Giả thuyết H1 – Môi trường kiểm soát có tác động dương đối với việc nâng cao công tác KSRR trong quản lý hoàn thuế GTGT tại đơn vị.
Giả thuyết H2 – Thiết lập các mục tiêu có tác động dương đối việc nâng cao công tác KSRR trong quản lý hoàn thuế GTGT tại đơn vị.
Giả thuyết H3 – Nhận dạng rủi ro tiềm tàng có tác động dương đối việc nâng cao công tác KSRR trong quản lý hoàn thuế GTGT tại đơn vị.
Giả thuyết H4 – Đánh giá rủi ro có tác động dương đối việc nâng cao công tác KSRR trong quản lý hoàn thuế GTGT tại đơn vị.
Giả thuyết H5 – Phản ứng rủi ro có tác động dương đối với việc nâng cao công tác KSRR trong quản lý hoàn thuế GTGT tại đơn vị.
Giả thuyết H6 – Hoạt động kiểm soát có tác động dương đối với việc nâng cao công tác KSRR trong quản lý hoàn thuế GTGT tại đơn vị.
Giả thuyết H7 – Thông tin và truyền thông có tác động dương đối với việc nâng cao công tác KSRR trong quản lý hoàn thuế GTGT tại đơn vị.
Giả thuyết H8 – Hoạt động giám sát có tác động dương đối với việc nâng cao công tác KSRR trong quản lý hoàn thuế GTGT tại đơn vị.
4.3. Thống kê mô tả và trình bày kết quả kiểm định giả thuyết
4.3.1. Thống kê mô tả
Sau khi tiến hành nhập, xử lý số liệu nghiên cứu thì kết quả mẫu thống kê mô tả được tác giả trình bày chi tiết như sau:
Bảng 4.2: Kết quả thống kê mô tả mẫu.
Phân loại | Nam | Nữ | Tổng | |||
Số lượng | 74 | 58 | 132 | |||
Cơ cấu | 56,1% | 43,9% | 100% | |||
Độ tuổi | Phân loại | Dưới 30 tuổi | 30 – 40 tuổi | 41 – 50 tuổi | Trên 50 tuổi | Tổng |
Số lượng | 12 | 58 | 43 | 19 | 132 | |
Cơ cấu | 9,1% | 43,9% | 32,6% | 14,4% | 100% | |
Vị trí | Phân loại | Quản lý | Nhân viên | Tổng | ||
Số lượng | 6 | 126 | 132 | |||
Cơ cấu | 4,5% | 95,5% | 100% | |||
Trình độ | Phân loại | Sau đại học | Đại học | Cao đẳng | Trung cấp | Tổng |
Số lượng | 45 | 79 | 5 | 3 | 132 | |
Cơ cấu | 34,1% | 59,8% | 3,8% | 2,3% | 100% | |
Thời gian công tác | Phân loại | dưới 3 năm | 3 –5 năm | 6 –10 năm | trên 10 năm | Tổng |
Số lượng | 10 | 24 | 39 | 59 | 132 | |
Cơ cấu | 7,6% | 18,2% | 29,5% | 44,7% | 100% | |
Có thể bạn quan tâm!
-
Bài Học Trong Xây Dựng Và Áp Dụng Bộ Tiêu Chí Quản Lý Rủi Ro Trong Quản Lý Hoàn Thuế Gtgt -
Quy Trình Hoàn Thuế Trước Kiểm Tra Sau Và Kiểm Tra Trước Hoàn Thuế Sau Tại Chi Cục Thuế Khu Vực Tân Uyên.(Phụ Lục 5). -
Kết Quả Nghiên Cứu Định Lượng Về Công Tác Kiểm Soát Rủi Ro Trong Quản Lý Hoàn Thuế Gtgt Chi Cục Thuế Khu Vực Tân Uyên -
Ma Trận Nhân Tố (Component Matrixa) Của Biến Phụ Thuộc. -
Bàn Luận Và Đánh Giá Kết Quả Kiểm Soát Rủi Ro Trong Quản Lý Hoàn Thuế Gtgt. -
Vị Trí Quan Trọng Và Mức Độ Tác Động Kiểm Soát Rủi Ro Trong Quản Lý Hoàn Thuế Gtgt Chi Cục Thuế Khu Vực Tân Uyên
Xem toàn bộ 192 trang tài liệu này.
Nguồn: Nghiên cứu của tác giả
- Một số nhận xét:
+ Trong tổng số 132 người được khảo sát, có 74 nam (chiếm 56,1%) và 58 nữ (chiếm 43,9%). Tỷ lệ nam nữ liên quan công tác giải quyết hoàn thuế GTGT chênh lệch không nhiều do công tác bình đẳng giới và lãnh đạo cơ quan quan tâm phân giao công việc cho nữ cán bộ công chức.
+ Về độ tuổi, mẫu nghiên cứu có độ tuổi tập trung từ 30 đến 40 tuổi (chiếm 43,9% tổng số mẫu), đây là nguồn nhân lực trẻ, tích lũy nhiều kinh nghiệm và có đủ điều kiện về sức khỏe để đáp ứng áp lực công việc.
+ Về vị trí công tác, mẫu nghiên cứu có 126 cán bộ (tỷ lệ 95,5%) vị trí nhân
viên.
+ Về trình độ, mẫu nghiên cứu có 79 cán bộ có trình độ đại học (đạt tỷ lệ
59,8%), đồng thời tỷ lệ cán bộ có trình độ sau đại học chiếm tỷ lệ tương đối 45 cán bộ (đạt tỷ lệ 34,1%) điều nay thể hiện việc cán bộ công chức làm công tác hoàn thuế GTGT được đào tạo và đáp ứng yêu cầu công việc theo quy định khi được phân công.
+ Về thời gian công tác, mẫu nghiên cứu có 59 cán bộ công chức có thâm niên công tác trên 10 năm (đạt tỷ lệ 44,7%), điều này giải thích việc cán bộ có thâm niên và kinh nghiệm công tác trong ngành được phân giao cho công tác hoàn thuế GTGT.
Kết quả tổng hợp thống kê bảng khảo sát chi tiết tại (Phụ lục 8).
Giá trị trung bình các câu trả lời dao động từ 3,06 đến 4,41 cho thấy mức độ đồng ý khá cao của những người được khảo sát đối với những phát biểu trong mẫu khảo sát. Giá trị độ lệch chuẩn nhỏ hơn 1, ở mức từ 0,68 đến 0,97, tức nhỏ hơn khoảng cách giữa hai nấc mức của thang đo cho thấy các câu trả lời của người được khảo sát không quá khác biệt so với giá trị trung bình.
4.3.2. Kiểm định hệ số Cronbach’s Alpha của thang đo
4.3.2.1. Phương pháp đánh giá độ tin cậy của thang đo
Để đánh giá độ tin cậy của thang đo khảo sát, hệ số Cronbach alpha sẽ được sử dụng. Theo Đinh Phi Hổ (2014), về lý thuyết, thì hệ số Cronbach alpha càng cao có nghĩa là thang đo càng có độ tin cậy cao. Tuy nhiên nếu hệ số Cronbach alpha quá lớn ( > 0,95) thì cần cẩn trọng vì có thể có hơn một câu hỏi (biến quan sát) đo lường cùng một nội dung nào đó của khái niệm, và do đó khiến người được khảo sát trả lời gần như giống nhau hoàn toàn. Theo Nunnally và Bernstein (1994) (trích từ Nguyễn, 2013), thì mức độ tin cậy của thang đo có thể chấp nhận được khi hệ số Cronbach alpha ≥ 0,60 là thang đo có thể chấp nhận được về mặt độ tin cây, tuy nhiên một thang đo có độ tin cậy tốt thì nên ở trong khoảng [0,70 – 0,80].
Tuy nhiên cần lưu ý rằng hệ số Cronbach alpha chỉ đo lường độ tin cậy của cả thang đo chứ không tính được độ tin cậy cho từng biến quan sát. Các biến đo lường dùng để đo lường cùng một khái niệm nghiên cứu nên chúng cần có tính tương quan
chặt chẽ với nhau. Để kiểm tra sự tương quan của từng biến đo lường với tổng các biến còn lại của thang đo, người ta sử dụng hệ số tương quan biến – tổng hiệu chỉnh (Corrected Item-Total Correlation). Theo Đinh Phi Hổ (2014), thì biến đó đạt yêu cầu khi hệ số tương quan biến – tổng hiệu chỉnh ≥ 0,30.
4.3.2.2. Kết quả đánh giá độ tin cậy của thang đo.
Bảng 4.3: Kết quả đánh giá độ tin cậy của thang đo kiểm soát rủi ro trong hoàn thuế GTGT.
Trung bình của thang đo nếu loại biến quan sát | Phương sai của thang đo nếu loại biến quan sát | Hệ số tương quan biến - tổng hiệu chỉnh | Hệ số Cronbach alpha nếu loại biến quan sát | |
Cronbach alpha = 0,895 | ||||
KSRR1 | 23,65 | 16,401 | 0,800 | 0,866 |
KSRR 2 | 23,55 | 17,675 | 0,584 | 0,892 |
KSRR 3 | 23,68 | 16,621 | 0,716 | 0,876 |
KSRR 4 | 23,64 | 15,876 | 0,881 | 0,856 |
KSRR 5 | 23,69 | 16,881 | 0,765 | 0,871 |
KSRR 6 | 23,68 | 17,752 | 0,666 | 0,882 |
KSRR 7 | 23,75 | 18,671 | 0,470 | 0,904 |
Kết quả Bảng 4,2 cho thấy hệ số Cronbach alpha là 0,895 > 0,6, hệ số tương quan biến – tổng hiệu chỉnh của 7 biến quan sát đều > 0,3 thỏa mãn yêu cầu về độ tin cậy thang đo.
Bảng 4.4: Kết quả đánh giá độ tin cậy của thang đo Môi trường kiểm soát.
Trung bình của thang đo nếu loại biến quan sát | Phương sai của thang đo nếu loại biến quan sát | Hệ số tương quan biến - tổng hiệu chỉnh | Hệ số Cronbach alpha nếu loại biến quan sát | |
Cronbach alpha = 0,901 | ||||
MT1 | 22,65 | 15,437 | 0,761 | 0,880 |
MT2 | 22,62 | 15,742 | 0,744 | 0,882 |
MT3 | 22,88 | 15,963 | 0,741 | 0,883 |
MT4 | 22,92 | 16,497 | 0,647 | 0,893 |
MT5 | 23,02 | 16,170 | 0,608 | 0,898 |
MT6 | 22,92 | 16,063 | 0,652 | 0,893 |
MT7 | 22,69 | 15,114 | 0,816 | 0,874 |
Kết quả Bảng 4.4 cho thấy hệ số Cronbach alpha là 0,901 > 0,6, hệ số tương quan biến – tổng hiệu chỉnh của 7 biến quan sát đều > 0,3 thỏa mãn yêu cầu về độ tin cậy thang đo.
Bảng 4.5: Kết quả đánh giá độ tin cậy của thang đo Thiết lập các mục tiêu.
Trung bình của thang đo nếu loại biến quan sát | Phương sai của thang đo nếu loại biến quan sát | Hệ số tương quan biến - tổng hiệu chỉnh | Hệ số Cronbach alpha nếu loại biến quan sát | |
Cronbach alpha = 0,916 | ||||
TL1 | 18,56 | 10,496 | 0,810 | 0,895 |
TL2 | 18,43 | 10,836 | 0,697 | 0,910 |
TL3 | 18,62 | 10,004 | 0,888 | 0,883 |
TL4 | 18,51 | 10,298 | 0,833 | 0,891 |
TL5 | 18,56 | 10,512 | 0,837 | 0,892 |
TL6 | 18,39 | 10,907 | 0,563 | 0,933 |
Kết quả Bảng 4.5 cho thấy hệ số Cronbach alpha là 0,916 > 0,6, hệ số tương quan biến – tổng hiệu chỉnh của 6 biến quan sát đều > 0,3 thỏa mãn yêu cầu về độ tin cậy thang đo. Cũng theo kết quả trên, nếu loại biến quan sát TL6: “Xây dựng cơ sở đánh giá xếp hạng mức độ rủi ro thực hiện kế hoạch kiểm tra, thanh tra, giám sát, kiểm soát “Tạo điều kiện thuận lợi để người nộp thuế tuân thủ tốt các quy định của pháp luật, đồng thời phòng chống, phát hiện, xử lý kịp thời các hành vi vi phạm pháp luật thuế trong hoàn thuế.” thì hệ số Cronbach alpha sẽ được cải thiện. Tuy nhiên, hệ số Cronbach alpha sẽ không cải thiện nhiều, mặt khác đây là một biến quan sát quan trọng và có ý nghĩa đối với nghiên cứu việc loại biến quan sát này sẽ làm nghiên cứu bị mất đi một biến quan sát khía cạnh, trong khi hệ số Cronbach alpha cũng không cải thiện nhiều. Vì vậy, tác giả quyết định giữ lại đầy đủ các biến quan sát trên để đảm bảo sự đầy đủ của các khía cạnh của nghiên cứu và vẫn đáp ứng được yêu cầu về độ tin cậy thang đo.
Bảng 4.6: Kết quả đánh giá độ tin cậy của thang đo Nhận dạng rủi ro tiềm tàng.
Trung bình của thang đo nếu loại biến quan sát | Phương sai của thang đo nếu loại biến quan sát | Hệ số tương quan biến - tổng hiệu chỉnh | Hệ số Cronbach alpha nếu loại biến quan sát | |
Cronbach alpha = 0,762 | ||||
ND1 | 19,23 | 8,396 | 0,681 | 0,679 |
ND2 | 19,17 | 8,436 | 0,622 | 0,694 |
ND3 | 19,35 | 8,928 | 0,701 | 0,684 |
ND4 | 19,51 | 8,826 | 0,581 | 0,707 |
ND5 | 19,59 | 10,770 | 0,105 | 0,847 |
ND6 | 19,45 | 9,831 | 0,523 | 0,727 |
Kết quả Bảng 4.6 cho thấy hệ số Cronbach alpha là 0,762 > 0,6, tuy nhiên hệ số tương quan biến –tổng hiệu chỉnh của biến quan sát ND5 < 0,3 không thỏa mãn yêu cầu về độ tin cậy thang đo. Do đó nếu loại bỏ biến quan sát ND5: “Nhận diện rủi ro, gian lận từ một số ngành nghề kinh doanh đặc thù” thì hệ số Cronbach alpha sẽ tăng từ 0,762 lên 0,847, do đó biến ND5 bị loại bỏ. Nguyên nhân của việc loại bỏ
biến ND5: biến này có hệ số tương quan biến – tổng hiệu chỉnh thấp nhất trong các biến quan sát đang đề cập, và nếu việc loại bỏ biến quan sát này thì cũng không ảnh hưởng nhiều đến việc đo lường nhân tố Nhận dạng rủi ro tiềm tàng.
Sau khi loại biến ND5, kết quả đánh giá độ tin cậy thang đo này như sau:
Bảng 4.7: Kết quả đánh giá độ tin cậy của thang đo Nhận dạng rủi ro tiềm tàng (lần 2).
Trung bình của thang đo nếu loại biến quan sát | Phương sai của thang đo nếu loại biến quan sát | Hệ số tương quan biến - tổng hiệu chỉnh | Hệ số Cronbach alpha nếu loại biến quan sát | |
Cronbach alpha = 0,847 | ||||
ND1 | 15,56 | 6,729 | 0,716 | 0,799 |
ND2 | 15,50 | 6,841 | 0,633 | 0,824 |
ND3 | 15,68 | 7,148 | 0,761 | 0,791 |
ND4 | 15,84 | 7,067 | 0,625 | 0,825 |
ND6 | 15,78 | 8,000 | 0,570 | 0,837 |
Kết quả đánh giá mới cho thấy cả hệ số Cronbach alpha và hệ số tương quan biến – tổng hiệu chỉnh đều được cải thiện và thỏa mãn yêu cầu về độ tin cậy thang đo.
Bảng 4.8: Kết quả đánh giá độ tin cậy của thang đo Đánh giá rủi ro.
Trung bình của thang đo nếu loại biến quan sát | Phương sai của thang đo nếu loại biến quan sát | Hệ số tương quan biến - tổng hiệu chỉnh | Hệ số Cronbach alpha nếu loại biến quan sát | |
Cronbach alpha = 0,879 | ||||
DG1 | 19,32 | 9,489 | 0,654 | 0,863 |
DG2 | 20,17 | 8,746 | 0,750 | 0,847 |
DG3 | 19,65 | 9,455 | 0,529 | 0,886 |
DG4 | 20,09 | 8,643 | 0,819 | 0,835 |
DG5 | 19,35 | 9,763 | 0,601 | 0,871 |
DG6 | 20,05 | 8,556 | 0,785 | 0,841 |
Kết quả Bảng 4.8 cho thấy hệ số Cronbach alpha là 0,879 > 0,6, hệ số tương quan biến – tổng hiệu chỉnh của 5 biến quan sát đều > 0,3 thỏa mãn yêu cầu về độ tin cậy thang đo. Cũng theo kết quả trên, Nếu loại biến quan sát DG3: “Các hình thức xử phạt có tính răng đe và phù hợp đối với hành vi gian lận trong hoàn thuế.” thì hệ số Cronbach alpha sẽ được cải thiện. Tuy nhiên, hệ số Cronbach alpha sẽ không cải thiện nhiều, mặt khác đây là một biến quan sát quan trọng và có ý nghĩa đối với nghiên cứu việc loại biến quan sát này sẽ làm nghiên cứu bị mất đi một biến quan sát khía cạnh, trong khi hệ số Cronbach alpha cũng không cải thiện nhiều. Vì vậy, tác giả quyết định giữ lại đầy đủ các biến quan sát trên để đảm bảo sự đầy đủ của các khía cạnh của nghiên cứu và vẫn đáp ứng được yêu cầu về độ tin cậy thang đo.
Bảng 4.9: Kết quả đánh giá độ tin cậy của thang đo Phản ứng rủi ro.
Trung bình của thang đo nếu loại biến quan sát | Phương sai của thang đo nếu loại biến quan sát | Hệ số tương quan biến - tổng hiệu chỉnh | Hệ số Cronbach alpha nếu loại biến quan sát | |
Cronbach alpha = 0,896 | ||||
PU1 | 19,79 | 13,360 | 0,649 | 0,889 |
PU2 | 19,75 | 12,346 | 0,826 | 0,861 |
PU3 | 19,82 | 12,586 | 0,768 | 0,870 |
PU4 | 19,59 | 13,298 | 0,756 | 0,874 |
PU5 | 19,91 | 13,743 | 0,625 | 0,892 |
PU6 | 19,88 | 12,760 | 0,708 | 0,880 |
Kết quả Bảng 4.9 cho thấy hệ số Cronbach alpha là 0,896 > 0,6, hệ số tương quan biến – tổng hiệu chỉnh của 6 biến quan sát đều > 0,3 thỏa mãn yêu cầu về độ tin cậy thang đo.
Bảng 4.10: Kết quả đánh giá độ tin cậy của thang đo Hoạt động kiểm soát.
Trung bình của thang đo nếu loại biến quan sát | Phương sai của thang đo nếu loại biến quan sát | Hệ số tương quan biến - tổng hiệu chỉnh | Hệ số Cronbach alpa nếu loại biến quan sát | |
Cronbach alpha = 0,948 | ||||
KS1 | 17,92 | 11,467 | 0,732 | 0,959 |
KS2 | 18,70 | 10,661 | 0,910 | 0,938 |
KS3 | 18,68 | 10,791 | 0,899 | 0,939 |
KS4 | 18,67 | 10,843 | 0,876 | 0,942 |
KS5 | 17,62 | 11,260 | 0,872 | 0,943 |
KS6 | 17,59 | 11,406 | 0,851 | 0,945 |
Kết quả 4.10 cho thấy hệ số Cronbach alpha là 0,948 > 0,6, hệ số tương quan biến – tổng hiệu chỉnh của 6 biến quan sát đều > 0,3 thỏa mãn yêu cầu về độ tin cậy thang đo.
Bảng 4.11: Kết quả đánh giá độ tin cậy của thang đo Thông tin và truyền thông.
Trung bình của thang đo nếu loại biến quan sát | Phương sai của thang đo nếu loại biến quan sát | Hệ số tương quan biến - tổng hiệu chỉnh | Hệ số Cronbach alpha nếu loại biến quan sát | |
Cronbach alpha = 0,872 | ||||
TT1 | 20,09 | 11,371 | 0,806 | 0,825 |
TT2 | 19,94 | 13,143 | 0,575 | 0,866 |
TT3 | 20,12 | 11,963 | 0,724 | 0,841 |
TT4 | 20,10 | 11,005 | 0,874 | 0,812 |
TT5 | 20,20 | 13,091 | 0,539 | 0,872 |
TT6 | 20,25 | 13,086 | 0,528 | 0,874 |
Kết quả Bảng 4.11 cho thấy hệ số Cronbach alpha là 0,872 > 0,6, hệ số tương quan biến – tổng hiệu chỉnh của 6 biến quan sát đều > 0,3 thỏa mãn yêu cầu về độ tin cậy thang đo.
Bảng 4.12: Kết quả đánh giá độ tin cậy của thang đo Hoạt động giám sát.
Trung bình của thang đo nếu loại biến quan sát | Phương sai của thang đo nếu loại biến quan sát | Hệ số tương quan biến - tổng hiệu chỉnh | Hệ số Cronbach alpha nếu loại biến quan sát | |
Cronbach alpha = 0,879 | ||||
GS1 | 16,08 | 11,560 | 0,667 | 0,861 |
GS2 | 16,29 | 11,108 | 0,746 | 0,847 |
GS3 | 15,90 | 11,176 | 0,612 | 0,874 |
GS4 | 16,35 | 11,626 | 0,751 | 0,849 |
GS5 | 16,22 | 11,663 | 0,675 | 0,860 |
GS6 | 16,38 | 11,618 | 0,690 | 0,857 |
Kết quả Bảng 4.12 cho thấy hệ số Cronbach alpha là 0,879 > 0,6, hệ số tương quan biến – tổng hiệu chỉnh của 6 biến quan sát đều > 0,3 thỏa mãn yêu cầu về độ tin cậy thang đo.
4.3.3. Phân tích nhân tố EFA
Các thang đo sau khi đã được đánh giá đáp ứng yêu cầu về độ tin cậy sẽ tiếp tục được xem xét về giá trị của chúng. Hai giá trị quan trọng của thang đo là giá trị hội tụ và giá trị phân biệt. Giá trị hội tụ của thang đo cho biết mức độ cần thiết của những biến quan sát dùng để đo lường khái niệm. Giá trị phân biệt đảm bảo việc các biến quan sát không vừa đo lường khái niệm này lại vừa đo lường khái niệm khác. Phương pháp phân tích nhân tố khám phá (EFA) sẽ được sử dụng để đánh giá hai loại giá trị này.
4.3.3.1. Phương pháp đánh giá giá trị thang đo
Để đánh giá giá trị thang đo, cần xem xét ba thuộc tính quan trọng trong kết quả phân tích nhân tố khám phá, đó là: số lượng nhân tố trích, trọng số nhân tố và tổng phương sai trích.
Số lượng nhân tố trích.
Để xác định số lượng nhân tố, tiêu chí eigenvalue được sử dụng. Tiêu chí này sẽ xác định số lượng nhân tố cho mô hình (dừng ở số lượng nhân tố là bao nhiêu) dựa trên số lượng nhân tố có eigenvalue ≥ 1.
Trọng số nhân tố.
Trọng số nhân tố của một biến trên một biến mà nó đo lường sau khi quay cần phải cao (để đạt được điều kiện về giá trị hội tụ của thang đo) và đồng thời trọng số nhân tố trên các biến mà nó không đo lường phải thấp (để đạt được điều kiện về giá trị phân biệt của thang đo). Để đạt được các điều kiện trên, trọng số nhân tố phải thỏa:
Thứ nhất, trọng số nhân tố của một biến phải ≥ 0,5. Trong trường hợp biến quan sát có trọng số nhân tố < 0,5 thì nó không thực sự đo lường khái niệm cần nghiên cứu.
Thứ hai, chênh lệch hai trọng số ở hai nhân tố cần đo lường khác nhau của một biến quan sát cần phải < 0,3. Nguyên nhân của điều kiện này là: vì nếu hai trọng số ở hai nhân tố của biến quan sát có giá trị tương đương nhau có nghĩa là nó vừa đo lường cho nhân tố này vừa đo lường cho nhân tố kia, và như vậy sẽ không thỏa mãn yêu cầu về giá trị phân biệt của thang đo.
Tổng phương sai trích.
Tổng phương sai trích thể hiện các nhân tố trích được bao nhiêu phần trăm của các biến đo lường. Theo Nguyễn (2013), tổng phương sai trích đạt yêu cầu nếu ≥ 0,5, và tốt nếu ≥ 0,6.
Điều kiện để thực hiện phân tích EFA.
Kiểm định Bartlett (Bartlett's Test of Sphericity) dùng để xem xét ma trận tương quan với giả thuyết rằng ma trận tương quan là ma trận đơn vị, nếu phép kiểm định Bartlett có P-Value < 0,05 thì có thể bác bỏ giả thuyết trên và có nghĩa là các biến có quan hệ với nhau.
Kiểm định KMO (Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy) dùng để so sánh độ lớn của hệ số tương quan giữa hai biến với độ lớn của hệ số tương quan riêng phần của chúng. Theo Kaiser (1974), giá trị KMO ≥ 0,90 là rất tốt, KMO ≥ 0,80 là tốt, KMO ≥ 0,70 là được, KMO ≥ 0,60 là tạm được, KMO ≥ 0,50 là xấu và KMO < 0,50 là không thể chấp nhận được.
4.3.3.2. Kết quả đánh giá giá trị thang đo
Phân tích nhân tố khám phá biến phụ thuộc của mô hình.
Việc phân tích nhân tố khám phá biến phụ thuộc của mô hình như sau:
Kết quả kiểm định KMO và Bartlett’s cho thấy giá trị KMO là 0,866 > 0,5 và P-Value (của kiểm định Bartlett’s) < 0,05 (Bảng 4.13). Như vậy mô hình thỏa mãn điều kiện của kiểm định KMO và Bartlett’s.
Bảng 4.13: Kết quả kiểm định KMO và Bartlett đối với biến phụ thuộc.
0,866 | ||
Bartlett's Test of Sphericity | Approx, Chi-Square | 570,139 |
Df | 21 | |
Sig, | 0,000 |
Giá trị eigenvalues ở mức trích 1 nhân tố là 4,367 > 1, trong khi ở mức trích 2 nhân tố là 0,843 < 1. Do đó, số lượng nhân tố trích là 1 phù hợp với dự kiến của mô hình và cũng thỏa mãn giá trị eigenvalues. Tổng phương sai trích (tổng biến thiên được giải thích bởi các nhân tố) là 62,382% > 50%, thỏa mãn yêu cầu.