Như vậy, với kết quả kiểm định Bartlett là 202,223 với mức ý nghĩa bằng 0,000 (< 0,05) nên giả thuyết Ho (các biến quan sát khơng có tương quan với nhau trong tổng thể) bị bác bỏ đồng thời với hệ số KMO = 0,764 ở mức chấp nhận được, dữ liệu thu thập được là phù hợp để thực hiện phân tích nhân tố khám phá (Hair, et al., 2010).
Tổng phƣơng sai đƣợc giải thích (Total variance explained)
Total Variance Explained
Component Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % 1 2.450 61.257 61.257 2.450 61.257 61.257 2 .618 15.459 76.716 3 4 .546 .385 13.662 96.222 90.378 100.000
(Component Matrix) a Component 1 HL3 .825 HL1 .802 HL2 HL4 .764 .736
Extraction Method: Principal Component Analysis. a. 1 components extracted.
Bảng 3.6 Kết quả kiểm định phƣơng sai
Dữ liệu trên cho thấy chỉ có một nhân tố được trích ra (giá trị eigenvalue lớn hơn 1) với phương sai trích là 61,257%, điều này có nghĩa là 61,257% thay đổi của nhân tố này được giải thích bởi các biến quan sát thành phần. Tóm lại, kết quả phân tích nhân tố khám phá cho thấy các nhân tố thể hiện ảnh hưởng đến hiệu quả công tác quản lý và sử dụng vốn Chương trình.
Như vậy, sau khi thực hiện phân tích nhân tố khám phá EFA, Đề tài đã xác định được bảy nhân tố ảnh hưởng đến hiệu quả công tác quản lý và sử dụng vốn đầu tư cho Chương trình và một nhân tố thể hiện mức độ hiệu quả quản lý và sử dụng vốn đầu tư cho Chương trình. Kết quả phân tích EFA các nhân tố là hồn tồn phù hợp với mơ hình nghiên cứu đề xuất. Kết quả phân tích nhân tố khám phá thống nhất với kết quả nghiên cứu định tính. Tác giả tin rằng những nguyên nhân giúp đạt được kết quả nghiên cứu như vậy có thể do: (1) nội dung các mục hỏi là phù hợp với sự nhận biết của người tham gia trả lời khảo sát, (2) các mục hỏi được sắp xếp và phân nhóm hợp lý đủ để giúp cho người tham gia trả lời khảo sát nhận thấy sự khác biệt, (3) sự hỗ trợ thích hợp của nhà nghiên cứu thông qua trao đổi thông tin trực tiếp với người tham gia trả lời khảo sát, và (4) đặc điểm về mối quan hệ giữa nhà nghiên cứu
với người tham gia trả lời khảo sát (Dillman, 1991; DeVellis, 2012; Nguyễn Đình Thọ, 2011).
d) Phân tích tƣơng quan
ước phân tích hệ số tương quan giúp kiểm tra sự tương quan giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc trước khi chạy hồi quy. Trước đó các biến đại diện cho các nhân tố được tạo bằng phương pháp dùng trung bình cộng.
Kết quả chạy tương quan giữa các biến đại diện cho các nhân tố độc lập với biến đại diện cho nhân tố phụ thuộc như sau:
KH XD DT TT CS QM NL HL KH Pearson Correlation 1 .045 .097 .199 ** .021 -.057 .206** .530** Sig. (2-tailed) .551 .196 .007 .778 .446 .006 .000 N 180 180 180 180 180 180 180 180 XD Pearson Correlation .045 1 -.019 -.115 .279 ** -.061 .195** .261** Sig. (2-tailed) .551 .796 .125 .000 .419 .009 .000 N 180 180 180 180 180 180 180 180 DT Pearson Correlation .097 -.019 1 .086 -.048 -.150 * .105 .227** Sig. (2-tailed) .196 .796 .249 .522 .044 .161 .002 N 180 180 180 180 180 180 180 180 TT Pearson Correlation .199 ** -.115 .086 1 .115 .078 .053 .274** Sig. (2-tailed) .007 .125 .249 .123 .297 .476 .000 N 180 180 180 180 180 180 180 180 CS Pearson Correlation .021 .279 ** -.048 .115 1 .027 .088 .315** Sig. (2-tailed) .778 .000 .522 .123 .721 .238 .000 N 180 180 180 180 180 180 180 180 QM Pearson Correlation -.057 -.061 -.150 * .078 .027 1 -.179* - .307** Sig. (2-tailed) .446 .419 .044 .297 .721 .016 .000 N 180 180 180 180 180 180 180 180
NL Pearson Correlation .206 ** .195** .105 .053 .088 -.179* 1 .449** Sig. (2-tailed) .006 .009 .161 .476 .238 .016 .000 N 180 180 180 180 180 180 180 180 HL Pearson Correlation .530 ** .261** .227** .274** .315** -.307** .449** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .002 .000 .000 .000 .000 N 180 180 180 180 180 180 180 180 Bảng 3.7 Ma trận hệ số tƣơng quan
Từ bảng kết quả phân tích trên cho thấy các biết tất cả các biến độc lập đều có tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc (r>0, sig < 0,05). Tiến hành đưa cả các biến độc lập có tương quan với biến phụ thuộc vào mơ hình hồi quy tuyến tính ở bước tiếp theo
e) Phân tích hồi quy đa biến
Sau khi thực hiện phân tích tương quan, việc phân tích hồi quy tiếp theo nhằm xác định mối quan hệ tuyến tính giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients T Sig. Collinearity Statistics B Std. Error Beta Tolerance VIF 1 (Constant) 1.104 .541 2.041 .043 KH .310 .039 .406 7.941 .000 .916 1.092 XD .122 .047 .135 2.576 .011 .867 1.154 DT .124 .050 .125 2.501 .013 .955 1.047 TT .136 .040 .175 3.400 .001 .908 1.102 CS .199 .043 .238 4.604 .000 .895 1.117 QM -.176 .038 -.231 -4.574 .000 .939 1.065 NL .230 .047 .254 4.904 .000 .891 1.123
Model Summaryb Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 .766a .588 .571 .40168 1.978 a. Predictors: (Constant), NL, TT, CS, QM, DT, KH, XD b. Dependent Variable: HL
Bảng 3.9 Đánh giá mức độ phù hợp hàm hồi quy đa biến
Hình 3.2 : Đồ thị độ phân tán của phần dƣ Giả định tự tƣơng quan
Kết quả phân tích hồi quy trên ảng 3.9 cho thấy 3 > hệ số Durbin - Watson = 1.978 > 1,0 vì thế cho phép kết luận khơng có hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư.
Giả định phƣơng sai của sai số không đổi
Để kiểm định giả định phương sai của phần dư không đổi, ta sử dụng đồ thị phân tán của giá trị dự báo đã được chuẩn hóa (Std. predicted value) và phần dư đã được chuẩn hóa (Std. residual). Đồ thị thể hiện độ phân tán của phần dư là Hình 3.2 Đồ thị cho thấy các giá trị phần dư phân tán một cách ngẫu nhiên trong một phạm vi quanh trục 0 (giá trị trung bình của phần dư), nghĩa là phương sai của phần dư không đổi và chứng tỏ rằng không bị vi phạm giả định liên hệ tuyến tính.
iểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa ở Hình 3.1 cho thấy phân phối của phần dư xấp xỉ phân phối chuẩn (Giá trị trung bình bằng 0 và độ lệch chuẩn Std.Dev. = 0,980). Do đó có thể kết luận rằng giả định phân phối chuẩn của phần dư có phân phối chuẩn khơng bị vi phạm.
Kiểm tra đa cộng tuyến
Đa cộng tuyến là hiện tượng xảy ra khi các biến độc lập có tương quan chặt chẽ với nhau. Điều này làm cho hệ số R bình phương và các hệ số hồi quy có sự sai lệch. Việc kiểm tra có đa cộng tuyến trong mơ hình hay khơng được tiến hành bằng cách xem xét hệ số phóng đại phương sai VIF. Ở đây tất cả các hệ số VIF của các biến độc lập đều nhỏ hơn 2. Như vậy, trong mơ hình khơng hề có đa cộng tuyến.
Hệ số R bình phƣơng
Hệ số R bình phương giúp đo đạc mức độ phù hợp của mơ hình với ý nghĩa là các biến độc lập giải thích được bao nhiêu % sự biến thiên của biến phụ thuộc. Ở đây hệ số R bình phương đã hiệu chỉnh ở kết quả phân tích hồi quy bằng 0,588 >0,5 đạt yêu cầu. Như vậy các biến độc lập giải thích được 58,8% sự biến thiên của biến phụ thuộc
Kiểm định sự phù hợp của hàm hồi quy
ANOVAa Model Sum of Squares Df Mean Square F Sig. 1 Regression 39.527 7 5.647 34.998 .000b Residual 27.751 172 .161 Total 67.278 179
Bảng 3.10: Kết quả phân tích phƣơng sai ANOVA
Sig = 0.000<0.05. Như vậy mơ hình hồi quy đa biến là phù hợp với dữ liệu được khảo sát. Lấy mức ý nghĩa 5% có thể cho rằng các biến KH, XD, DT, TT, CS, QM, NL có tác động tới biến phụ thuộc HL (sig <0,05).
Kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu và mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập đối với biến phụ thuộc được kết luận như sau
Giả thuyết nghiên cứu
Dấu kỳ vọng Hệ số hồi quy chƣa chuẩn hóa Có ý nghĩa thống kê Kết luận
H01: Lập kế hoạch và cơng tác quy hoạch có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả cơng tác quản lý, sử dụng vốn đầu tư cho Chương trình
+ 0,310 Có Chấp
nhận
H02: Xây dựng và quản lý xây dựng cơng trình có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả cơng tác quản lý, sử dụng vốn đầu tư cho Chương trình
+ 0,122 Có Chấp
nhận
H03: Hoạt động Quản lý sau đầu tư có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả cơng tác quản lý, sử dụng vốn đầu tư cho Chương trình
+ 0,124 Có Chấp
nhận
H04: Thơng tin-Giáo dục-Truyền thơng có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả công tác quản lý, sử dụng vốn đầu tư cho Chương trình.
+ 0,136 Có Chấp
nhận
H05: Cơ chế chính sách của Chương trình tích cực đến hiệu quả công tác quản lý, sử dụng vốn đầu tư cho Chương trình.
+ 0,199 Có Chấp
nhận
H06: Quy mô, độ phức tạp của Chương trình có ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu quả công tác quản lý, sử dụng vốn đầu tư cho Chương trình.
- -0,176 Có Chấp
nhận
H07: Năng lực của các cơ quan tổ chức, quản lý có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả cơng tác quản lý, sử dụng vốn đầu tư cho Chương trình.
+ 0,230 Có Chấp
nhận
Mức độ ảnh hƣởng của các biến độc lập đến biến hiệu quả công tác quản lý và sử dụng vốn Chƣơng trình
Biến độc lập Hệ số hồi quy chuẩn hóa Tỷ lệ ảnh hƣởng Thứ tự gây ảnh hƣởng Nhân tố có ảnh hƣởng tích cực
Lập kế hoạch và cơng tác quy hoạch 0,406 30,46% 1 Xây dựng và quản lý xây dựng cơng trình 0,135 10,13% 5
Quản lý sau đầu tư 0,125 9,38% 6
Thông tin-Giáo dục-Truyền thông 0,175 13,13% 4 Cơ chế chính sách của Chương trình 0,238 17,85% 3 Năng lực của các cơ quan tổ chức, quản lý 0,254 19,05% 2
Các nhân tố có ảnh hƣởng tiêu cực
Quy mơ, độ phức tạp của Chương trình -0,231 100% 1
Thảo luận: Như vậy, theo kết quả phân tích hồi quy, có 7 biến độc lập
tương quan có ý nghĩa thống kê với biến phụ thuộc, đồng thời các biến này giải thích được 58,8% sự thay đổi của biến phụ thuộc thể hiện hiệu quả công tác quản lý và sử dụng vốn đầu tư cho Chương trình.
Kết quả phân tích hồi quy cũng cho thấy có 6 biến độc lập có tác động tích cực đối với biến phụ thuộc thể hiện hiệu quả công tác quản lý và sử dụng vốn đầu tư cho Chương trình là lập kế hoạch và công tác quy hoạch, Xây dựng và quản lý xây dựng cơng trình, Quản lý sau đầu tư, Thông tin-Giáo dục- Truyền thơng, Cơ chế chính sách của Chương trình, Năng lực của các cơ quan tổ chức, quản lý và 1 biến có tác động tiêu cực Quy mô, độ phức tạp của Chương trình. Phương trình hồi quy thể hiện mối quan hệ giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập theo công thức sau:
HL= 0,406KH+0,135XD+0,125DT +0,175TT +0,238CS - 0,231QM +0,254NL
4.1.2. Thực trạng những yếu tố ảnh hưởng đến hiệu quả công tác quản l sử dụng vốn Chương trình
Qua phần trình bày ở trên và dựa trên cơ sở lý thuyết liên quan đến đánh giá mức độ hài lịng trong cơng tác quản lý và sử dụng vốn Chương trình mục tiêu tác giả đã xây dựng và thông qua kết quả nghiên cứu định tính cho thấy có 7 nhân tố có thể ảnh hưởng đến hiệu quả sử dụng quản lý và sử dụng vốn của Chương trình, mức độ quan trọng của từng nhân tố được sắp xếp theo thứ tự như sau: Lập kế hoạch và cơng tác quy hoạch có ảnh hưởng lớn nhất do
có hệ số beta đã chuẩn hóa 0,406, kế tiếp là Năng lực của các cơ quan tổ chức do hệ số beta đã chuẩn hóa 0,254, Cơ chế chính sách của Chương trình do hệ số beta đã chuẩn hóa 0,238, Thơng tin-Giáo dục-Truyền thông do hệ số beta đã chuẩn hóa 0,175, Xây dựng và quản lý xây dựng cơng trình do hệ số beta đã chuẩn hóa 0,135, Quản lý sau đầu tư do hệ số beta đã chuẩn hóa 0,125 và cuối cùng là Quy mơ, độ phức tạp của Chương trình do hệ số beta đã chuẩn hóa - 0,231. Đồng thời, các kết quả phân tích cho thấy phù hợp với giả thuyết tác động cùng chiều/ ngược chiều so với mơ hình đã giả định trước đó (Hình 2.1) và phù hợp với các nghiên cứu mà tác giả đã tham khảo.
Đánh giá trung bình của các biến quan sát thuộc yếu tố Lập kế hoạch và công tác quy hoạch đạt mức trung bình từ 5,1 đến 5,3, Năng lực của các cơ quan tổ chức đạt mức trung bình từ 5,1 đến 5,6, Cơ chế chính sách của Chương trình đạt mức trung bình từ 4,5 đến 5,4, Thông tin-Giáo dục-Truyền thông đạt mức trung bình từ 4,8 đến 4,9, Xây dựng và quản lý xây dựng cơng trình đạt mức trung bình từ 5,6 đến 5,7, Quản lý sau đầu tư đạt mức trung bình từ 4,8 đến 5,3, biến quan sát thuộc yếu tố Quy mô, độ phức tạp của Chương trình từ đạt mức trung bình từ 5,5 đến 6,0. Nhìn chung mức độ hài lòng của các yếu tố trên đều chưa cao và cần có giải pháp nhằm nâng cao hiệu quả. Thực trạng các nhân tố ảnh hưởng đến công tác quản lý và sử dụng vốn của Chương trình trong 10 năm qua đã có những thành tựu nhất định, tuy nhiên còn những tồn tại cần phải khắc phục, tác giả đã đi sâu phân tích từng nhân tố ảnh hưởng đồng thời phân tích ngun nhân của những tồn tại đó. Cụ thể:
4.1.2.1. C ng tác lập kế hoạch và c ng tác quy hoạch
4.1.2.1.1. Những mặt làm được
Công tác lập kế hoạch và quy hoạch được các Bộ ngành và Địa phương nghiêm túc thực hiện. Đến hết năm 2020, có 8.877 xã hồn thành tiêu chí về Quy hoạch, đạt 99,7% (tăng 71,4% so với năm 2010 và cơ bản hoàn thành
mục tiêu 5 năm 2016-2020). Xác định quy hoạch là cơ sở quan trọng để xây dựng NTM, phải đi trước một bước, đến nay cả nước cơ bản đã hoàn thành quy hoạch NTM cấp xã (ch c n 25 xã chưa có quy hoạch)
Cùng với quá trình quy hoạch lại đồng ruộng, các địa phương cũng đẩy mạnh việc dồn điển đổi thửa, đào đắp giao thông, thuỷ lợi nội đồng theo tiêu chuẩn NTM. Các địa phương cũng thuận lợi trong việc dồn gọn quỹ đất cơng, hình thành cánh đồng lớn để sản xuất hàng hoá tập trung cũng như quy hoạch các vùng chăn nuôi xa khu dân cư.
4.1.2.1.2. Những tồn tại, hạn chế
- Cịn tình trạng một số UBND cấp xã chưa lập kế hoạch đầu tư cấp xã thực hiện Chương trình theo quy định tại Thông tư số 01/2017/TT- KHĐT ngày 14/12/2017 của Bộ KH&ĐT.
- Xây dựng nội dung kế hoạch, phân cơng nhiệm cụ cịn chung chung, chưa cụ thể; chưa lập kế hoạch và báo cáo kết quả về công tác kiểm tra, giám sát thực hiện Chương trình.
4.1.2.1.3. Nguyên nhân của những tồn tại, hạn chế
Các cơ quan cấp trên chưa có hướng dẫn thống nhất việc lập quy hoạch, kế hoạch từ các cấp; công tác kiểm tra kiểm sốt kịp thời, chưa có biện pháp xử phạt vi phạm trong công tác điều hành thực hiện.
4.1.2.2. C ng tác xây dựng và quản lý xây dựng c ng trình
4.1.2.2.1. Những mặt làm được
Sau gần 10 năm thực hiện, xây dựng kết cấu hạ tầng kinh tế, xã hội nơng thơn đã có những đổi thay vượt bậc, bộ mặt nông thôn ngày càng được đồng bộ, khang trang từng bước đáp ứng nhu cầu sinh hoạt và sản xuất của người dân, đồng thời, đang dần bắt kịp nhu cầu phát triển kinh tế - xã hội khu