovoljstvo sploh ne vpliva na vedenje 
(npr. Srivastava & Sharma, 2013, str. 286; Seiders et al., 2005, str. 36). Neposreden vpliv 
zadovoljstva na zvestobo (namero) je močnejši kot na zadržanje (vedenje). To razliko je 
možno razložiti z ugotovitvama Mazursky in Geva (1989, str. 225), da vpliv zadovoljstva 
sčasoma zbledi ter da na rezultate zaporednih anket lahko vpliva tudi določitev časa 
njihovega izvajanja.
Empirična raziskava je potrdila, da strošek prehoda pozitivno vpliva na zvestobo, o 
čemer so drugi avtorji poročali tako s trgov mobilnih telekomunikacij kot z drugih 
trgov. Njegov vpliv sicer ni zelo velik, a vseeno dovolj močan, da porabniki, ki bi jih ob 
menjavi ponudnika doletel strošek prehoda, ne izkazujejo tako visoke namere po menjavi 
ponudnika kot porabniki brez stroška prehoda. Strošek prehoda torej na nek način blokira 
namero menjave, vendar ne blokira tudi same menjave. Analiza anketnih podatkov ni 

ECONOMIC AND BUSINESS REVIEW  |  LETN. 17  |  POS. ŠT.  |  2015 44
pokazala statistično značilnega vpliva stroškov prehoda na zadržanje, kar je v nasprotju 
s poročili nekaterih drugih avtorjev o neposrednem vplivu stroška prehoda na zadržanje 
(npr. Svendsen & Prebensen, 2013, str. 1183). Ob samem dejanju menjave ponudnika 
očitno druge spodbude ali impulzi prevladajo nad vplivom stroška prehoda – četudi je 
ta predhodno že »blokiral« namero prehoda. Eden teh impulzov bi lahko bile trženjske 
aktivnosti konkurenčnih ponudnikov, ki porabnika prepričajo, da bo imel po menjavi 
ponudnika nižje skupne stroške uporabe mobilnih telekomunikacij in da ti nižji stroški 
odtehtajo morebitne enkratne stroške prehoda. 
Zanimive rezultate pokaže tudi analiza vpliva predhodnega trajanja razmerja na zvestobo 
in zadržanje. Porabniki z daljšim predhodnim trajanjem razmerja se manj odločajo za 
menjavo ponudnika (izkazujejo višjo stopnjo zadržanja), hkrati pa predhodno trajanje 
razmerja nima statistično značilnega vpliva na zvestobo oziroma na namero menjave. 
Slednja ugotovitev ni v skladu z ugotovitvami drugih avtorjev, ki pravijo, da porabniki z 
daljšim predhodnim trajanjem razmerja tako manj menjajo ponudnika (npr. Gustafsson 
et al., 2005, str. 261), kot izkazujejo nižjo namero menjave (npr. Malhotra & Kubowicz 
Malhotra, 2013, str. 19; Kim & Yoon, 2004, stran 761). Kaže, da pri odločitvi o nameri 
menjave (zvestobi) prevladajo drugi dejavniki, medtem ko pri sami menjavi porabniki 
bolj upoštevajo svojo predhodno izkušnjo s ponudnikom, ki jih – ne vemo, ali zavestno ali 
podzavestno – zadržuje, da ne izvedejo menjave ponudnika. 
Raziskava ni ugotovila vpliva spola porabnika na zvestobo ali na zadržanje, kar je 
povsem skladno s postavljenimi hipotezami in ugotovitvami trženjske literature. Eden od 
razlogov, da spol porabnika nima vpliva, bi lahko bil tudi v dejstvu, da trženjske aktivnosti 
slovenskih ponudnikov niso diferencirane po spolu. 
V nasprotju s postavljenimi hipotezami raziskava ni potrdila vpliva starosti porabnika 
na zvestobo ali zadržanje. Glede na ugotovitve dela literature (npr. Shin & Kim, 2008, 
str. 863; Eskafi et al., 2013, str. 746) bi pričakovali, da starejši porabniki zaradi nižje želje 
po spremembah, slabše informiranosti o ponudbah in zaradi izogibanja nevšečnostim, ki 
jih menjava prinese, manj razmišljajo o menjavi in manj dejansko menjavajo ponudnike 
kot mlajši porabniki. A po drugi strani ugotovitev o nepovezanosti starosti z zvestobo in 
zadržanjem ni presenečenje, saj nekateri drugi avtorji (npr. Kim & Yoon, 2004, str. 761;  
Malhotra & Kubowicz Malhotra, 2013, str. 19) na podlagi svojih raziskav zatrjujejo, da 
povezave ni. Očitno so trženjske aktivnosti ponudnikov, ki so neposredno usmerjene v 
pridobivanje starejših porabnikov, tako močne, da preglasijo tradicionalen odpor starejših 
porabnikov do sprememb. Poleg tega ne gre zanemariti vpliva mlajših družinskih članov, 
ki svoje starše ali stare starše najbrž mnogokrat prepričajo v menjavo ponudnika skupaj z 
njimi – kar pa so že dejavniki, ki bi jih bilo potrebno dodatno raziskati. 
Ugotovitve raziskave nakazujejo možne ukrepe za zadržanje porabnikov s strani 
ponudnikov. Glede na velik vpliv zadržanja porabnikov na dobiček ponudnikov mobilnih 
telekomunikacij ter glede na ugotovitve empirične raziskave o neposrednem pozitivnem 
vplivu dolžine predhodnega trajanja razmerja med porabnikom in ponudnikom na 
zadržanje, morajo ponudniki kontinuirano izvajati aktivnosti zadržanja porabnikov. 

D. TOMŠIČ, T. KOLAR | VPLIV ZADOVOLJSTV A PORABNIKOV IN NAMERAV ANE ZVESTOBE NA DEJANSKO ... 45
Zadovoljstvo je pomemben dejavnik zadržanja in predvsem zvestobe (namere), zato 
morajo ponudniki skrbno graditi zadovoljstvo svojih porabnikov. Za ponudnike pa je 
zanimiva predvsem ugotovitev, da namera menjave sicer res vodi k dejanski menjavi, 
a ne v tolikšni meri, da se je ne bi dalo preprečiti. Tržniki ponudnikov mobilnih 
telekomunikacij morajo torej oblikovati posebno strategijo zadržanja tistih porabnikov, ki 
se že nagibajo h konkurenci – cilj te strategije naj ne bo le zadržanje porabnikov, ampak 
njihova transformacija v zagovornike. 
Pričujoča raziskava se je soočala z nekaterimi omejitvami, ki hkrati predstavljajo izziv za 
nadaljnje raziskave. Raziskava temelji na uporabi spletnega panela, kar je omogočilo anke-
tiranje porabnikov v različnih časovnih obdobjih, obenem pa dovoljuje zgolj omejeno šte-
vilo vprašanj, kar je narekovalo nekatere pomembne omejitve. Nekateri konstrukti kot sta 
zadovoljstvo in zvestoba sta zato merjena z enim samim vprašanjem (direktno). To je sicer 
pogosta praksa (od 22 raziskav zadovoljstva v mobilnih komunikacijah, jih je denimo šest 
zadovoljstvo merilo z enim vprašanjem), kljub temu pa bi uporaba lestvic z več vprašanji 
izboljšala kakovost merjenja in omogočila preverjanje zanesljivosti in veljavnosti merjenja. 
Potencialna omejitev je tudi razmeroma »grobo« izmerjeno trajanje razmerja (manj kot 
pol leta, pol do enega leta in več kot leto). Vendarle je vprašanje kako smiselna bi bila bolj 
natančna lestvica, saj ima večina porabnikov razmerja, ki so daljša od enega leta, za tako 
dolga obdobja pa se porabniki praviloma ne spomnijo kdaj natančno so sklenili razmerje.    
Ker je bila raziskava izvedena z dvema anketama v razmiku približno šestih mesecev, 
ni zajela informacij o spremembah stališč porabnikov do ponudnikov v obdobju med 
obema anketama. Zato bi bilo smiselno v nadaljnjih raziskavah z vprašanji v drugi anketi 
preverjati, kako so se spreminjala stališča porabnikov med anketama. Še bolj zanimivo bi 
bilo preverjati, ali so se porabnikom med obema anketama zgodili kakšni dogodki, ki so 
jih spodbudili k menjavi stališč ali k menjavi oziroma ohranitvi ponudnika. Med anketama 
je bila precejšnja časovna razmaknjenost (približno pol leta), zato bi bilo z dodatnimi 
raziskavami smiselno preveriti, ali se ugotovitve o povezanosti namere z vedenjem 
spremenijo, če se časovna razmaknjenost obeh anket spremeni. Dodatna omejitev 
raziskave je bilo omejeno število vplivnih dejavnikov, saj merjeni dejavniki, le v manjši 
meri pojasnijo varianci zvestobe in zadržanja. Zato bi bilo v panel v bodoče smiselno 
vključiti vprašanja o drugih ključnih dejavnikih zvestobe in zadržanja, na primer zaupanju 
(Dick & Basu, 1994, str. 108), priporočanju (Reichheld, 2003, str. 48), upoštevanju (t.i. 
consideration) drugih ponudnikov in podobno. Raziskava prav tako ni ocenjevala vpliva 
tržnih razmer in dejavnikov (relativne primerjave ponudb vseh ponudnikov), katere bi 
bilo v bodoče tudi smiselno dodati.
LITERATURA IN VIRI
Abu-ELSamen, A. A., Akroush, N. M., Al-Khawaldeh, M. F. & Al-Shibly, S. M. (2011). Towards an integrated 
model of customer service skills and customer loyalty: The mediating role of customer satisfaction. International 
Journal of Commerce and Management, 21(4), 349-380.
Agresti, A. (2007). An Introduction to Categorical Data Analysis (Second Edition). Hoboken: Wiley-Interscience.

ECONOMIC AND BUSINESS REVIEW  |  LETN. 17  |  POS. ŠT.  |  2015 46
Akhter, S. H. (2010). Service Attributes Satisfaction and Actual Repurchase Behavior: The Mediating Influence of 
Overall Satisfaction and Purchase Intention. Journal of Consumer Satisfaction, Dissatisfaction and Complaining 
Behavior, 23, 52-64.
Aksoy, L., Buoye, A., Aksoy, P ., Larivière, B. & Keiningham, T. L. (2013). A Cross-national Investigation of the 
Satisfaction and Loyalty Linkage for Mobile Telecommunications Services across Eight Countries. Journal of 
Interactive Marketing, 27(1), 74-82.
Aittokallio, A. (2014, 7. november). Operator churn could rise to 50% in 12 months – report. Najdeno 9. novembra  
2014 na spletnem naslovu http://www.telecoms.com/302181/operator-churn-could-rise-to-50-in-12-months-
-report/
Aydin, S. & Özer, G. (2005). The analysis of antecedents of customer loyalty in the Turkish mobile 
telecommunication market. European Journal of Marketing, 39(7/8), 910-925.
Aydin, S., Özer, G. & Arasil, Ö. (2005). Customer loyalty and the effect of switching costs as a moderator variable: 
A case in the Turkish mobile phone market. Marketing Intelligence & Planning, 23(1), 89-103.
Bemmaor, A. C. (1995). Predicting Behavior from Intention-to-Buy Measures: The Parametric Case. Journal of 
Marketing Research, 32(2), 176-191.
Bloemer, J., Ruyter K. & Wetzels, M. (1999). Linking Perceived Service Quality and Service Loyalty: a Multi-
Dimensional Perspective. European Journal of Marketing, 33(11/12), 1082-1106.
Bolton, R. N. (1998). A Dynamic Model of the Duration of the Customer’s Relationship with Continuous Service 
Provider: The Role of Satisfaction. Marketing Science, 17(1), 45-65.
Bolton, R. N.,  & Lemon, K. N. (1999). A Dynamic Model of Customers’ Usage of Services: Usage as Antecedent 
and Consequence of Satisfaction. Journal of Marketing Research, 36(2), 171-186.
Brand, R. (2002). An Intelligent Way to do Business. Mobile Europe, 12(2), 38-39.
Bregar, L., Ograjenšek I. & Bavdaž, M. (2005). Metode raziskovalnega dela za ekonomiste: izbrane teme (1. natis). 
Ljubljana: Ekonomska fakulteta. 
Carton, P. (2011, 13. januar). New Survey Shows Verizon iPhone Will Have Major Impact on U.S. Wireless 
Service Providers. Najdeno 3. marca 20014 na spletnem naslovu http://investorplace.com/2011/01/impact-
verizon-apple-iphone-wireless-service-providers/
Chandon, P., Morwitz, V. G. & Reinartz, W. J. (2005). Do Intentions Really Predict Behavior? Self-Generated 
Validity Effects in Survey Research. Journal of Marketing, 69(2), 1-14.
Chen, C.-F . & Cheng, L.-T . (2012). A study on mobile phone service loyalty in T aiwan. T otal Quality Management 
& Business Excellence, 23(7/8), 807-819.
Clemes, M. D., Shu, X. & Gan, C. (2014). Mobile communications: a comprehensive hierarchical modelling 
approach. Asia Pacific Journal of Marketing and Logistics, 26(1), 114-146.
Curasi, C. F. & Kennedy, K. N. (2002). From Prisoners to Apostles: a Typology of Repeat Buyers and Loyal 
Customers in Service Businesses. Journal of Services Marketing, 16(4), 322-341.
Curtis, T., Abratt, R., Rhoades, D. & Dion, P. (2011). Customer Loyalty, Repurchase and Satisfaction: a Meta-
Analytical Review. Journal of Consumer Satisfaction, Dissatisfaction and Complaining Behavior, 24, 1-26.
Dick, S. A. & Basu, K. (1994). Customer loyalty: Toward an Integrated Conceptual Framework. Journal of the 
Academy of Marketing Science, 22(2), 99-113.
Edward, M., George, B. P. & Sarkar, S. K. (2010). The impact of switching costs upon the service quality – 
perceived value – customer satisfaction – service loyalty chain: a study in the context of cellular services in India. 
Services Marketing Quarterly, 31(2), 151-173.
Eshghi, A., Haughton, D. & T opi, H. (2007). Determinants of customer loyalty in the wireless telecommunications 
industry. Telecommunications Policy, 31(2), 93-106.

D. TOMŠIČ, T. KOLAR | VPLIV ZADOVOLJSTV A PORABNIKOV IN NAMERAV ANE ZVESTOBE NA DEJANSKO ... 47
Eskafi, M., Hossein, H. S. & Yazd A. M. (2013). The value of telecom subscribers and customer relationship 
management. Business Process Management Journal, 19(4), 737-748.
Gerpott, J. T., Rams, W. & Schindler, A. (2001). Customer Retention, Loyalty, and Satisfaction in the German 
Mobile Cellular Telecommunications Market. Telecommunications Policy, 25(4), 249-269. 
Gustafsson, A., Johnson, M. D. & Roos, I. (2005). The Effects of Customer Satisfaction, Relationship Commitment 
Dimensions, and Triggers on Customer Retention. Journal of Marketing, 69(4), 210-218.
Han, X., Kwortnik, R. J. Jr. & Wang, C. (2008). Service Loyalty: An Integrative Model and Examination across 
ServiceContexts. Journal of Service Research, 11(1), 22-42.
Hofmeyr, J. & Rice, B. (2000). Commitment-Led Marketing. Chichester: John Wiley & Sons Ltd.
Hughes, A. M. (2007, 24. januar). Churn reduction in the telecom industry. Najdeno 24. maja 20014 na spletnem 
naslovu http://www.dmnews.com/churn-reduction-in-the-telecom-industry/article/94238/
Jeng, D. J. F. & Bailey, T. (2012). Assessing customer retention strategies in mobile telecommunications: Hybrid 
MCDM approach. Management Decision, 50(9), 1570-1595.
Kalton, G. & Flores-Cervantes, I. (2003). Weighting Methods. Journal of Official Statistics, 19(2), 81-98.
Keiningham, T. L., Cooil, B., Aksoy, L., Andreassen, T. W . & Weiner, J. (2007). The value of different customer 
satisfaction and loyalty metrics in predicting customer retention, recommendation and share-of-wallet. 
Managing Service Quality, 17(4), 361-384.
Kim, H. S. & Y oon, C. H. (2004). Determinants of subscriber churn and customer loyalty in the Korean mobile 
telephony market. Telecommunications Policy, 28(9-10), 751-765.
Kim, M. K., Park, M. C. & Jeong, D. H. (2004). The Effects of Customer Satisfaction and Switching Barrier on 
Customer Loyalty in Korean Mobile Telecommunication Services. Telecommunications Policy, 28(2), 145-159.
Kumar, A. & Lim H. (2008). Age differences in mobile service perceptions: comparison of Generation Y and 
baby boomers. Journal of Services Marketing, 22(7), 568-577.
Kumar, V., Pozza, I. D. & Ganesh, J. (2013). Revisiting the Satisfaction–Loyalty Relationship: Empirical 
Generalizations and Directions for Future Research. Journal of Retailing, 89(3), 246-262.
Lee, J., Lee, J. & Feick L. (2001). The Impact of Switching Costs on Customer Satisfaction-Loyalty Link: Mobile 
Phone Service in France. The Journal of Services Marketing, 15(1), 35-48.
Lee, J., Lee, J. & Feick L. (2006). Incorporating word-of-mouth effects in estimating customer lifetime value. 
Journal of Database Marketing & Customer Strategy Management, 14(1), 29-39.
Lee, M. & Cunningham, F. L. (2001). A Cost/Benefit Approach to Understanding Service Loyalty. Journal of 
Services Marketing, 15(2), 113-130.
Leech, N. L., Barrett, K. C. & Morgan, G. A. (2005).  SPSS for Intermediate Statistics: Use and Interpretation (2nd 
ed.). Mahwah: Lawrence Erlbaum. 
Lim, H., Widdows, R. & Park, J. (2006). M-loyalty: winning strategies for mobile carriers. Journal of Consumer 
Marketing, 23(4), 208-218.
Malhotra, A. & Kubowicz Malhotra C. (2013). Exploring switching behavior of US mobile service customers. 
Journal of Services Marketing,  27(1), 13-24.
Mazursky, D. & Geva, A. (1989). Temporal Decay in Satisfaction-Purchase Intention Relationship. Psychology & 
Marketing, 6(3), 211-227.
Mittal V . & Kamakura W . A. (2001). Satisfaction, Repurchase Intent, andRepurchase Behavior: Investigating the 
Moderating Effect of Customer Characteristics. Journal of Marketing Research, 3(1), 131-142.
Mittal, B. & Lassar M. W . (1998). Why do Customers Switch? The Dynamics of Satisfaction Versus Loyalty. The 
Journal of Services Marketing, 12(3), 177-194.

ECONOMIC AND BUSINESS REVIEW  |  LETN. 17  |  POS. ŠT.  |  2015 48
Morgan, R. M., Crutchfield, T. N. & Lacey, R. (2000). Patronage and Loyalty Strategies – Understanding the 
Behavioral and Attitudinal Outcomes of Customer Retention Programs. V T. Hennig-Thurau & U. Hansen (ur.), 
Relationship Marketing: gaining competitive advantage through customer satisfaction and customer retention (str. 
71-87). Berlin: Springer.
Morwitz, V. G. (1997). Why consumers don’t always accurately predict their own future behaviour. Marketing 
Letters, 8(1), 57-70.
Morwitz, V. G. & Schmittlein, D. (1992). Using Segmentation to Improve Sales Forecasts Based on Purchase 
Intent: Which ”Intenders” Actually Buy? Journal of Marketing Research, 29(4), 391-405. 
Morwitz, V. G., Johnson, E. & Schmittlein, D. (1993). Does Measuring Intent Change Behavior? Journal of 
Consumer Research, 20(1), 46-61.
Oliver, L. R. (1999). Whence Consumer Loyalty?. Journal of Marketing, 63(Special Issue), 33-44.
Qayyum, A., Khang, D. B. & Krairit, D. (2013). An analysis of the antecedents of loyalty and the moderating role 
of customer demographics in an emerging mobile phone industry. International Journal of Emerging Markets, 
8(4), 373-391.
Reichheld, F. F. (2003). The One Number Y ou Need to Grow. Harvard Business Review, 81(12), 46-54. 
Reichheld, F. F., Markey Jr., R. G. & Hopton C. (2000). The loyalty effect – the relationship between loyalty and 
profits. European Business Journal, 12(3), 134-139.
Reinartz, W. & Kumar, V. (2002). The Mismanagement of Customer Loyalty. Harvard Business Review, 80(7), 
86-94.
Rogelj, R. (2002). Statistika 2 (2. izdaja). Ljubljana: Ekonomska fakulteta.
Ruyter, K., Wetzels M. & Bloemer, J. (1998). On the Relationship Between Perceived Service Quality, Service 
Loyalty an Switching Costs. International Journal of Service Industry Management, 9(5). 436-453.
Santouridis, I. & Trivellas P. (2010). Investigating the impact of service quality and customer satisfaction on 
customer loyalty in mobile telephony in Greece. The TQM Journal, 22(3), 330-343.
Seiders, K., Voss, G. B., Grewal, D. & Godfrey, A. L. (2005). Do Satisfied Customers Buy More? Examining 
Moderating Influences in a Retailing Context. Journal of Marketing, 69(4), 26-43.
Seo, D.B., Ranganathan, C. & Babad, Y. (2008). Two-level model of customer retention in the US mobile 
telecommunication service market. Telecommunication Policy, 32(3/4), 182-196.
Shin, D.-H. & Kim, W .-Y . (2008). Forecasting customer switching intention in mobile service: An exploratory study 
of predictive factors in mobile number portability. Technological forecasting and social change, 75(6), 854-874.
Srivastava, K. & Sharma, N. K. (2013). Service Quality, Corporate Brand Image, and Switching Behavior: The 
Mediating Role of Customer Satisfaction and Repurchase Intention. Services Marketing Quarterly, 34(4), 274-291.
Svendsen, B. G. & Prebensen, K. N. (2013). The effect of brand on churn in the telecommunications sector. 
European Journal of Marketing, 47(8), 1177-1189.
Türkyilmaz A. & Özkan C. (2007). Development of a customer satisfaction index model: An application to the 
Turkish mobile phone sector. Industrial Management & Data Systems, 107(5), 672-687.
Verhoef, P. C. (2003). Understanding the Effect of Customer Relationship Management Efforts on Customer 
Retention and Customer Share Development. Journal of Marketing, 67(4), 30-45.
Voss, B. G. & Giraud Voss, Z. (1997). Implementing a Relationship Marketing Program: A Case Study and 
Managerial Implications. The Journal of Services Marketing, 11(4), 278-298.
Zeithaml, A. V . (2000). Service Quality, Profitability, and the Economic Worth of Customers: What We Know 
and What We Need to Learn. Journal of the Academy of Marketing Science, 28(1), 67-85.
Zeithaml, A. V ., Berry, L. L. & Parasuraman, A. (1996). The Behavioral Consequences of Service Quality. Journal 
of Marketing, 60(2), 31-46.