3.2.3 Kiểm tra độ tin cậy của thang đo tổng thể
Bảng 3.8 Kiểm tra hệ số Cronbach’s Alpha
Reliability Statistics
N of Items | |
.891 | 24 |
Có thể bạn quan tâm!
- Thực Trạng Xây Dựng Của Tổng Công Ty Du Lịch Sài Gòn
- Các Yếu Tố Ảnh Hưởng Đến Tiến Độ Các Dự Án Đầu Tư Xây Dựng Thuộc Tổng Công Ty Du Lịch Sài Gòn
- Bảng Trị Trung Bình, Độ Lệch Chuẩn Của 24 Biến Quan Sát Thử Nghiệm
- Các Nhân Tố Ảnh Hưởng Đến Tiến Độ Các Dự Án Đầu Tư Xây Dựng Thuộc Tổng Công Ty Du Lịch Sài Gòn
- Các Yếu Tố Ảnh Hưởng Đến Tiến Độ Dự Án Đầu Tư Xây Dựng Thuộc Tổng Công Ty Du Lịch Sài Gòn
- Đánh Giá Sự Ảnh Hưởng Của Các Yếu Tố Đến Tiến Độ Dự Án Thuộc Tổng Công Ty Du Lịch Sài Gòn.
Xem toàn bộ 130 trang tài liệu này.
Item-Total Statistics
Scale Mean if Item Deleted | Scale Variance if Item Deleted | Corrected Item-Total Correlation | Cronbach's Alpha if Item Deleted | |
YT622 | 74.92 | 201.939 | .454 | .887 |
YT623 | 75.33 | 203.525 | .426 | .888 |
YT624 | 75.31 | 203.564 | .465 | .887 |
YT101 | 74.87 | 195.277 | .588 | .884 |
YT102 | 74.69 | 194.261 | .603 | .883 |
YT103 | 74.75 | 195.741 | .578 | .884 |
YT104 | 74.85 | 195.304 | .568 | .884 |
YT205 | 75.25 | 195.726 | .470 | .887 |
YT206 | 75.23 | 196.535 | .458 | .887 |
YT207 | 75.95 | 203.471 | .357 | .889 |
YT208 | 75.24 | 197.222 | .432 | .888 |
YT309 | 74.85 | 196.736 | .455 | .887 |
YT310 | 74.95 | 193.974 | .549 | .884 |
YT311 | 75.25 | 196.005 | .472 | .887 |
YT312 | 75.30 | 196.522 | .424 | .888 |
YT413 | 75.40 | 205.141 | .332 | .889 |
YT414 | 75.45 | 204.156 | .376 | .889 |
YT415 | 75.55 | 206.606 | .265 | .891 |
YT416 | 75.55 | 205.025 | .372 | .889 |
YT517 | 75.64 | 191.659 | .606 | .883 |
YT518 | 74.92 | 193.296 | .621 | .883 |
YT519 | 75.58 | 193.579 | .538 | .885 |
YT520 | 75.65 | 196.864 | .444 | .887 |
YT521 | 75.56 | 194.465 | .542 | .885 |
- Theo kết quả kiểm tra độ tin cậy bằng hệ số Cronbach’s Alpha tổng của 24 biến là 0.891> 0.7 , tuy nhiên ta nhận thấy có 1 biến quan sát là : YT415 có hệ số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0.3 cho nên tiến hành bước tiếp theo là loại bỏ
biến này và kiểm tra lại hệ số Cronbach’s Alpha. Kết quả cuối cùng sau khi loại bỏ biến YT 415 quan sát có hệ số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0.3 được trình bày ở bảng 3.9 như sau:
Bảng 3.9: Kiểm tra hệ số Cronbach’s Alpha sau khi loại bỏ biến quan sát có hệ số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0.3
Reliability Statistics
N of Items | |
.891 | 23 |
Item-Total Statistics
Scale Mean if Item Deleted | Scale Variance if Item Deleted | Corrected Item-Total Correlation | Cronbach's Alpha if Item Deleted | |
YT622 | 71.94 | 193.965 | .456 | .887 |
YT623 | 72.35 | 195.393 | .434 | .888 |
YT624 | 72.33 | 195.618 | .464 | .887 |
YT101 | 71.89 | 187.337 | .593 | .884 |
YT102 | 71.72 | 186.329 | .608 | .883 |
YT103 | 71.77 | 187.946 | .578 | .884 |
YT104 | 71.88 | 187.535 | .567 | .884 |
YT205 | 72.28 | 187.845 | .472 | .887 |
YT206 | 72.25 | 188.671 | .459 | .887 |
YT207 | 72.98 | 195.914 | .342 | .890 |
YT208 | 72.26 | 189.109 | .439 | .888 |
YT309 | 71.87 | 188.859 | .456 | .887 |
YT310 | 71.97 | 186.278 | .547 | .885 |
YT311 | 72.28 | 187.985 | .478 | .887 |
YT312 | 72.32 | 188.437 | .431 | .888 |
YT413 | 72.42 | 197.548 | .316 | .890 |
YT414 | 72.47 | 196.778 | .352 | .889 |
YT416 | 72.57 | 197.689 | .343 | .889 |
YT517 | 72.66 | 183.885 | .607 | .883 |
YT518 | 71.95 | 185.338 | .627 | .883 |
YT519 | 72.60 | 185.451 | .549 | .885 |
YT520 | 72.68 | 188.918 | .447 | .888 |
YT521 | 72.58 | 186.462 | .549 | .885 |
- Theo kết quả kiểm tra độ tin cậy bằng hệ số Cronbach’s Alpha tổng của 23 biến tăng lên là 0.891>0.7 và hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3 giá trị cột. Từ kết quả phân tích có thể khẳng định thang đo các yếu tố ảnh hưởng đến tiến độ dự án đầu tư xây dựng thuộc Tổng Công ty Du lịch Sài Gòn đủ tin cậy để tiến hành các bước phân tích tiếp theo.
3.2.4 Phân tích nhân tố
Trước khi tiến hành phân tích nhân tố, việc kiểm tra sự phù hợp của dữ liệu đã được khảo sát phải được thực hiện, thông qua kiểm nghiệm Bartlett’s với mức ý nghĩa 0.00 (Kiểm định Bartlett với giả thuyết là không H0) là “các biến không tương quan với nhau”. Nếu xác suất của trị thống kê này nhỏ hơn 0.05 thì bác bỏ giả thuyết trên đồng nghĩa với việc các biến có tương quan với nhau) và hệ số phù hợp của việc lấy mẫu KMO (Measure of sampling adequacy. Kaiser - Meyer – Olkin). Trị số KMO lớn (giữa 0.5 đến 1) là điều kiện đủ để phân tích nhân tố có thích hợp, còn nếu trị số này nhỏ hơn 0.5 thì phâ n tích nhân tố có khả năng không thích hợp với các dữ liệu.
- Kết quả phân tích trị số KMO bằng 0.820 (bảng 3.10) cho thấy dữ liệu hoàn toàn thích hợp để tiến hành phân tích ma trận tương quan của mô hình.
Bảng 3.10 Trị số KMO và Barlett’s Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. | .820 | |
Bartlett's Test of Sphericity | Approx. Chi-Square | 1744.998 |
df | 253 | |
Sig. | .000 |
- Việc xác định số lượng nhân tố có hai cách phổ biến:
+ Xác định dựa vào ý đồ người nghiên cứu và kết quả của cuộc nghiên cứu trước.
+ Xác định dựa vào Eigenvalues (phần trăm được giải thích nhân tố). Chỉ có nhữngnhân tố nào có Eigenvalues lớn hơn 1 mới được giữ lại trong mô hình phân tích. Phần trăm được giải thích của các nhân tố và tổng phương sai trích của mô hìnhđược thể hiện ở bảng 3.11 dưới đây.
Bảng 3.11: Phần trăm được giải thích của các nhân tố và tổng phương sai trích
Total Variance Explained
Initial Eigenvalues | Extraction Sums of Squared Loadings | Rotation Sums of Squared Loadings | |||||||
Total | % of Variance | Cumulative % | Total | % of Variance | Cumulative % | Total | % of Variance | Cumulative % | |
1 | 6.963 | 30.274 | 30.274 | 6.963 | 30.274 | 30.274 | 3.294 | 14.323 | 14.323 |
2 | 2.474 | 10.756 | 41.029 | 2.474 | 10.756 | 41.029 | 2.816 | 12.243 | 26.566 |
3 | 1.851 | 8.046 | 49.075 | 1.851 | 8.046 | 49.075 | 2.690 | 11.695 | 38.261 |
4 | 1.626 | 7.068 | 56.143 | 1.626 | 7.068 | 56.143 | 2.672 | 11.619 | 49.880 |
5 | 1.474 | 6.408 | 62.551 | 1.474 | 6.408 | 62.551 | 2.127 | 9.246 | 59.126 |
6 | 1.178 | 5.123 | 67.674 | 1.178 | 5.123 | 67.674 | 1.966 | 8.548 | 67.674 |
7 | .873 | 3.794 | 71.468 | ||||||
8 | .827 | 3.598 | 75.066 | ||||||
9 | .694 | 3.018 | 78.084 | ||||||
10 | .580 | 2.523 | 80.607 | ||||||
11 | .528 | 2.294 | 82.901 | ||||||
12 | .522 | 2.269 | 85.170 | ||||||
13 | .498 | 2.167 | 87.336 | ||||||
14 | .475 | 2.064 | 89.400 | ||||||
15 | .428 | 1.859 | 91.260 | ||||||
16 | .373 | 1.621 | 92.881 | ||||||
17 | .345 | 1.501 | 94.382 | ||||||
18 | .329 | 1.431 | 95.813 | ||||||
19 | .279 | 1.214 | 97.027 | ||||||
20 | .258 | 1.123 | 98.150 | ||||||
21 | .223 | .968 | 99.118 | ||||||
22 | .198 | .860 | 99.977 | ||||||
23 | .005 | .023 | 100.000 |
Extraction Method: Principal Component Analysis.
- Như vậy qua phân tích xác định được 6 nhân tố. Tuy nhiên để xác định yếu tố nào ảnhh ưởng đến nhân tố chính nào tác giả thông qua hệ số Factor loading mà phần mềm SPSS xuất ra. Theo Hair & Ctg (1998) [16] Factor loading là chỉ tiêu đảm bảo mức ý nghĩa thiết thực của phương pháp nhân tố chính.
+ Hệ số Factor loading (trọng số) > 0.3 được xem là đạt mức tối thiểu.
+ Hệ số Factor loading (trọng số) > 0.4 được xem là quan trọng.
+ Hệ số Factor loading (trọng số) > 0.5 được xem là có ý nghĩa thực tiễn.
- Đề tài nghiên cứu hướng tới giá trị thực tiễn trong quá trình thực hiện các dự án đầu tư xây dựng thuộc Tổng Công ty Du lịch Sài Gòn nên tác giả chỉ lấy những yếu tố có Factor loading > 0.5 ảnh hưởng lên các nhân tố chính
Bảng 3.12: Giá trị Factor loading của các yếu tố lên các nhân tố chính
Rotated Component Matrixa
Component | ||||||
1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | |
YT101 YT104 YT103 YT102 | .806 .794 .739 .697 | |||||
YT518 YT207 | .635 | .523 | ||||
YT206 YT205 YT208 YT309 YT310 YT311 YT312 YT520 YT521 YT519 YT517 YT416 YT414 YT413 YT624 YT623 YT622 | .924 .918 .736 | .811 .773 .751 .743 | .792 .749 .729 .703 | .786 .754 .753 | .807 .785 .623 |
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization.
a. Rotation converged in 6 iterations.
- Sau khi loại biến YT207 có hệ số tải nhỏ hơn 0.5, khi hệ số tải của các biến tải cho các nhân tố đều đã thỏa điều kiện ≥ 0.5, chúng ta tiến hành xét tới các biến
tải lên ở 2 nhân tố với trường hợp biến quan sát YT518 với hệ số tải ở nhân tố chính thứ 1 có giá trị bằng 0.635, nhân tố chính thứ 2 có giá trị bằng 0.523.
Theo (Jabnoun & Al-Tamimi 2003) [19] : thì khác biệt hệ số tải nhân tố giữa 2 hệ số tải nhân tố của một biến quan sát giữa các nhân tố ≥ 0.3 để đảm bảo giá trị phân biệt giữa các yếu tố. Trong khi đó khác biệt hệ số tải nhân tố giữa 2 hệ số tải nhân tố ở đây <0.3 không đảm bảo giá trị phân biệt giữa các yếu tố. Vì vậy tác giả sẽ loại bỏ biến YT518 và thực hiện lại quá trình phân tích nhân tố.
- Kết quả phân tích trị số KMO sau khi loại biến YT518 bằng 0.802 (bảng 3.13) cho thấy dữ liệu hoàn toàn thích hợp để tiến hành phân tích ma trận tương quan của mô hình.
Bảng 3.13: Trị số KMO và Bartlett's Test sau khi loại biến YT518
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. | .802 | |
Bartlett's Test of Sphericity | Approx. Chi-Square | 1589.673 |
df | 210 | |
Sig. | .000 |
- Tiến hành kiểm tra giá trị Eigenvalues của mô hình và tổng phương sai trích sau khi đã loại biến YT518
Bảng 3.14: Phần trăm được giải thích của các nhân tố và tổng phương sai trích sau khi đã loại biến YT518
Total Variance Explained
Initial Eigenvalues | Extraction Sums of Squared Loadings | Rotation Sums of Squared Loadings | |||||||
Total | % of Variance | Cumulative % | Total | % of Variance | Cumulative % | Total | % of Variance | Cumulative % | |
1 | 6.391 | 30.432 | 30.432 | 6.391 | 30.432 | 30.432 | 2.777 | 13.225 | 13.225 |
2 | 2.317 | 11.034 | 41.466 | 2.317 | 11.034 | 41.466 | 2.661 | 12.671 | 25.896 |
3 | 1.845 | 8.784 | 50.251 | 1.845 | 8.784 | 50.251 | 2.638 | 12.562 | 38.459 |
4 | 1.574 | 7.495 | 57.745 | 1.574 | 7.495 | 57.745 | 2.552 | 12.155 | 50.613 |
5 | 1.335 | 6.356 | 64.101 | 1.335 | 6.356 | 64.101 | 2.016 | 9.598 | 60.211 |
6 | 1.161 | 5.527 | 69.628 | 1.161 | 5.527 | 69.628 | 1.977 | 9.417 | 69.628 |
7 | .832 | 3.960 | 73.588 | ||||||
8 | .706 | 3.364 | 76.951 |
.598 | 2.849 | 79.800 | |
10 | .542 | 2.583 | 82.383 |
11 | .521 | 2.479 | 84.862 |
12 | .492 | 2.345 | 87.207 |
13 | .482 | 2.296 | 89.503 |
14 | .439 | 2.090 | 91.592 |
15 | .364 | 1.734 | 93.326 |
16 | .359 | 1.710 | 95.036 |
17 | .329 | 1.569 | 96.605 |
18 | .277 | 1.318 | 97.923 |
19 | .223 | 1.064 | 98.986 |
20 | .208 | .989 | 99.975 |
21 | .005 | .025 | 100.000 |
Extraction Method: Principal Component Analysis.
- Ta thấy sau khi loại biến YT518 mô hình vẫn còn 6 nhân tố chính, ở nhân tố thứ 6 có giá trị bằng 1,161 đảm bảo lớn hơn 1 và tổng phương sai trích của 6 nhân tố này bằng 69,628% lớn hơn 50% thỏa mãn điều kiện theo Hair & Ctg (1998) [16]. Tiếp tục thực hiện quá trình phân tích nhân tố để xem xét hệ số Factor Loading sau khi đã loại biến YT518
Bảng 3.15: Giá trị Factor loading của các yếu tố lên các nhân tố chính sau khi đã loại biến YT518
Rotated Component Matrixa
Component | ||||||
1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | |
YT101 | .840 | |||||
YT103 | .783 | |||||
YT104 | .779 | |||||
YT102 | .712 | |||||
YT309 | .798 | |||||
YT311 | .773 | |||||
YT310 | .764 | |||||
YT312 | .749 | |||||
YT520 | .778 | |||||
YT521 | .753 | |||||
YT519 | .741 | |||||
YT517 | .722 | |||||
YT206 | .938 |
.932 | |||
YT208 | .727 | ||
YT416 | .812 | ||
YT413 | .762 | ||
YT414 | .756 | ||
YT624 | .813 | ||
YT623 | .785 | ||
YT622 | .635 |
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization.
a. Rotation converged in 6 iterations.
- Ta thấy hệ số Factor Loading của các yếu tố lên nhân tố chính lúc này đều đảm bảo lớn hơn 0.5 thỏa mãn tiêu chí đặt ra. Như vậy sau khi thực hiện phân tích nhân tố với phép quay Varimax từ 24 yếu tố ban đầu còn lại 21 yếu tố và chia thành 6 nhóm nhân tố chính theo bảng 3.16 như sau:
Bảng 3.16: Kết quả phân tích nhân tố
% Giải thích | Yếu tố ảnh hưởng | Trọng số | |
1 | 30.432 | Năng lực CĐT (YT101) | .840 |
Tài chính của CĐT (YT103) | .783 | ||
CĐT điều chỉnh quy mô dự án (YT104) | .779 | ||
Quản lý dự án của Chủ đầu tư chưa chuyên nghiệp (YT102) | .712 | ||
2 | 11.034 | Công trình có yêu cầu cao về mỹ thuật, kiến trúc (YT309) | .798 |
Khó khăn trong đấu nối với các công trình hạ tầng kỹ thuật khác (YT311) | .773 | ||
Công trình tập trung tại các khu du lịch không thuận tiện trong thi công (YT310) | .764 | ||
Sử dụng nhiều vật liệu cao cấp, đặc thù khó khăn trong cung cấp (YT312) | .749 | ||
3 | 8.784 | Nguồn tài chính của nhà thầu không đảm bảo (YT520) | .778 |
Sự cố kỹ thuật trong quá trình thi công (YT(521) | .753 | ||
Biện pháp thi công không phù hợp (YT519) | .741 | ||
Thiếu kinh nghiệm trong thi công các công trình du lịch (YT517) | .722 | ||
7.495 | Quy hoạch phát triển ngành du lịch chưa đầy đủ (YT206) | .938 | |
Khó khăn trong đền bù giải phóng mặt bằng (YT205) | .932 |