7. Kết cấu của luận văn
2.5.2.4Đánh giá độ tin cậy thang đo và dữ liệu khảo sát
Luận văn chọn mức Cronbach’s Alpha >0,6 làm mức chấp nhận biến quan sát vì khái niệm đo lường này là mới đối với người trả lời trong bối cảnh nghiên cứu của luận văn (Hoàng Trọng và Chu N guyễn Mộng N gọc, 2008). Các biến quan sát có hệ số tương quan tổng biến (Corrected Item-Total Correlation) nhỏ hơn 0,3 hoặc Alpha if Item Deleted (Alpha nếu loại biến) lớn hơn Alpha của nhóm thì sẽ bị loại bỏ. N gược lại, biến đo lường đạt độ tin cậy.
Căn cứ kết quả kiểm định Cronbach’s Alpha cho từng thành phần nhân tố được trình bày trong bảng Phụ lục 2 Kết quả xử lý đánh giá độ tin cậy thang đo và dữ liệu”, kết luận về độ tin cậy thang đo và dữ liệu như sau:
Thành phần nhân tố Quy trình xử lý:
Thành phần nhân tố QT có 04 biến quan sát, Cronbach's Alpha là 0,363. Trong đó, Alpha nếu loại biến của các biến đều nhỏ hơn mức tối thiểu 0,6 nên loại cả 4 biến này.
Thành phần nhân tố hân sự.
Thành phần nhân tố N S có 07 biến quan sát, Cronbach's Alpha là 0,798> 0.6. Trong đó, biến N S3 và N S4 có Alpha nếu loại biến lần lượt là 0,835 và 0,872 đều
>0.798. Thực hiện, bỏ lần lượt hai biến này ta có Cronbach's Alpha là 0,93, các biến còn lại đều đạt độ tin cật với hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0,3 và Alpha nếu loại biến < 0,93 và >0,6.
Thành phần nhân tố Công nghệ thông tin
Thành phần nhân tố CORE có 03 biến quan sát, Cronbach's Alpha là 0,893 > 0,6. Trong đó, biến CN 1 có Alpha nếu loại biến là 0,909 > 0,893, thực hiện loại biến này, các biến hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0,3 và Alpha nếu loại biến< 0,864. N hư vậy, 03 biến còn lại trong nhóm đều đạt độ tin cậy.
Thành phần nhân tố Kiểm tra giám sát
Thành phần nhân tố KT có 05 biến quan sát, Cronbach's Alpha là 0,829. Trong đó mỗi biến đều có: trung bình mỗi biến đều lớn hơn 3, hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3 và Alpha nếu loại biến < 0,829. N hư vậy, cả 05 biến trong nhóm đều đạt độ tin cậy.
Thành phần nhân tố Sự kiện bên ngoài
Thành phần nhân tố SKBN có 03 biến quan sát, Cronbach's Alpha là 0,899. Trong đó mỗi biến đều có: trung bình mỗi biến đều lớn hơn 3, hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3 và Alpha nếu loại biến < 0,899. N hư vậy, cả 03 biến trong nhóm đều đạt độ tin cậy.
Kết luận sau khi kiểm định Cronbach’s Alpha:
Sau khi phân tích Cronbach’s Alpha, luận văn còn 04 nhân tố với 16 biến, kết quả cụ thể như sau:
1. Loại bỏ hoàn toàn nhân tố nhân tố Quy trình xử lý: với 04 biến QTXL1, QTXL2, QTXL3 và QTXL4
2. N hân tố N hân sự: loại bỏ biến HR3 và HR4, giữ lại 5 biến HR1, HR2, HR5, HR6, HR7.
3. N hân tố Công nghệ thông tin, loại bỏ biến CN 1, giữ lại 03 biến CN 2, CN 3 và CN 4
4. N hân tố Kiểm tra giám sát: giữ lại toàn bộ 5 biến KT1, KT2, KT3, KT4, KT5
5. N hân tố Sự kiện bên ngoài: giữ lại toàn bộ 3 biến BN 1, BN 2 và BN 3. 2.5.2.5 Đánh giá trung bình các thành phần nhân tố
Luận văn thực hiện đánh giá trung bình các thành phần nhân tố để có đánh giá sơ bộ về tình hình dữ liệu nghiên cứu
Bảng 2.3 Trung bình các thành phần nhân tố Descriptive Statistics N Minimu m Maximu m Mean Std, Deviation N S 100 1,00 5,00 3,8100 ,82603 KT 100 1,20 4,80 3,4420 ,63200 BN 100 1,00 5,00 3,3633 ,84234 CN 100 1,00 5,00 3,3167 ,90933 Valid N (listwise) 100
N guồn: tổng hợp từ kết quả chạy trung bình nhân tố bằng phần mềm SPSS 16.0 Mức độ đánh giá của các đáp viên về ảnh hưởng của các nhân tố trên đối với RRVH trong huy động tiền gửi là không quá chênh lệch. Trong đó nhân tố N hân sự là nhân tố được đánh giá cao nhất, các nhân tố còn lại có đánh giá mức ảnh hưởng tương đương nhau. Tuy nhiên, mức độ đồng thuận trong các đánh giá của đáp viên khá chênh lệch thể hiện qua độ lệch chuNn là khá lớn. N hân tố về kiểm tra
giám sát có mức đồng thuận khá (độ lệch chuNn 0.632), các nhân tố còn lại có mực độ đồng thuận thấp hơn (độ lệch chuNn từ 0.82 đến 0.90), cá biệt vấn đề dữ liệu dữ liệu có độ lệch chuNn cao nhất là 0.90. Luận văn cho rằng điều này là hợp lý trong bối cảnh trình độ phát triển công nghệ thông tin trong hệ thống ngân hàng hiện nay chưa đồng đều, nên sự đánh giá của các đối tượng khảo sát có sự chênh lệch. Luận văn sẽ lưu ý đến vấn đề này trong các phần kế tiếp của luận văn.
2.5.2.6 Phân tích khám phá nhân tố mới
Mục đích bước phân tích này nhằm khám phá nhân tố mới ảnh hưởng rủi ro vận hành trong huy động tiền gửi và kiểm định sự hội tụ của biến quan sát với nhân tố mới này để giải thích cho khái niệm nhân tố mới.
Căn cứ trên 26 biến quan sát được giữ lại sau kiểm định thang đo, Luận văn thực hiện kiểm định KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) và Barlett’s Test of Sphericity để đánh giá mức độ tương quan các biến với nhau trong việc giải thích khái niệm nhân tố. Luận văn chọn điều kiện chỉ số KMO >=0,6, mức chấp nhận tạm được và p <5% với kiểm định Barlett’s. Do cỡ mẫu là 100 nên Luận văn nên chọn tiêu chuNn Factor loading>0,55. Kết quả kiểm định như sau:
Với 16 nhân tố nguyên nhân đạt 0.6<KMO=0.0,821 ≤1, sig=0.000<0.05, luận văn sử dụng phép xoay nhân tố để khám phá và xác định nhân tố mới ảnh hưởng rủi ro vận hành trong huy động tiền gửi. Luận văn thực hiện với tiêu chí Eigenvalue>1 và kết quả tổng phương sai trích >50%, cho kết quả vẫn là 04 nhân tố ban đầu , kết quả giải thích ý nghĩa các nhân với phương sai trích giải thích được 75,707% độ biến thiên của dữ liệu nghiên cứu và tiêu chí Eigenvalue = 1,838.
hân tố 1
Bảng 2.4 Kết quả xử lý xoay nhân tố - hân tố 1
HÂ TỐ 1 Trọng số (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
nhân tố 1 N S5 Không thực hiện đào tạo thường xuyên nhân sự trong
quá trình sử dụng
.880
2 N S2 Hoạt động trái phép (như thực hiện các giao dịch không báo cáo, ghi chép sai số liệu có chủ ý,…)
.878
3 N S7 Lãnh đạo đơn vị không hỗ trợ công việc và quan tâm các vấn đề của nhân viên
.852
4 N S1 Hành vi lừa đảo, gian lận, trộm cắp, biển thủ, trục lợi cá nhân,…thiệt hại cho ngân hàng
.834
5 N S6 Các chính sách về nhân sự (khen thưởng - kỷ luật, thăng tiến và phát triển nghề nghiệp) không phù hợp
.819
N guồn: từ kết quả phân tích EFA của tác giả
N hân tố 3 chứa toàn bộ các biến được rút trích liên quan vấn đề con người và quản lý con người, luận văn đặt tên nhân tố này là “hân sự”
hân tố 2
Bảng 2.5 Kết quả xử lý xoay nhân tố - hân tố 2
HÂ TỐ 2 Trọng số
nhân tố 1 KT1 N gân hàng không thực hiện giám sát, kiểm tra định kỳ .801 2 KT4 Không có giám sát, kiểm tra về truy cập hệ thống ngân
hàng lõi (người nhập liệu, người giao dịch có thể
HÂ TỐ 2 Trọng số nhân tố không phù hợp, gây rủi ro, sai sót,…)
3 KT2 Các công đoạn trong quy trình nghiệp vụ huy động tiền gửi không được kiểm soát
.738
4 KT5 Kiểm toán nội bộ không có sự hiểu biết về quy trình thực hiện và hệ thống ngân hàng lõi
.728
5 KT3 Không thực hiện hoặc thực hiện không đúng việc bảo trì hệ thống ngân hàng lõi và các công cụ, thiết bị phục vụ giao dịch
.727
N guồn: từ kết quả phân tích EFA của tác giả
N hân tố 3 chứa toàn bộ các biến được rút trích liên quan kiểm tra giám sát, luận văn đặt tên nhân tố này là “kiểm tra giám sát”
hân tố 3
Bảng 2.6 Kết quả xử lý xoay nhân tố - hân tố 3
HÂ TỐ 3 Trọng số (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
nhân tố 1 CN 3 Hệ thống mạng không ổn định và phù hợp .927
2 CN 2 An toàn bảo mật thông tin không đáp ứng yêu cầu an ninh (phân quyền, kiểm soát truy cập, kiểm soát điều chỉnh dữ liệu,…)
.891
3 CN 4 Hệ thống ngân hàng lõi không đáp ứng được nhu cầu xử lý và cung cấp thông tin cho người sử dụng
.884
N hân tố 3 chứa toàn bộ các biến được rút trích liên quan Công nghệ thông tin, luận văn đặt tên nhân tố này là “Công nghệ thông tin”
hân tố 4
Bảng 2.7 Kết quả xử lý xoay nhân tố - hân tố 4
STT HÂ TỐ 4 Trọng số
nhân tố 1 BN 2 Hành vi trộm cắp và gian lận (giả mạo giấy tờ, trộm
cắp,…)
.901
2 BN 3 Hành động cố ý phá hoạt từ bên ngoài như hacker, virus và các tấn công khác làm chậm hệ thống, phá hoại dữ liệu và ngừng dịch vụ
.889
3 BN 1 Sự cố từ các đơn vị cung cấp dịch vụ (điện cho hoạt động kinh doanh bị ngắt, dịch vụ viễn thông bị bị trục trặc, trụ sở đang thuê mướn bị thu hồi trước hạn, …)
.883
N guồn: từ kết quả phân tích EFA của tác giả
N hân tố 3 chứa toàn bộ các biến được rút trích liên quan các sự kiện bên ngoài, luận văn đặt tên nhân tố này là “Sự kiện bên ngoài”
Qua quá trình thực hiện phân tích EFA, luận văn vẫn rút trích ra 4 nhân tố ảnh hưởng rủi ro vận hành trong huy động tiền gửi tại các N HTM Việt N am như sau:
- N hân tố 1 (N S): N hân sự
- N hân tố 2 (KT) : Kiểm tra giám sát - N hân tố 3 (CN ) : Công nghệ thông tin - N hân tố 3 (BN ) : Sự kiện bên ngoài
2.5.2.7 Phân tích hồi quy và kiểm định giả thuyết
Sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA, luận văn điều chỉnh mô hình nghiên cứu như sau
RỦI RO VẬ HÀH TROG HUY ĐỘG TIỀ GỬI HÂ SỰ CÔG GHỆ THÔG TI KIỂM TRA GIÁM SÁT SỰ KIỆ BÊ GOÀI (S) (C) (KT) (B) (RRVH)
Hình 2.4 Mô hình nghiên cứu điều chỉnh N guồn: tác giả tổng hợp từ kết quả phân tích khám phá nhân tố mới
Luận văn thực hiện tiếp phân tích hồi quy để xác định phương trình hồi quy tuyến tính, với các hệ số Beta tìm được để khẳng định ảnh hưởng mối quan hệ nhân quả giữa biến phụ thuộc (RRVH) và các biến độc lập N S, CN , KT,BN để xác định mức độ ảnh hưởng của từng yếu tố đến RRVH trong HĐTG. Giả đinh biến N S, CN , KT,BN và RRVH có tương quan tuyến tính, ta có phương trình hồi quy tuyến tính như sau:
RRVH = ßo + ß1S+ ß2C + ß3KT + ß4B
Trong đó: - ßo: là một biến độc lập ngẫu nhiên có phân phối chuNn với trung bình là 0 và phương sai không đổi
- ßi: Hệ số hồi quy của các biến tác động
- RRVH: Rủi ro vận hành trong huy động tiền gửi - N S: N hân sự (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
- CN : Công nghệ thông tin - KT: Kiểm tra giám sát
- BN : Sự kiện bên ngoài
Luận văn sử dụng hệ số Pearson đề giải thích tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. Kết quả cho thấy biến RRVH trong huy động tiền gửi có tương quan với hầu hết các biến nghiên cứu khác và có hệ số Sig. (2-tailed) tiến gần đến 0, đạt mức ý nghĩa thống kê (<0,05).
Đưa các nhân tố N S, CN , KT, BN vào chạy hồi quy nhằm đánh giá độ phù hợp của mô hình hồi quy bằng phương pháp enter. Giá trị R2
hiệu chỉnh = 0,803 chứng tỏ các nhân tố nhân sự, công nghệ, kiểm tra giám sát và sự kiện bên ngoài giải thích được 80,3% sự biến thiên của RRVH trong HĐTG.
Bảng 2.8 Đánh giá độ phù hợp của mô hình Model Summaryb Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 .901a .811 .803 .39899 2.374 a. Predictors: (Constant), BN , KT, CN , HR b. Dependent Variable: RRVH
N guồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả bằng SPSS 16.0
Tiếp theo, luận văn thực hiện kiểm định độ phù hợp của mô hình nhằm kiểm tra mô hình hồi quy này có phù hợp với dữ liệu thu thập được hay không và có ý nghĩa ứng dụng hay không thông qua kiểm định thống kê F. Theo kết quả phân tích phương sai (AN OVA) được thể hiện ở Bảng 2.9 cho thấy kết quả của phần dư (Residual) thể hiện biến thiên của dữ liệu không được giải thích bởi mô hình. Một mô hình với giá trị Regression Sum of Square: 65,064 lớn hơn so với giá trị Residual Sum of Squares: 15,124 cho thấy mô hình đã giải thích hầu hết phương sai của biến phụ thuộc. Giá trị Sig. = 0,000 (rất nhỏ) - kết quả có ý nghĩa đáng kể về mặt thống kê (p<0.001). N ói cách khác là các hệ số hồi quy sẽ khác 0 và mô hình hồi quy tuyến tính bội ở đây là phù hợp với dữ liệu đã thu thập và hoàn toàn có ý nghĩa về mặt thống kê.
Bảng 2.9 Kết quả kiểm định AOVA AOVAb
Model
Sum of
Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 65.064 4 16.266 102.175 .000a
Residual 15.124 95 .159
Total 80.187 99
a. Predictors: (Constant), BN , KT, CN , HR b. Dependent Variable: RRVH
N guồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả bằng SPSS 16.0
Kết quả chạy hồi quy bội với các hệ số hồi quy riêng phần trong mô hình được được thể hiện tại Bảng 2.9
Bảng 2.10 Kết quả hồi quy bội với các hệ số hồi quy Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std.
Error Beta Tolerance VIF 1 (Constant) -.597 .276 -2.161 .033 HR .867 .056 .795 15.579 .000 .762 1.313 KT .112 .069 .079 1.621 .023 .840 1.190 CN .113 .047 .114 2.397 .018 .879 1.138 BN .092 .051 .086 1.823 .042 .887 1.128 a. Dependent Variable: RRVH
N guồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả bằng SPSS 16.0
Kết quả dự báo mô hình: Các nhân tố có ý nghĩa trong mô hình với mức sig. <0,05 không vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến. Mô hình có R2
hiệu chỉnh = 0,803 cho biết 80,3 % sự biến thiên của RRVH trong HĐTG được giải thích bởi các biến nhân sự, công nghệ thông tin, kiểm tra giám sát và sự kiện bên ngoài. Chỉ số VIF của các biến đều cho kết quả nhỏ hơn 2 cho thấy sự đa cộng tuyến là rất thấp. Mô hình hồi quy được thể hiện dưới dạng sau:
RRVH = -597 + 0,867 HR + 0,113C + 0,112KT+ 0,092B
Qua phương trình cho thấy sau khi kiểm định và phân tích nhân tố khám phá, chạy hồi quy bội có 04 nhân tố ảnh hưởng đến RRVH trong HĐTG. Trong đó nhân
tố N hân sự (HR) ảnh hưởng nhiều nhất, nhân tố Sự kiện bên ngoài (BN ) là ảnh hưởng ít nhất.
Kết quả nghiên cứu định lượng đã cho thấy nhân sự tại các N HTM trên địa bàn thành phố Hồ Chí Minh đang là điểm nóng, có nhiều vấn đề gây rủi ro vận hành trong huy động tiền gửi. Các vấn đề về cán bộ ngân hàng như: đạo đức, thiếu năng lực và trình độ chuyên môn. Về phía ngân hàng: các chính sách liên quan khen thưởng - kỷ luật, thăng tiến và phát triển nghề nghiệp) không phù hợp và công tác đào tạo thường xuyên chưa được chú trọng. Mặt khác, vẫn còn khoảng cách giữa cấp lãnh đạo và thừa hành, các cấp lãnh đạo chưa thực sự quan tâm đến tâm tư nguyện vọng cũng như những khó khăn trong công việc của nhân viên thừa hành để kịp thời giải quyết, giúp đỡ.
2.6 hận xét về kết quả nghiên cứu về các nhân tố ảnh hưởng rủi ro vận hành trong huy động tiền gửi của các ngân hàng thương mại trên địa bàn thành phố Hồ Chí Minh
Kết quả nghiên cứu định lượng đã cho thấy vấn đề nhân sự tại các N HTM trên địa bàn thành phố Hồ Chí Minh đang là nguyên nhân chủ yếu gây ra rủi ro vận hành trong huy động tiền gửi. Các vấn đề về phía cán bộ ngân hàng đang gây ra