Hệ số tin cậy Cronbach alpha của thang đo Sức Lan Tỏa

Một phần của tài liệu (LUẬN văn THẠC sĩ) đánh giá sự hài lòng của nông dân về chương trình khuyến nông tại tỉnh gia lai (Trang 54)

Thống kê Mơ Hình (Item-Total Statistics)

Scale Mean if Item Deleted Scale Variance if Item Deleted Corrected Item- Total Correlation Squared Multiple Correlation Cronbach's Alpha if Item Deleted Biến quan sát Trung bình

thang đo nếu

loại biến

Phương sai thang đo nếu

loại biến

Tương quan tổng biến

Bình phương

tương quan bội

Alpha nếu loại biến

D1 7.03 6.038 0.628 0.397 0.689 D2 6.52 7.599 0.587 0.345 0.742 D3 7.61 5.753 0.654 0.428 0.661

Thang đo Sức Lan Tỏa: Cronbach's Alpha: 0.779

Nhận xét: Thang đo Sức Lan Tỏa có Alpha 0.779 là tốt. Hệ số tổng tương

quan đều lớn 0.3 đạt yêu cầu cho phân tích tiếp theo.

4.3.2. Phân tích nhân tố khám phá

Trong đánh giá độ tin cậy, ta đã giữ lại những biến có tương quan mạnh với nhau. Trong trường hợp, biến quan sát có thể khơng chỉ tương quan trong nhóm mà

cịn tương quan với các biến của nhóm khác. Để sắp xếp hay loại các biến này, phân tích nhân tố (EFA) được thực hiên để rút gọn và nhóm các biến.

4.3.2.1. Thang đo các yếu tố tác động

Phân tích nhân tố cho các yếu tố tác động đến hài lòng gồm 23 biến do loại

thang đo Đảm bảo và biến quan sát B1 của thang đo Hiệu quả Dự án. Phân tích nhân tố bằng phương pháp Principal Component Analysis và phép xoay Equamax with Kaiser Normalization. Có kết quả bảng dưới đây:

Bảng 4.7. Kiểm Định KMO và Bartlett's Test cho nhân tố tác động

Kiểm định KMO và Bartlet (KMO and Bartlett's Test)

Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .793 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 1.695E3

Nhận xét: Chỉ số KMO (Kaiser – Meyer – Olkin) được dùng để phân tích sự thích hợp của phân tích nhân tố lớn hơn 0.5 là đạt yêu cầu. Kiểm định Bartlett's có Sig 0.000 nhỏ hơn mức 0.05 đạt độ tin cậy với mức ý nghĩa cho phép. Ta có thể tiến hành rút trích nhân tố nhằm nhóm các nhóm biến theo nhân tố tác động.

Dựa vào bảng ma trận nhân tố (trích phụ lục) những biến có Eigenvalues lớn

hơn một là thuộc nhân tố mới có thể giải thích tốt hơn biến cũ. Phương sai rút trích

tích lũy là 60.54% điều này phản ánh năm nhân tố giải thích được 60.54% biến thiên của dữ liệu. Dựa vào biến gốc và thông qua phép xoay nhân tố, bảng phân

tích cho năm nhóm rõ rệt. Biến A25 có hệ số tương quan cao nhất lên Thang đo Hiệu quả dự án là 0.487 nhỏ hơn 0.5 thấp hơn tiêu chuẩn cho phép. Vì vậy, ta có thể loại biến A25 ra khỏi các nhân tố trên không ảnh hưởng nhiều đến các nhân tố. Xác định các nhân tố mới nhờ vào hệ số được ước lượng từ biến gốc.

Dựa vào phân tích nhân tố, ta có năm nhân tố mới đại diện cho các biến gốc. Theo kết quả phân tích các biến gốc đại diện rất tốt cho các thang đo. Ta có ma trận hệ số các nhân tố (trích phụ lục) được tính từ biến gốc theo cơng thức dưới dây:

Thang đo về chất lượng dịch vụ:

- Nhân tố hữu hình:

AHuu_Hinh = A11*0.286 + A12*0.265 + A13*0.240 + A14*0.307 + A15*0.260

- Nhân tố tin cậy:

ATin_Cay = A21*0.356 + A22*0.308 + A23*0.334 + A24*323

- Nhân tố đáp ứng:

ADap_Ung = A31*0.212 + A32*0.228 + A33*0.198 + A34*0.255 + A35*0.358

- Nhân tố cảm thông:

ACam_Thong = A51*0.278 + A52*0.364 + A53*0.377 + A54*0.337

Thang đo hiệu quả dự án:

4.3.2.2. Thang đo hài lòng và lan tỏa

- Thang đo Hài lòng

Tương tự như nhóm thanh đo các yếu tố tác động , ta tiến hành kiểm định

phân tích nhân tố. Phương pháp Principal Component Analysis và phép xoay

Equamax with Kaiser Normalization để tạo nhân tố đại diện cho nhóm biến của

thang đo hài lịng. Bảng phân tích trình bày dưới đây:

Bảng 4.8. Kiểm định KMO và Bartlett's Test cho nhân tố hài lòng

Kiểm định KMO và Bartlet (KMO and Bartlett's Test)

Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy.

0.556 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 196.441 df 3 Sig. .000

Nhận xét: Kiểm định trị số KMO 0.556 là chấp nhân được, kiểm định Bartlett's có sig.= 0.000 đạt mức cho phép. Ta có thể sử dụng các hệ số của phân

tích nhân tố này. Ta tiến hành xoay nhân tố để xác số lượng nhân tố mới từ ba biên gốc. Bảng xoay các nhân tố trình bày dưới đây:

Bảng 4.9. Phân tích nhân tố của thang đo hài lòng

Ma trận nhân tố (Component Matrixa )

Hệ số tải nhân tố

(Component Score Coefficient Matrix) Component Component 1 1 C1 0.927 0.446 C2 0.817 0.393 C3 0.743 0.357 Eigenvalues 2.079 Phương sai rút trích (%) 69.314

Phương pháp rút trích (Extraction Method): Principal Component Analysis. Phương pháp xoay (Rotation Method): Equamax with Kaiser Normalization.

a. Một nhân tố được rút trích (1 components extracted).

Nhận xét: Hệ số tương quan của các biến đều lớn hơn 0.5 đạt mức cho phép trong phân tích nhân tố. Dựa vào bảng hệ số tải nhân tố ta có nhân tố mới đại diện các biến gốc như sau:

- Thang đo Sức Lan Tỏa

Phân tích nhân tố cho thanh đo sức lan tỏa của chương trình khuyến nơng. Dựa vào phương pháp tương tự như trên, ta có kết trình bày bảng sau:

Bảng 4.10. Kiểm Định KMO và Bartlett's Test cho nhân tố Sức lan tỏa

Kiểm định KMO và Bartlet (KMO and Bartlett's Test)

Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. 0.698 Bartlett's Test of

Sphericity

Approx. Chi-Square 152.754

df 3

Sig. .000

Nhận xét: Kiểm định trị số KMO 0.698 đạt, kiểm định Bartlett's Test có sig=0.000 đạt độ tin cậy để sử dụng tạo nhân tố mới. Dựa vào kiểm định này ta có thể sử dụng kết quả của phân tích nhân tố được trình bày dưới bảng sau:

Bảng 4.11. Kết quả phân tích nhân tố Sức Lan Tỏa

Ma trận nhân tố (Component Matrixa )

Hệ số tải nhân tố (Component Score Coefficient Matrix) Component Component 1 1 D1 0.838 0.401 D2 0.811 0.388 D3 0.855 0.409 Eigenvalues 2.092 Phương sai rút trích (%) 69.721

Phương pháp rút trích (Extraction Method): Principal Component Analysis.

Phương pháp xoay (Rotation Method): Equamax with Kaiser Normalization. a. Một nhân tố được rút trích (1 components extracted).

Nhận xét: Hệ số tương quan giữa các biến khá cao đều lớn hơn 0.5 mức cho phép trong phân tích nhân tố. Dựa vào bảng hệ số tải nhân tố ta có nhân tố mới đại diện đại diện cho thang đo sức lan tỏa:

DSuc_Lan_Toa = D1*0.401 + D2*0.388 + D3*0.409

Qua xây dựng thang đo, các nhân tố đại diện để hồi qui mơ hình đã đạt như

mong đợi. Các biến hội tụ theo nhân tố như kỳ vọng. Xây dựng thang đo trong bảng

câu hỏi đo lường nhìn chung là tốt.

Tuy nhiên, Biến A25 đo lường cảm nhận thông tin tuyên truyền khuyến nơng chưa có sự nhất qn với các biến khác tạo nên độ tin cậy trong thang đo tin cậy.

Biến B1 đo lường khó khăn gặp phải khi thực hiện dự án của thang đo hiệu quả dự bị loại khỏi mơ hình nghiên cứu do khơng đạt độ tin cậy. Thang đo đảm bảo bị loại khỏi mơ hình nghiên cứu do khơng có nhất qn về ý kiến nên không đạt độ tin cậy cho phép của thang đo. Ý nghĩa của thang đo này phản ánh sự không đồng bộ trong hỗ trợ: kỹ thuật, giống, tín dụng, điện nước và phân bón trong cùng chương trình.

Đây cũng là thực tế tại địa phương bởi tín dụng do quỹ tín dụng quản lý và chưa

lồng ghép vào chương trình khuyến nơng, các hỗ trợ điện và nước thì cịn tùy thuộc vào khả năng hệ thống thủy nông và lưới điện của mỗi địa bàn cụ thể, các hỗ trợ khác cũng không tốt bởi giới hạn về nguồn vốn của dự án. Để chương trình khuyến nơng đồng bộ hơn cần có phối hợp tốt hơn giữa khuyến nơng với quỹ tín dụng và

khả năng đối ứng vốn người dân. Các biến và thang đo bị loại cịn có nghĩa là

khơng đủ tin cậy để kết luận khả năng tác động lên sự hài lịng.

4.4. Kiểm định mơ hình và giả thuyết nghiên cứu

Trong phần lý thuyết, mơ hình nghiên cứu và các giả thuyết đã được đề xuất. Các nhân tố mới đại diện thang đo đã được kiểm định. Dựa vào các thang đo này,

ước lượng mơ hình để kiểm định các giả thuyết:

- Giả thuyết H1 : Chấp nhận chất lượng dịch vụ tác động đồng biến chấp nhận giá trị;

- Giả thuyết H2 và H3: Chấp nhận chất lượng và chấp nhận giá trị tác động đồng biến đến sự hài lòng;

- Giả thiết H4: Sự hài lòng tác động đồng biến đến sức lan tỏa.

Dựa vào các nhân tố đại diện cho thang đo, ta tiến hành hồi qui để kiểm định các giả thuyết trên qua các mơ hình qui sau:

4.4.1. Mơ hình hồi qui chất lượng dịch vụ tác động đến hiệu quả dự án

Mơ hình hồi qui này xem xét các nhân tố chất lượng dịch vụ lên hiệu quả dự án và mức độ tác động bao nhiêu. Mơ hình ước lượng lý thuyết như sau:

BHieu_qua_DA = β10 + AHuu_Hinh* β11 + ATin_Cay* β12 + ADap_Ung* β13 + ADam_Bao *β14 + ACam_Thong* β15 + e1

Chất lượng dịch vụ trong mơ hình thực tế chỉ gồm bốn nhân tố (Hữu hình, Tin cậy, Đáp ứng, Cảm thơng). Bảng kết quả chạy gồm tóm tắt mơ hình, phân tích

phương sai và thống kê phần dư được trích phần phụ lục.

Kết quả hồi qui ta có R2 hiệu chỉnh =0.290 phản ánh 29% thay đổi của hiệu quả dự án là do tác động của chất lượng khuyến nông. Kiểm định mơ hình với F=19.485 và sig.=0.000 chứng tỏ mơ hình hồn tồn phù hợp. Kiểm tra phần dư có trung bình (Mean) =0.000 và độ lệch chuẩn (Std. Deviation) = 0.989 cho ta biết phương sai không đổi, hiện tượng đa cộng tuyến cũng không tồn tại với VIF = 1.

Kết luận mơ hình khơng vi phạm giả thuyết ta có thể sử dụng mơ hình với hệ số hồi qui riêng của các biến qua bảng sau:

Bảng 4.12. Hệ số hồi qui của các thang đo về hiệu quả dự án

Hệ số hồi qui (Coefficientsa)

Model

Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients

t Sig. B Std. Error Beta 1 (Constant) -3.26E-17 0.062 0.000 1 Huu_Hinh 0.170 0.063 0.170 2.719 0.007 Tin_Cay 0.255 0.063 0.255 4.075 0.000 Dap_Ung 0.344 0.063 0.344 5.490 0.000 Cam_Thong 0.306 0.063 0.306 4.879 0.000 a. Dependent Variable: Hieu_Qua_DA

Nhận xét: Hệ số β của thang đo có độ tin cậy cao với mức ý nghĩa sig.

=0.000, đều nhỏ hơn mức cho phép. Hệ số β tự do có độ tin cậy thấp với ý nghĩa

sig.=1 lớn hơn cho phép nên bác bỏ giả thuyết và không sử dụng dụng được. Ta viết

lại mơ hình như sau:

BHieu_qua_DA = AHuu_Hình*0.170 + ATin_Cay*0.255 + ADap_Ung*0.344 + ACam_Thong*0.306

Ta thấy hệ số β có dấu đúng như kỳ vọng điều này có nghĩa các yếu tố hữu hình, tin cậy, đáp ứng, cảm thơng đều tác động tích cực lên hiệu quả dự án. Thang

đo đảm bảo (ADam_Bao ) không được xét đến trong mơ hình thực tế do khơng đạt độ

tin cậy để sử dụng số liệu đo lường. Tuy vậy, giả thuyết H1 hoàn toàn chấp nhận. Chất lượng khuyến nông cũng đóng vai trị nhất định chiếm đến 29% sự

là sự đáp ứng ảnh hưởng lớn nhất đến hiệu quả dự án khuyến nông. Sự trao đổi giữa nhân viên khuyến và nơng dân càng nhiều thì hiệu quả dự án đạt càng cao. Sự cảm thông thể hiện sự tiếp nhận thông tin tuyên tuyền cũng ảnh tác động đến dự án. Sự

tin cậy cũng có tác động lên dự án. Người dân càng tin tưởng nhiều thì khả năng đạt kết quả tốt hơn. Nông dân tham gia chương trình có điều kiện tiếp cận dễ dàng dự án thì cũng ảnh hưởng đến kết quả thực hiện.

4.4.2. Mơ hình hồi qui các yếu tố tác động đến hài lịng

Mơ hình hồi qui chấp nhận chất lượng và chấp nhận giá trị tác động lên hài lịng so với kỳ vọng lý thuyết. Mơ hình ước lượng kỳ vọng:

CHai_Long = β20 + AHuu_Hinh* β21 + ATin_Cay* β22 + ADap_Ung* β23 + ADam_Bao *β24 + ACam_Thong* β25 + BHieu_qua_DA* β 26 + e2

Ta tiến hành kiểm định dựa trên hồi qui mơ hình cho các kết quả sau: Bảng 4.13. Kết quả hồi qui của mơ hình hài lịng

Tóm Tắt Mơ Hình (Model Summaryb )

Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin-Watson 1 .796a .634 .624 .61339046 1.805

a. Predictors: (Constant), Tin_Cay, Cam_Thong, Hieu_Qua_DA, Dap_Ung, Huu_Hinh b. Dependent Variable: Hai_Long

Nhận xét: Ta thấy R2 hiệu chỉnh =0.624 có nghĩa là độ thích hợp của mơ hình là 62% hay 62% sự biến thiên của biến Hài Lịng được giải thích chung bởi

năm nhân tố này. Để kiểm định sự phù hợp mơ hình ta tiến hành phân tích phương

sai với bảng sau:

Bảng 4.14. Phân tích phương sai mơ hình hài lịng

Phân tích phương sai (ANOVAb)

Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 114.780 5 22.956 61.013 .000a

Residual 66.220 176 .376 Total 181.000 181

a. Predictors: (Constant), Tin_Cay, Cam_Thong, Hieu_Qua_DA, Dap_Ung, Huu_Hinh b. Dependent Variable: Hai_Long

Nhận xét: Kiểm định mơ hình cho thấy thơng số F có sig.=.000, chứng tỏ rằng mơ hình hồi qui xây dựng là phù hợp với bộ dữ liệu thu thập được. Như vậy các biến độc lập trong mơ hình có quan hệ với biến phụ thuộc Hài Lòng. Ta cần kiểm định giả thuyết của phương pháp hồi quy tuyến tính qua kiểm tra giả thuyết thuyết hồi quy tuyến tính:

Bảng 4.15. Thống kê phần dư mơ hình hài lịng

Thống kê phần dư (Residuals Statisticsa)

Minimum Maximum Mean Std. Deviation N Predicted Value -2.3931785E0 1.3002739E0 -9.5161974E-17 .79633268 182 Residual -1.75334489E0 1.45341086E0 -4.30058919E-17 .60485888 182 Std. Predicted Value -3.005 1.633 .000 1.000 182 Std. Residual -2.858 2.369 .000 .986 182 a. Dependent Variable: Hai_Long

Nhận xét: Giá trị trung bình (Mean) của phần dư =0.000 và độ lệch chuẩn (Std. Deviation) 0.986 gần bằng 1 điều này phản ánh phân phối phần dư tuân theo phân phối chuẩn. Việc phần dư theo phân phối chuẩn, ta có thể suy ra phương sai

không thay đổi và việc sử dụng mô hình hồi qui tuyến tính là thích hợp. Để sử dụng

hệ số của các biến độc lập có sảy ra đa cộng tuyến hay không thông qua kiểm định hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance inflation factor) ta thấy VIF trong bảng tóm tắt hệ số hồi qui đều = 1 điều này có nghĩa các biến hồn tồn khơng có tương quan qua bảng hệ số hồi quy sau:

Bảng 4.16. Hệ số hồi qui của các thang đo mơ hình hài lịng

Hệ số hồi qui (Coefficientsa)

Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error Beta Tolerance VIF 1 (Constant) -3.851E-17 .045 .000 1.000 Huu_Hinh .208 .046 .208 4.552 .000 1.000 1.000 Dap_Ung .417 .046 .417 9.147 .000 1.000 1.000 Hieu_Qua_DA .548 .046 .548 12.030 .000 1.000 1.000 Cam_Thong .268 .046 .268 5.870 .000 1.000 1.000 Tin_Cay .211 .046 .211 4.636 .000 1.000 1.000 a. Dependent Variable: Hai_Long

Nhận xét: Kết quả phân tích các hệ số hồi qui cho ta thấy: giá trị sig. của hằng số =1 lớn hơn .05 do đó ta loại hằng số ra khỏi mơ hình vì khơng đủ độ tin cậy, tất cả các biến độc lập đều có mức ý nghĩa sig. nhỏ hơn 0.05. Do đó, ta có thể nói rằng tất cả các biến độc lập đều có tác động đến biến phụ thuộc (Hài Lịng) của

người sử dụng. Mơ hình có thể sử dụng và viết lại như sau:

CHai_Long = AHuu_Hình*0.208 + ATin_Cay*0.211 + ADap_Ung*0.417 + ACam_Thong*0.268 + BHieu_qua_DA*0.548

Hồi quy phụ từng thành phần Hiệu quả Dự án và Chất lượng khuyến nơng

tác động lên sự hài lịng để biết hệ số và mức độ ảnh hưởng của từng thành phần.

Tóm tắt bảng hồi qui phụ (trích phần phụ lục) được viết lại dưới đây:

R2 = 0.318 (Chất lượng dịch vụ)

CHai_Long = AHuu_Hình*0.208 + ATin_Cay*0.211 + ADap_Ung*0.417 + ACam_Thong*0.268 R2 = 0.297 (Hiệu quả dự án)

CHai_Long = BHieu_qua_DA*0.548

Ta thấy hệ số β tự do bị loại, hệ số β của thang đo có dấu đúng như kỳ vọng

điều này có nghĩa các yếu tố hữu hình, tin cậy, đáp ứng, cảm thơng và hiệu quả dự

án đều tác động tích sự hài lịng. Thang đo đảm bảo (ADam_Bao ) không được xét đến

trong mơ hình thực tế do khơng đạt độ tin cậy để sử dụng số liệu đo lường. Ta có thể kết luận giả thuyết H2 và H3 được chấp nhận.

Mơ hình đã giải thích được 62% sự thay đổi của sự hài lòng là do các yếu tố trong nghiên cứu. Chất lượng dịch vụ ảnh hưởng đến hài lòng nhiều hơn là hiệu quả dự án. Điều này phản ánh người dân hài lòng nhờ sự hoạt động của hệ thống khuyến nông hơn là hiệu quả dự án mang lại. Trong các thang đo của chất lượng

Một phần của tài liệu (LUẬN văn THẠC sĩ) đánh giá sự hài lòng của nông dân về chương trình khuyến nông tại tỉnh gia lai (Trang 54)

Tải bản đầy đủ (PDF)

(97 trang)