Các điều kiện phân tích EFA đều thỏa:
- KMO 0.806 >0.5, sig <0.05
- Tổng phương sai trích 68.184% >50%
- DC2, DC3 tải lên 2 nhân tố có hiệu số >0,3 -> nhóm vào nhân tố có hệ số tải lớn hơn.
- Rút trích được 5 nhân tố độc lập
Ta tiến hành đánh giá độ tin cậy thang đo bằng Cronbach alpha, kiểm tra nhân tố TC: Hệ số Cronbach alpha sau khi trừ đi biến TC1 là 0,753 > 0,6; Corrected Item-
Total
Correlation TC2, TC3, TC4 > 0,3 -> THỎA.
Reliability Statistics
Cronbach's Alpha
N of Items
,753
3
Item-Total Statistics
Scale Mean if | Scale Variance | Corrected Item- | Cronbach's | |
Item Deleted | if Item Deleted | Total | Alpha if Item | |
Correlation | Deleted | |||
TC2 | 5,94 | 4,016 | ,566 | ,705 |
TC3 | 6,01 | 4,282 | ,635 | ,608 |
TC4 | 5,75 | 5,287 | ,572 | ,696 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Thảo Luận Về Tính Khả Thi Của Các Giải Pháp Nội Dung Thảo Luận -
Điểm Trung Bình Của Các Biến (Cột Mean Của Bảng Descriptive Statistics) -
Chất lượng dịch vụ cho vay ngắn hạn dành cho khách hàng doanh nghiệp của Ngân hàng Thương mại Cổ phần Công Thương Việt Nam - Chi nhánh Khu công nghiệp Quế Võ - 18
Xem toàn bộ 156 trang tài liệu này.
4.2. Phân tích nhân tố EFA thang đo sự hài lòng của khách hàng
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. | ,705 | |
Approx. Chi-Square | 268,351 | |
Bartlett's Test of Sphericity | df | 3 |
Sig.
,000
Total Variance Explained
Initial Eigenvalues | Extraction Sums of Squared Loadings | ||||||
onent | Total | % of Variance | Cumulative % | Total | % of Variance | Cumulative % | |
1 | 2,187 | 72,885 | 72,885 | 2,187 | 72,885 | 72,885 | |
2 | ,473 | 15,754 | 88,639 | ||||
3 | ,341 | 11,361 | 100,000 | ||||
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Component Matrixa
Component | |
1 | |
HL1 | ,879 |
HL3 | ,856 |
HL2 | ,824 |
Extraction Method: Principal Component Analysis.
a. 1 components extracted.
Các điều kiện phân tích EFA đều thỏa:
- KMO = 0.705>0.5, sig <0.05
- Tổng phương sai trích 72.885% >50%
- Các hệ số tải lên các nhân tố đều > 0.5
Rút trích được 1 nhân tố sự hài lòng của KHDN vay vốn ngắn hạn.
PHỤ LỤC 4C: TÍNH NHÂN SỐ ĐẠI DIỆN CHO CÁC NHÂN TỐ RÚT TRÍCH ĐƯỢC ĐỂ PHỤC VỤ CHO VIỆC CHẠY TƯƠNG QUAN, HỒI QUY
COMPUTE TC=mean(TC2,TC3,TC4). EXECUTE.
COMPUTE DU=mean(DU1,DU2,DU3,DU4,DU5,DU7). EXECUTE.
COMPUTE NL=mean(NL1,NL2,NL3,NL4). EXECUTE.
COMPUTE DC=mean(DC2,DC3,DC4). EXECUTE.
COMPUTE PT=mean(PT1,PT2,PT3,PT4,PT5). EXECUTE.
COMPUTE HL=mean(HL1,HL2,HL3). EXECUTE.
Descriptive Statistics
N | Minimum | Maximum | Mean | Std. Deviation | ||
TC | 260 | 1,33 | 5,00 | 2,9500 | 1,00389 | |
DU | 260 | 1,33 | 4,67 | 3,1891 | ,87289 | |
NL | 260 | 1,00 | 5,00 | 3,2087 | ,82345 | |
DC | 260 | 1,00 | 5,00 | 3,8090 | 1,03388 | |
PT | 260 | 1,00 | 4,80 | 2,9646 | 1,07982 | |
HL | 260 | 1,00 | 4,67 | 3,1000 | ,92689 | |
Valid N (listwise) | 260 |
Như vậy, giá trị trung bình đại diện của các nhân tố lần lượt là: TC(2,95), DU(3,1891), NL(3,2087), DC(3,8090), PT(2,9646) và HL(3,1).
PHỤ LỤC 4D: KẾT QUẢ PHÂN TÍCH HỒI QUY
4.1. Kết quả ma trận tương quan Pearson
Correlations
HL | TC | DU | NL | DC | PT | |||
Pearson Correlation | 1 | ,157* | ,574** | ,551** | ,554** | ,145* | ||
HL | Sig. (2-tailed) | ,011 | ,000 | ,000 | ,000 | ,019 | ||
N | 260 | 260 | 260 | 260 | 260 | 260 | ||
Pearson Correlation | ,157* | 1 | ,181** | ,055 | ,055 | ,098 | ||
TC | Sig. (2-tailed) | ,011 | ,003 | ,373 | ,375 | ,115 | ||
N | 260 | 260 | 260 | 260 | 260 | 260 | ||
Pearson Correlation | ,574** | ,181** | 1 | ,318** | ,444** | ,101 | ||
DU | Sig. (2-tailed) | ,000 | ,003 | ,000 | ,000 | ,106 | ||
N | 260 | 260 | 260 | 260 | 260 | 260 | ||
Pearson Correlation | ,551** | ,055 | ,318** | 1 | ** ,432 | ,109 | ||
NL | Sig. (2-tailed) | ,000 | ,373 | ,000 | ,000 | ,080 | ||
N | 260 | 260 | 260 | 260 | 260 | 260 | ||
Pearson Correlation | ,554** | ,055 | ,444** | ,432** | 1 | -,012 | ||
DC | Sig. (2-tailed) | ,000 | ,375 | ,000 | ,000 | ,843 | ||
N | 260 | 260 | 260 | 260 | 260 | 260 | ||
Pearson Correlation | ,145* | ,098 | ,101 | ,109 | -,012 | 1 | ||
PT | Sig. (2-tailed) | ,019 | ,115 | ,106 | ,080 | ,843 | ||
N | 260 | 260 | 260 | 260 | 260 | 260 |
*. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
Kết quả chạy tương quan đủ điều kiện để phân tích hồi quy.
4.2. Kết quả mô hình hồi quy
Variables Entered/Removeda
Variables | Variables | Method | |
Entered | Removed | ||
1 | PT, DC, TC, NL, | . | Enter |
b DU |
a. Dependent Variable: HL
b. All requested variables entered.
y
Model Summar b
R | R Square | Adjusted R | Std. Error of the | |
Square | Estimate | |||
1 | ,732a | ,535 | ,526 | ,63815 |
a. Predictors: (Constant), PT, DC, TC, NL, DU
b. Dependent Variable: HL
a
ANOVA
Sum of Squares | df | Mean Square | F | Sig. | ||
Regression | 119,074 | 5 | 23,815 | 58,480 | ,000b | |
1 | Residual | 103,437 | 254 | ,407 | ||
Total | 222,511 | 259 |
a. Dependent Variable: HL
b. Predictors: (Constant), PT, DC, TC, NL, DU
Coefficientsa
Unstandardized Coefficients | Standardized | t | Sig. | Collinearity Statistics | |||
Coefficients | |||||||
B | Std. Error | Beta | Tolerance | VIF | |||
(Constant) | -,437 | ,234 | -1,869 | ,063 |
,052 | ,040 | ,056 | 1,282 | ,201 | ,960 | 1,041 | |
DU | ,359 | ,052 | ,338 | 6,872 | ,000 | ,755 | 1,325 |
1 | |||||||
NL | ,357 | ,054 | ,317 | 6,561 | ,000 | ,783 | 1,276 |
DC | ,237 | ,046 | ,265 | 5,181 | ,000 | ,702 | 1,425 |
PT | ,064 | ,037 | ,075 | 1,715 | ,088 | ,968 | 1,033 |
TC
a. Dependent Variable: HL
quy.
Kết quả chạy hồi quy:
- R bình phương hiệu chỉnh 52,6%, sig <0.05
- Độ lớn beta: DU>NL>DC (Loại PT và TC khỏi MH Hồi quy vì sig>0,5)
- VIF<2: vấn đề đa cộng tuyến không ảnh hưởng đáng kế đến kết quả hồi
4.3. Kiểm tra sự vi phạm các giả định trong hồi quy tuyến tính
Mô hình hồi quy tuyến tính bằng phương pháp OSL được thực hiện với một
số giả định và mô hình chỉ thực sự có ý nghĩa khi các giả định này được đảm bảo. Do vậy để đảm bảo cho độ tin cậy của mô hình, việc dò tìm sự vi phạm các giả định là cần thiết.
Về giả định liên hệ tuyến tính, phương pháp được sử dụng là biểu đồ phân tán Scatterplot. Nhìn vào biểu đồ ta thấy phần dư không thay đổi theo một trật tự nào đối với giá trị dự đoán. Do đó giả thiết về liên hệ tuyến tính không bị vi phạm.
Giả định phân phối chuẩn của phần dư được kiểm tra qua biểu đồ Histogram và đồ thị p-p plot. Nhìn vào biểu đồ Histogram ta thấy phần dư có dạng gần với phân phối chuẩn, giá trị trung bình gần bằng 0 và độ lệch chuẩn gần bằng 1 (cụ thể là 0.990). Đồ thị p-p plot biểu diễn các điểm quan sát thực tế tập trung khá sát đường chéo những giá trị kỳ vọng, có nghĩa là phần dư có phân phối chuẩn.
Kiểm tra vấn đề đa cộng tuyến: như đã đề cập ở phần phân tích tương quan, giữa các biến độc lập có tương quan với nhau, điều này sẽ tạo ra khả năng đa cộng tuyến của mô hình. Vì vậy ta sẽ kiểm tra thêm hệ số phóng đại phương sai
(Variance inflation factor – VIF). Kết quả phân tích cũng cho thấy hệ số phóng đại phương sai VIF của các biến là tương đối nhỏ (tất cả đều nhỏ hơn 2). Do đó hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mô hình này là nhỏ, không ảnh hưởng đáng kể đến kết quả hồi quy.
4.4. Đồ thị phân bố ngẫu nhiên của phần dư chuẩn hóa
4.5. Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa
4.6. Đồ thị so sánh với phân phối chuẩn (p-p) của phần dư chuẩn hóa
