Mẫu (N) | Minimum | Maximum | Mean | Std. Deviation | |
GC5 | 305 | 1 | 5 | 2.73 | .811 |
GC6 | 305 | 1 | 5 | 2.73 | .794 |
GC7 | 305 | 1 | 5 | 2.87 | .806 |
GC8 | 305 | 1 | 5 | 2.84 | .843 |
GC9 | 305 | 1 | 5 | 2.84 | .862 |
TH1 | 305 | 1 | 5 | 2.64 | .980 |
TH2 | 305 | 1 | 5 | 2.68 | .940 |
TH3 | 305 | 1 | 5 | 2.69 | .927 |
TH4 | 305 | 1 | 5 | 2.62 | .932 |
TH5 | 305 | 1 | 5 | 2.64 | .990 |
QM1 | 305 | 1 | 5 | 3.69 | .834 |
QM2 | 305 | 1 | 5 | 3.70 | .879 |
QM3 | 305 | 1 | 5 | 3.71 | .853 |
QM4 | 305 | 1 | 5 | 3.65 | .894 |
MK1 | 305 | 1 | 5 | 2.88 | .824 |
MK2 | 305 | 1 | 5 | 2.84 | .800 |
MK3 | 305 | 1 | 5 | 2.79 | .813 |
MK4 | 305 | 1 | 5 | 2.81 | .801 |
MK5 | 305 | 1 | 5 | 2.79 | .771 |
RR1 | 305 | 1 | 5 | 3.35 | .826 |
RR2 | 305 | 1 | 5 | 3.35 | .819 |
RR3 | 305 | 1 | 5 | 3.42 | .835 |
RR4 | 305 | 1 | 5 | 3.41 | .850 |
RR5 | 305 | 1 | 5 | 3.31 | .802 |
RR6 | 305 | 1 | 5 | 3.32 | .801 |
RR7 | 305 | 1 | 5 | 3.34 | .799 |
RR8 | 305 | 1 | 5 | 3.31 | .838 |
RR9 | 305 | 1 | 5 | 3.31 | .835 |
NLCT1 | 305 | 1 | 5 | 2.53 | .573 |
NLCT2 | 305 | 1 | 5 | 2.52 | .580 |
NLCT3 | 305 | 1 | 5 | 2.54 | .578 |
Valid N (listwise) | 305 |
Có thể bạn quan tâm!
- Quy Trình Và Phương Pháp Phân Tích Dữ Liệu Định Tính
- Tổng Hợp Số Lượng Mẫu Và Cơ Cấu Đối Tượng Khảo Sát
- Thang Đo Các Nhân Tố Tác Động Đến Nlct Công Ty Cttc
- Kết Quả Kiểm Định Independent Samples T-Test Group Statistics
- Hợp Đồng Và Những Nguyên Tắc Quan Trọng Trong Cho Thuê Tài Chính
- Nhu Cầu Vốn Của Các Doanh Nghiệp Và Tiềm Năng Phát Triển Cho Thuê Tài Chính Tại Việt Nam
Xem toàn bộ 231 trang tài liệu này.
(Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả)
Giá trị trung bình của các biến quan sát thuộc nhóm: CL; SP; QM; RR là trên 3, các đáp viên đa số đều đồng ý ở mức cao với các tiêu chí trong bảng câu hỏi. Còn lại các biến quan sát khác thuộc các nhóm: NL; TC; QT; GC; TH; NLCT, có mức trung bình trên 2 và có nhóm xấp xỉ 3, cho thấy khoảng 50% đồng ý với các tiêu chí.
Tổng hợp đánh giá độ tin cậy thang đo Cronhbach’s Alpha
Bảng 4.3: Tổng hợp kết quả Hệ số Cronbach’s Alpha (Xem Phụ lục 4)
Hệ số Cronbach’s Alpha | Hệ số tương quan biến tổng nhỏ nhất | Số biến quan sát ban đầu | Số biến quan sát còn lại | |
Nhân lực (NL) | .838 | .657 | 5 | 4 |
Tài chính (TC) | .828 | .603 | 5 | 5 |
Quản trị điều hành (QT) | .895 | .696 | 6 | 6 |
Chất lượng phục vụ (CL) | .818 | .593 | 4 | 4 |
Sản phẩm – Dịch vụ (SP) | .859 | .552 | 5 | 5 |
Giá cả (GC) | .906 | .626 | 9 | 9 |
Thương hiệu (TH) | .875 | .683 | 5 | 5 |
Quy mô – Mạng lưới (QM) | .884 | .733 | 4 | 4 |
Marketing (MK) | .867 | .658 | 5 | 5 |
Quản lý rủi ro (RR) | .918 | .603 | 9 | 9 |
(NLCT) | .829 | .662 | 3 | 3 |
(Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả)
Đánh giá kết quả về kiểm tra độ tin cậy Cronbach’s Alpha
Kiểm tra độ tin cậy, có các thành phần là biến quan sát không phù hợp, tác giả tiến hành loại bỏ các biến: NL2 (Nhân viên mẫn cán với công việc). Tiếp tục thực hiện các bước chạy kiểm tra sau khi loại bỏ các biến nói trên, kết quả có độ tin cậy ở mô hình nghiên cứu.
Tất cả các hệ số Cronbach’s Alpha đều > 0.6, không có hệ số vượt qua 0.95.
Tất cả các hệ số tương quan biến tổng đều > 0.3
Căn cứ cơ sở lý thuyết quy định nêu trên, cho thấy độ tin cậy Cronbach’s Alpha đối với các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu có kết quả tốt và đều đạt yêu cầu theo quy định.
Kết quả kiểm định thang đo bằng EFA (Xem Phụ lục 5)
Biến độc lập
Kết quả chạy lần 1: Có biến TC4 cần loại bỏ, vì biến này tải lên cả hai nhân tố. Loại biến SP3 do biến này có hệ số tải nhỏ hơn 0.5. Tiếp tục thực hiện chạy lại lần 2, cho kết quả:
Bảng 4.4: Hệ số KMO và Bartlett’s Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. | .876 | |
Bartlett's Test of Sphericity | Approx. Chi- Square | 8948.058 |
df | 1431 | |
Sig. | .000 |
(Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả)
KMO = 0.876 nên phân tích nhân tố là phù hợp
Sig. (Bartlett’s Test) = 0.000 (sig. < 0.05) chứng tỏ các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể.
Kết quả trên cho thấy các biến độc lập đều đảm bảo hai loại giá trị hội tụ và phân biệt, các hệ số của KMO đều đạt yêu cầu.
Tổng phương sai trích: Rotation Sums of Squared Loadings (Cumulative %) = 58.148% > 50 %. Điều này chứng tỏ 58.148% biến thiên của dữ liệu được giải thích bởi 10 nhân tố.
Bảng 4.5: Ma trận của mô hình
Factor | ||||||||||
1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 | |
RR6 | .830 | |||||||||
RR5 | .797 | |||||||||
RR9 | .758 | |||||||||
RR2 | .754 | |||||||||
RR8 | .744 | |||||||||
RR1 | .739 | |||||||||
RR3 | .720 | |||||||||
RR7 | .705 | |||||||||
RR4 | .606 | |||||||||
GC8 | .777 | |||||||||
GC7 | .744 | |||||||||
GC3 | .736 | |||||||||
GC9 | .735 | |||||||||
GC1 | .725 | |||||||||
GC2 | .717 | |||||||||
GC5 | .687 | |||||||||
GC4 | .674 | |||||||||
GC6 | .604 | |||||||||
QT3 | .782 | |||||||||
QT6 | .776 | |||||||||
QT1 | .759 | |||||||||
QT4 | .744 | |||||||||
QT5 | .742 | |||||||||
QT2 | .741 | |||||||||
TH2 | .795 | |||||||||
TH4 | .788 | |||||||||
TH1 | .783 | |||||||||
TH5 | .715 | |||||||||
TH3 | .696 |
Factor | ||||||||||
1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 | |
MK4 | .781 | |||||||||
MK2 | .769 | |||||||||
MK1 | .766 | |||||||||
MK3 | .750 | |||||||||
MK5 | .694 | |||||||||
QM2 | .819 | |||||||||
QM4 | .811 | |||||||||
QM1 | .806 | |||||||||
QM3 | .748 | |||||||||
SP4 | .776 | |||||||||
SP1 | .773 | |||||||||
SP5 | .771 | |||||||||
SP2 | .761 | |||||||||
NL4 | .779 | |||||||||
NL1 | .750 | |||||||||
NL5 | .741 | |||||||||
NL3 | .702 | |||||||||
CL4 | .768 | |||||||||
CL3 | .734 | |||||||||
CL1 | .729 | |||||||||
CL2 | .585 | |||||||||
TC5 | .695 | |||||||||
TC2 | .694 | |||||||||
TC3 | .679 | |||||||||
TC1 | .678 | |||||||||
Extraction Method: Principal Axis Factoring. Rotation Method: Promax with Kaiser Normalization. | ||||||||||
a. Rotation converged in 7 iterations. |
(Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả)
Trong Ma trận mô hình (Pattern Matrix) thể hiện với các Factor loading
> 0.5, do đó các biến trong mô hình có ý nghĩa thực tiễn.
Biến phụ thuộc
Bảng 4.6: Hệ số KMO và Bartlett’s Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. | .720 | |
Bartlett's Test of Sphericity | Approx. Chi-Square | 341.433 |
df | 3 | |
Sig. | .000 |
(Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả)
KMO = 0.720 > 0.5 nên phân tích nhân tố là phù hợp
Sig. (Bartlett’s Test) = 0.000 (sig. < 0.05) chứng tỏ các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể.
Bảng 4.7: Giải thích tổng phương sai trích
Factor | Initial Eigenvalues | Extraction Sums of Squared Loadings | ||||
Total | % of Variance | Cumulative % | Total | % of Variance | Cumulative % | |
1 | 2.237 | 74.563 | 74.563 | 1.858 | 61.948 | 61.948 |
2 | .416 | 13.854 | 88.418 | |||
3 | .347 | 11.582 | 100.000 | |||
Extraction Method: Principal Axis Factoring. |
(Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả)
Kết quả ma trận xoay cho thấy, có một nhân tố được trích từ các biến quan sát đưa vào phân tích EFA. Phương sai trích được giải thích là 61.948%.
Kết quả phân tích CFA (Xem Phụ lục 6)
Các chỉ số Model Fit đều nằm trong mức tốt:
CMIN/DF = 1.114 < 2; GFI = 0.849 > 0.8; CFI = 0.981 > 0.9; TLI = 0.979 >
0.9; RMSEA = 0.019 < 0.06; PCLOSE = 1.000 > 0.05.
Kết luận mô hình phù hợp với dữ liệu.
Tất cả các trọng số chuẩn hóa đều lớn hơn 0.5. Như vậy các biến quan sát đều có ý nghĩa trong CFA.
Hình 4.1: Kết quả nghiên cứu CFA
(Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả)
Kết quả phân tích bằng mô hình cấu trúc tuyến tính SEM
(Xem Phụ lục 7)
Hình 4.2: Kết quả nghiên cứu SEM
(Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả)