Thông tin tài liệu
h quan môi trường hoạt động, môi trường pháp lý, quản lý nhà nước điều hành CSTT NHNN, phối hợp không đồng CSTT CSTK gây khó khăn cho hoạt động NHTM Các biến quan sát chuyên gia đồng ý F25, F26, F27, F28, F29, F30, F31, F32 thuộc nhóm yếu tố sản phẩm dịch vụ ngân hàng có chất lượng cao (giá trị trung bình nhỏ 3)6 3.2 Đánh giá độ tin cậy thang đo Hệ số Cronbach’s Alpha phép kiểm định thống kê dùng để kiểm tra chặt chẽ tương quan biến quan sát Điều liên quan đến hai khía cạnh tương quan thân biến tương quan điểm số biến với điểm số toàn biến người trả lời Phương pháp cho phép người phân tích loại bỏ biến khơng phù hợp hạn chế biến rác mơ hình nghiên cứu khơng khơng thể biết xác độ biến thiên độ lỗi biến Theo đó, biến có hệ số tương quan tổng biến phù hợp (Corrected Item-Total Correlation) lớn 0.3 có hệ số Alpha lớn 0.6 xem chấp nhận thích hợp đưa vào bước phân tích Cũng theo nhiều nhà nghiên cứu, nến Cronbach’s Alpha đạt từ 0.8 trở lên thang đo lường tốt mức độ tương quan cao Kết kiểm định độ tin cậy thang đo cụ thể sau: Case Processing Summary N Cases % Reliability Statistics Valid 164 49.7 Cronbach's Alpha Excludeda 166 50.3 996 Total 330 100.0 N of Items 51 a Listwise deletion based on all variables in the procedure Xem thêm phần tồn hạn chế nguyên nhân tồn hạn chế chương II Đề tài 140 Item-Total Statistics Scale Mean if Item Scale Variance if Deleted Item Deleted Corrected Item- Cronbach's Alpha Total Correlation if Item Deleted A1 184.26 1953.259 945 996 A2 184.41 1939.936 955 996 A3 184.43 1970.209 926 996 A4 184.55 1968.445 922 996 B5 184.26 1948.955 948 996 B6 184.35 1950.733 961 996 B7 184.93 1941.050 919 996 C8 184.21 1944.803 932 996 C9 184.26 1940.980 934 996 C10 184.52 1955.000 950 996 C11 184.48 1953.331 952 996 C12 184.26 1951.001 946 996 C13 184.91 1958.189 907 996 C14 184.20 1938.751 918 996 C15 184.21 1948.546 940 996 C16 184.20 1952.587 937 996 C17 184.40 1953.259 954 996 C18 184.38 1950.286 960 996 D19 184.20 1953.459 914 996 D20 184.05 1954.089 915 996 D21 184.51 1937.748 959 996 E22 184.42 1973.264 856 996 E23 184.41 1973.114 896 996 E24 184.50 1978.153 865 996 F25 186.08 1965.202 814 996 F26 186.02 1956.269 830 996 F27 186.10 1960.682 845 996 F28 186.15 1959.651 829 996 F29 186.05 1954.329 850 996 F30 186.13 1962.718 833 996 F31 186.08 1959.153 836 996 F32 186.08 1960.797 828 996 141 G33 184.58 1942.675 947 996 G34 184.53 1964.570 935 996 G35 184.52 1970.349 868 996 G36 184.34 1966.016 908 996 H37 184.57 1938.676 961 996 H38 184.43 1949.167 959 996 K39 184.61 1943.417 942 996 K40 184.72 1938.350 947 996 K41 184.51 1944.509 963 996 K42 184.48 1943.515 959 996 L43 184.46 1972.152 872 996 L44 184.36 1977.311 871 996 I45 184.41 1954.011 962 996 I46 184.09 1957.421 900 996 I47 184.28 1959.197 945 996 J48PT 184.52 1942.435 929 996 J49PT 184.55 1955.709 948 996 J50PT 184.24 1936.492 929 996 J51PT 184.69 1944.338 948 996 Qua kết kiểm định thang đo biến ta nhận thấy biến có hệ số Cronbach's Alpha =0,996 lớn 0,6 hệ số Corrected Item-Total Correlation thấp 0,814 (hệ số tương quan biến tổng ) lớn 0,3 Như chứng tỏ thang đo lường tốt, mức độ tương quan cao ta sử dụng biến để chạy hồi quy 3.3 Phân tích nhân tố (EFA) Phép phân tích nhân tố tính tin cậy sử dụng để đánh giá quán nội khái niệm nghiên cứu Đầu tiên, phép phân tích nhân tố khái niệm nghiên cứu xem xét để cung cấp chứng giá trị phân biệt (discriminant validity) giá trị hội tụ (convergent validity) thang đo Giá trị phân biệt mô tả mức độ mà thang đo (biến quan sát) không giống với thang đo (biến quan sát) khác mà mặt lý thuyết chúng không nên giống Giá trị phân biệt đánh giá cách xem xét ma trận tương quan biến độc lập phụ thuộc chọn biến mà hệ số tương quan chúng thấp Một hệ số tương quan tuyệt đối lớn (0,85) tượng đa cộng tuyến, nghĩa khái niệm nghiên cứu trùng lắp với chúng đo lường thứ (John Benet-Martinez, 2000) Vì hệ số tương quan khái niệm 142 nghiên cứu đề tài nên nhỏ 0,85 để đạt yêu cầu giá trị phân biệt Mức độ thích hợp tương quan nội biến quan sát khái niệm nghiên cứu thể hệ số Kaiser-Myer- Olkin (KMO) đo lường thích hợp mẫu mức ý nghĩa đáng kể kiểm định Barlett’s Sự rút trích nhân tố đại diện biến quan sát thực phân tích nhân tố với phép quay Varimax Các thành phần với giá trị Eigen lớn tổng phương sai trích lớn 0,50 xem nhân tố đại diện biến Thứ hai, thang đo khoảng đại diện cho khái niệm nghiên cứu dự án nghiên cứu đánh giá phương pháp truyền thống (nghĩa sử dụng trị trung bình độ lệch chuẩn thống kê mơ tả)7 Kết phân tích nhân tố KMO and Bartlett's Test Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy Bartlett's Test of Sphericity 961 Approx Chi-Square 2.248E4 df 1081 Sig .000 Total Variance Explained Extraction Sums of Squared Rotation Sums of Squared Loadings Loadings Initial Eigenvalues Compone % of Cumulative Variance % Total % of Cumulative % of Cumulative Variance % Total Variance % 84.239 84.239 20.246 43.076 43.076 nt Total 39.592 84.239 2.726 5.801 90.039 2.726 5.801 90.039 12.403 26.388 69.464 1.515 3.224 93.263 1.515 3.224 93.263 11.186 23.799 93.263 533 1.135 94.398 413 880 95.278 371 790 96.068 259 551 96.619 214 456 97.074 162 344 97.419 10 128 272 97.691 11 117 249 97.939 84.239 39.592 Hoàng Thị Phương Thảo - Hoàng Trọng - Chu Nguyễn Mộng Ngọc 2009, “Giá trị thương hiệu thị trường dịch vụ”, Đề tài nghiên cứu khoa học cấp Bộ, mã số B2007-09-35, Trường Đại học kinh tế TP.HCM 143 12 109 233 98.172 13 087 185 98.356 14 083 176 98.533 15 073 156 98.689 16 064 136 98.825 17 050 107 98.931 18 045 096 99.027 19 039 083 99.110 20 037 078 99.188 21 034 072 99.259 22 031 067 99.326 23 030 064 99.390 24 028 059 99.449 25 023 049 99.498 26 023 048 99.547 27 021 045 99.592 28 019 040 99.632 29 017 036 99.668 30 016 033 99.702 31 015 031 99.733 32 014 030 99.763 33 013 029 99.791 34 013 028 99.819 35 012 025 99.844 36 011 024 99.868 37 010 021 99.889 38 009 018 99.908 39 008 017 99.925 40 007 015 99.940 41 006 014 99.954 42 006 013 99.966 43 005 010 99.976 44 004 008 99.984 45 003 007 99.991 46 002 005 99.996 47 002 004 100.000 144 Extraction Method: Principal Component Analysis Rotated Component Matrixa Component A1 801 372 394 A2 800 415 366 A3 512 466 674 A4 583 472 554 B5 790 340 449 B6 746 430 444 B7 716 519 302 C8 854 280 385 C9 857 310 352 C10 613 427 616 C11 619 434 603 C12 783 344 451 C13 779 344 373 C14 861 278 348 C15 813 297 444 C16 823 316 404 C17 637 441 578 C18 683 437 526 D19 857 312 310 D20 824 235 442 D21 786 461 346 E22 421 319 826 E23 451 399 773 E24 490 336 725 F25 271 860 384 F26 332 865 323 F27 432 836 239 F28 354 872 281 F29 406 846 274 F30 332 864 330 F31 345 874 306 F32 313 875 336 145 G33 758 492 328 G34 576 473 589 G35 495 424 623 G36 523 394 702 H37 754 495 358 H38 750 472 386 K39 747 501 325 K40 745 529 309 K41 706 480 451 K42 768 482 349 L43 450 341 791 L44 414 386 793 I45 679 472 499 I46 762 202 542 I47 679 426 516 Extraction Method: Principal Component Analysis Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization a Rotation converged in iterations Hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy) số dùng để đo lường thích hợp phân tích nhân tố, trị số KMO lớn (giữa 0,5 1) có ý nghĩa áp dụng phương pháp phân tích nhân tố khám phá thích hợp với liệu có, cịn trị số nhỏ 0,5 phân tích nhân tố có khả khơng thích hợp với liệu Kết phân tích ta nhận thấy hệ số KMO= 0,961 lớn 0,5 phân tích nhân tố thực đươc Phương pháp dựa vào Eigenvalue: có nhân tố có eigenvalue lớn giữ lại mơ hình phân tích (đại lượng eigenvalue đại diện cho lượng biến thiên giải thích nhân tố), nhân tố có eigenvalue nhỏ khơng có thơng tin tốt biến gốc sau chuẩn hóa biến gốc có phương sai Trong bảng ta thấy với tiêu chuẩn eigenvalue lớn (mặc định SPSS), phần Total (trong mục Extraction Sums of Squared Loadings) = 1.515 (lớn 1) tổng phương sai trích (Cumulative) = 93, 263%, có nghĩa nhân tố giải thích 93, 263% biến thiên liệu, nghĩa ta phân tích nhân tố nhân tố chọn giải thích 93, 263% liệu Giá trị hội tụ khái niệm cho biết biến quan sát phải tập trung đo lường 146 biến độc lập, hệ số phải lớn 0,5; giá trị phân biệt khái niệm cho biết 01 biến quan sát đo lường từ 02 nhân tố trở lên, giá trị lớn 0,3 biến sử dụng Qua bảng kết cho thấy giá trị hội tụ giá trị phân biệt (ma trận hệ số Rotated Component Matrixa với phép quay Varimax) biến A1, A2, B5, B6, C8, C9, C12, C13, C14, C15, C16, D19, D20, E22, E23, E24, L43, L44, F25, F26, F27, F28, F29, F30, F31, F32 lớn 0,5 0,3 nên ta sử dụng biến để đưa vào mơ hình phân tích hồi quy 3.4 Xây dựng mơ hình phân tích hồi quy Sau phân tích nhân tố loại biến khơng phù hợp ta xây dựng mơ hình với 03 biến độc lập, đặt tên biến giải thích ý nghĩa biến là: - Biến độc lập YTKQKTL: yếu tố khách quan không thuận lợi môi trường cạnh tranh, QLNN điều hành CSTT NHNN, phối hợp không đồng CSTT CSTK; - Biến độc lập YKCNTT: yếu hạ tầng CNTT quốc gia mức độ ứng dụng CNTT vào hoạt động NHTM thấp; - Biến độc lập CLDVT: chất lượng dịch vụ ngân hàng thấp; Đây nhân tố không thuận lợi hoạt động ngân hàng làm ảnh hưởng tới hiệu hoạt động ngân hàng, thành phần biến sau: - Biến độc lập YTKQKTL: A1, A2, B5, B6, C8, C9, C12, C13, C14, C15, C16, D19, D20 - Biến độc lập YKCNTT: E22, E23, E24, L43, L44 - Biến độc lập CLDVT: F25, F26, F27, F28, F29, F30, F31, F32 Ta đặt tên biến phụ thuộc KHQ (hiệu hoạt động thấp hay không hiệu quả), biến phụ thuộc KHQ bao gồm biến quan sát J48PT, J49PT, J50PT, J51PT xem xét xây dựng mơ hình hàm hồi quy với 03 biến độc lập: YTKQKTL, YKCNTT, CLDVT Hàm hồi quy có dạng KHQ=f (YTKQKTL, YKCNTT, CLDVT) Đặt giả thiết nghiên cứu biến độc lập có tác động chiều với biến phụ thuộc, nghĩa là: - H1: có mối quan hệ thuận chiều chiều biến YTKQKTL với KHQ - H2: có mối quan hệ thuận chiều chiều biến YKCNTT với KHQ - H3: có mối quan hệ thuận chiều chiều biến CLDVT với KHQ 147 Nghĩa yếu tố khách quan có tác động khơng thuận lợi; yếu hạ tầng CNTT quốc gia mức độ ứng dụng CNTT vào hoạt động NHTM thấp; chất lượng dịch vụ ngân hàng thấp tăng lên có tác động làm cho mức độ hoạt động không hiệu NHTM tăng lên (hiệu hoạt động giảm xuống) + Kiểm định mối tương quan biến: Correlations YTKQKTL YTKQKTL CLDVT 841** 980** 000 000 000 164 164 164 164 738** 739** 788** 000 000 N YKCNTT KHQ Pearson Correlation KHQ 738** Pearson Correlation Sig (2-tailed) CLDVT YKCNTT Sig (2-tailed) 000 N 164 164 164 164 841** 739** 862** Sig (2-tailed) 000 000 N 164 164 164 164 980** 788** 862** Sig (2-tailed) 000 000 000 N 164 164 164 Pearson Correlation Pearson Correlation 000 164 ** Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed) Nhận xét: ta thấy biến độc lập mơ hình nghiên cứu có hệ số tương quan Pearson Correlation biến độc lập từ 0,738 đến 0,841 nên không xảy tượng đa cộng tuyến tất biến có sig < 1% nên có mối tương quan chặt chẽ với hàm hồi quy thực + Kiểm định thang đo mơ hình hồi quy Case Processing Summary N Cases % Valid 164 49.7 Excludeda 166 50.3 Total 330 100.0 a Listwise deletion based on all variables in the procedure Item-Total Statistics Reliability Statistics Cronbach's Alpha 148 945 Scale Mean if Item Scale Variance if Deleted N of Items Item Deleted Corrected Item- Cronbach's Alpha Total Correlation if Item Deleted YTKQKTL 10.1130 6.276 920 911 CLDVT 11.8949 6.899 782 956 YKCNTT 10.2377 7.760 863 939 KHQ 10.3103 6.026 955 900 Qua kết kiểm định thang đo biến ta nhận thấy biến có hệ số Cronbach's Alpha = 0,945 lớn 0,6 hệ số Corrected Item-Total Correlation thấp 0,782 (hệ số tương quan biến tổng ) lớn 0,3 Như chứng tỏ thang đo lường tốt, mức độ tương quan cao ta sử dụng biến để chạy hồi quy + Kiểm định tượng đa cộng tuyến biến mơ hình hồi quy Đa cộng tuyến trạng thái biến độc lập có tương quan chặt chẽ với Nhìn vào bảng sau, ta thấy biến có giá trị sig nhỏ cho thấy mơ hình sử dụng phù hợp biến đạt tiêu chuẩn chấp nhận (Tolerance>0,0001) Thêm vào đó, tiêu chí Collinearity diagnostics (chuẩn đốn tượng đa cộng tuyến) với hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance inflation factor) biến độc lập mơ hình nhỏ 10 thể tính đa cộng tuyến biến độc lập không đáng kể Coefficientsa Standardized Unstandardized Coefficients Model B (Constant) Coefficients Std Error Collinearity Statistics Beta -.296 081 YTKQKTL 846 027 CLDVT 128 YKCNTT 109 t Sig Tolerance -3.636 000 824 31.648 000 263 3.809 022 122 5.856 000 408 2.452 036 079 3.009 003 261 3.830 a Dependent Variable: KHQ + Kết phân tích hồi quy: Model Summary Model R R Square VIF Adjusted R Std Error of Change Statistics ... dụng CNTT vào hoạt động NHTM thấp; - Biến độc lập CLDVT: chất lượng dịch vụ ngân hàng thấp; Đây nhân tố không thuận lợi hoạt động ngân hàng làm ảnh hưởng tới hiệu hoạt động ngân hàng, thành phần... độ hoạt động không hiệu tăng lên (hiệu hoạt động giảm xuống) Hay nói cách khác NHTM muốn hoạt động hiệu Nhà nước phải tạo môi trường hoạt động thuận lợi cho NHTM, NHTM phải tích cực nâng cao. .. có tác động không thuận lợi; yếu hạ tầng CNTT quốc gia mức độ ứng dụng CNTT vào hoạt động NHTM thấp; chất lượng dịch vụ ngân hàng thấp tăng lên có tác động làm cho mức độ hoạt động không hiệu NHTM
Ngày đăng: 31/12/2020, 07:10
Xem thêm:
