FINANCIAL TECHNOLOGY AND OTHER RELATING ISSUES
5. Kết quả nghiên cứu và thảo luận
5.1. Kết quả kiểm định độ tin cậy của các biến
Kết quả phân tích Cronbach’s Alpha của các thành phần thang đo các biến quan sát được trình bày trong bảng 3.
Bảng 3: Kết quả kiểm định hệ số Cronbach’s Alpha
Biến quan sát
Scale Mean if Item Deleted
Scale Variance if Item Deleted
Corrected Item- Total Correlation
Cronbach’s Alpha if Item
Deleted Yếu tố đặc điểm cá nhân người học (CN)
Cronbach’s Alpha = 0.746
CN1 21.49 5.794 0.55 0.689
CN2 21.48 6.322 0.538 0.695
CN3 21.35 6.337 0.486 0.709
CN4 21.19 6.799 0.440 0.721
CN5 21.15 6.923 0.398 0.731
CN6 21.52 5.873 0.499 0.707
Yếu tố lợi ích cho người theo học (LI) Cronbach’s Alpha = 0.795
LI1 13.24 2.968 0.594 0.751
LI2 13.41 2.927 0.562 0.770
LI3 13.11 3.122 0.626 0.737
LI4 13.12 3.018 0.654 0.722
Yếu tố thương hiệu và uy tín của các chứng chỉ nghề nghiệp (TH) Cronbach’s Alpha = 0.882
TH1 16.81 6.313 0.654 0.775
TH2 16.92 6.679 0.600 0.791
TH3 16.76 6.427 0.632 0.782
TH4 16.73 6.645 0.571 0.800
TH5 16.56 6.744 0.620 0.786
Yếu tố gia đình (GD) Cronbach’s Alpha = 0.729
GD1 12.23 3.927 0.613 0.609
GD2 12.16 4.776 0.528 0.668
GD3 12.43 3.923 0.498 0.696
GD4 11.88 5.144 0.483 0.695
Yếu tố nhà trường (NT) Cronbach’s Alpha = 0.839
NT1 12.42 3.983 0.610 0.823
NT2 12.51 4.061 0.635 0.814
NT3 12.44 3.544 0.726 0.772
NT4 12.57 3.344 0.729 0.772
Yếu tố chi phí (CP) Cronbach’s Alpha = 0.745
CP1 8.37 1.604 0.566 0.682
CP2 8.30 2.045 0.560 0.680
CP3 8.12 1.836 0.607 0.621
Sự hài lòng (HL) Cronbach’s Alpha = 0.777
HL1 8.32 1.518 0.652 0.656
HL2 8.44 1.688 0.563 0.753
HL3 8.32 1.550 0.628 0.684
(Nguồn: kết quả phân tích của tác giả)
Kết quả kiểm định hệ số Cronbach’s Alpha cho thấy, tất cả các biến độc lập và biến phụ thuộc trong mô hình nghiên cứu: “Yếu tố thuộc về đặc điểm cá nhân người học”, “Yếu tố lợi ích cho người theo học”, “Yếu tố thương hiệu và uy tín của các chứng chỉ nghề nghiệp”, “Yếu tố gia đình”, “Yếu tố nhà trường”,“ Yếu tố chi phí” và “ Sự hài lòng” đều có Cronbach’s Alpha nhóm từ 0.729 đến 0.882. Đồng thời tất cả các biến quan sát đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0.3. Tất cả các chỉ số này lớn hơn mức tối thiểu để đảm bảo độ tin cậy và tính phân biệt của các nhân tố nên đều được đưa vào phân tích ở những bước tiếp theo.
5.2. Phân tích khám phá các yếu tố
Sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA 3 lần, vẫn thấy xuất hiện trường hợp biến quan sát tải lên ở cả 2 nhân tố và không đảm bảo mức chênh lệch hệ số tải từ 0.3 là các biến: CN5 VÀ CN2, tác giả tiến hành loại 2 biến trên và thực hiện phân tích nhân tố khám phá lần 4 (bảng 4):
Bảng 4: Bảng phân tích hệ số khám phá EFA Rotated Component Matrixa
Component
1 2 3
LI2 0,754
LI4 0,752
LI1 0,719
CN4 0,706
LI3 0,698
CP2 0,758
GD2 0,740
CP3 0,691
GD4 0,687
CN3 0,744
CN1 0,376 0,729
CN6 0,727
(Nguồn: kết quả phân tích của tác giả) Nhìn vào bảng 4 có thể thấy: tuy vẫn còn trường hợp biến quan sát tải lên ở cả 2 nhân tố nhưng khoảng cách giữa hai biến lớn hơn 0.3 nên trường hợp này biến quan sát CN1 được chấp nhận. Vậy sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA, tác giả loại được 14 biến quan sát (bảng 5) và thu được các biến đó là: LI1, LI2, LI3, LI4, CN1, CN3, CN4, CN6, CP2, CP3, GD2, GD4.
Bảng 5: KMO and Bartlett’s Test KMO and Bartlett's Test Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling
Adequacy. 0,849
Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 979,058
df 66
Sig. ,000
Total Variance Explained 60,484
(Nguồn: kết quả phân tích của tác giả) Hệ số KMO là 0.849 (> 0.5) rất cao và sig = 0.000 < 0.5 nên có thể kết luận là các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể và phân tích nhân tố EFA là thích hợp.
Tổng phương sai dùng để giải thích các nhân tố là 60.484% >50% nên thỏa mãn điều kiện của phân tích nhân tố.
5.3. Phân tích hồi quy và kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Kết quả hồi quy cho thấy mức độ phù hợp của mô hình với dữ liệu nghiên cứu với số
!! hiệu chỉnh là 0.499 điều đó cho thấy các biến độc lập đã giải thích được xấp xỉ 50% sự thay đồi của biến phụ thuộc (bảng 7).
Bảng 7: Model Summaryb Model R R Square Adjusted R
Square
Std. Error of the Estimate
Durbin- Watson
1 ,711a ,505 ,499 ,42254 1,916
(Nguồn: kết quả phân tích của tác giả) Tiếp theo, tác giả tiến hành phân tích hồi quy. Phân tích hồi quy sẽ xác định mức độ tác động của các biến độc lập đến biến phụ thuộc.
Mô hình nghiên cứu về các yếu tố ảnh hưởng đến việc lựa chọn học các chứng chỉ nghề nghiệp quốc tế trong lĩnh vực kế toán của các trường đại học tại Hà Nội dự kiến như sau:
HL = !!+!!!"+!!!"+!!!"+!
Kết quả phân tích hồi qui về các yếu tố ảnh hưởng đến việc lựa chọn học chứng chỉ nghề nghiệp quốc tế trong lĩnh vực kế toán của sinh viên các trường đại học trên địa bàn Hà Nội thể hiện ở Bảng 6.
Bảng 6: Kết quả phân tích hồi quy Model Unstandardized
Coefficients
Standardized Coefficients
t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1
(Constant) ,179 ,255 ,702 ,483
LỢI ÍCH ,313 ,058 ,279 5,356 ,000 ,728 1,374
CHI PHÍ ,375 ,056 ,357 6,671 ,000 ,686 1,457
CÁ NHÂN ,250 ,047 ,263 5,272 ,000 ,792 1,263
(Nguồn: kết quả phân tích của tác giả) Kết quả phân tích ở bảng trên cho thấy tất cả các yếu tố đều có mức ý nghĩa sig <
0.05, các biến đều có mối tương quan và ý nghĩa thống kê trong mô hình nghiên cứu. Hệ số
phóng đại phương sai VIF đều < 2 nên có thể kết luận rằng không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa 3 yếu tố này.
Phương trình hồi quy tuyến tính thể hiện các yếu tố ảnh hưởng đến việc lựa chọn học chứng chỉ nghề nghiệp quốc tế trong lĩnh vực kế toán của sinh viên các trường đại học tại Hà Nội được xây dựng như sau:
HL = 0.179 + 0.313LI + 0.375CP + 0.250CN
Dựa vào độ lớn của hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta, thứ tự mức độ tác động từ mạnh nhất tới yếu nhất của các biến độc lập đến biến phụ thuộc HL như sau: (1) CP: 0.375; (2) LI:
0.313; (3) CN: 0.250. Trong đó: HL: Sự hài lòng; LI: Ảnh hưởng của yếu tố lợi ích; CP: Ảnh hưởng của yếu tố chi phí; CN: Ảnh hưởng của yếu tố cá nhân.