Kết Quả Kiểm Định Giá Trị Hội Tụ Của Các Khái Niệm (Chuẩn

.045	1.000	.390	.408	.290	.298	.137	.283	.276
3	.047	.390	1.000	.127	.150	.088	.116	.169	.043
4	.016	.408	.127	1.000	.086	.110	.038	.115	.134
5	.071	.290	.150	.086	1.000	.043	.060	.070	.103
6	.021	.298	.088	.110	.043	1.000	.023	.038	.110
7	.038	.137	.116	.038	.060	.023	1.000	.105	.008
8	.104	.283	.169	.115	.070	.038	.105	1.000	.123
9	.063	.276	.043	.134	.103	.110	.008	.123	1.000

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 264 trang tài liệu này.

Extraction Method: Principal Axis Factoring.

Rotation Method: Promax with Kaiser Normalization.

Nguồn: Kết quả từ phần mềm SPSS

Kết quả phân tích nhân tố khám phá cho ra được 9 nhân tố và không có biến quan sát nào có hệ số tải nhỏ hơn 0.5. Bên cạnh đó, 9 nhóm nhân tố này được rút trích giải thích được 65,59% sự biến động của dữ liệu.

Nhằm xác định số chuẩn:

lượng nhân tố

trong nghiên cứu này sử

dụng 2 tiêu

Tiêu chuẩn Kaiser (Kaiser Criterion) nhằm xác định số nhân tố được trích từ thang đo. Các nhân tố kém quan trọng bị loại bỏ, chỉ giữ lại những nhân tố quan trọng bằng cách xem xét giá trị Eigenvalue. Giá trị Eigenvalue đại diện cho

phần biến thiên được giải thích bởi mỗi nhân tố, chỉ

có nhân tố

nào có

Eigenvalue lớn hơn 1 mới được giữ lại trong mô hình phân tích. Tiêu chuẩn

phương sai trích (Variance Explained Criteria): Phân tích nhân tố là thích hợp nếu tổng phương sai trích không được nhỏ hơn 50%.

Đối với kết quả phân tích nhân tố khám phá trên, tổng phương sai trích là 65,59% lớn hơn 50% và giá trị Eigenvalues của các nhân tố đều lớn hơn 1, do đó sử dụng phương pháp phân tích nhân tố là phù hợp.

Như vây, với tất cả các kết quả thu được từ độ tin cậy Cronbach’s alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA ở trên cho thấy thang đo các khái niệm nghiên cứu đều đạt yêu cầu về giá trị và độ tin cậy. Các biến quan sát đã đại diện được cho các khái niệm nghiên cứu cần phải đo. Tổng hợp kết quả kiểm định được thể hiện qua chi tiết qua bảng 2.6 như sau: ?

Bảng 2.16. Tổng hợp kết quả kiểm định thang đo

Thành phần

Số biến quan sát	Độ tin cậy (Cronbach Alpha)
Cơ chế điều hành lãi suất của NHTW (LS)	04	0,830
Mức độ phát triển và sự ổn định của nền kinh tế vĩ mô (VM)	05	0,870
Xây dựng quy trình quản trị rủi ro (QTRR)	05	0,833
Công tác kiểm tra giám sát quy trình quản trị rủi ro lãi suất (KTGS)	04	0,875
Hệ thống công nghệ thông tin của ngân hàng (CNTT)	04	0,868
Dự báo rủi ro lãi suất (DBRR)	06	0,867
Đặc thù hoạt động kinh doanh của các NHTM (KD)	04	0,867
Nhân lực của ngân hàng (NLNH)	03	0,795
Công tác Quản trị rủi ro lãi suất (HQ)	08	0,870

Nguồn: Tác giả tổng hợp

2.3.5.3. Phân tích nhân tố khẳng định CFA

Phân tích nhân tố khẳng định CFA được thực hiện với 43 biến quan sát. Từ kết quả phân tích EFA có 9 nhân tố được rút ra với các nhóm thang đo tương ứng tạo thành mô hình đo lường các khái niệm và được đưa vào phân tích CFA để xem xét sự phù hợp của mô hình với dữ liệu nghiên cứu. Kết quả phân tích CFA như sau:

Hình 2. 2 Mô hình cấu trúc tuyến tính

Nguồn: Kết quả từ phần mềm AMOS

Kiểm định sự phù hợp của mô hình

Kết quả CFA cho thấy Chibình phương = 1,313 với giá trị p = 0,000, TLI

= 0,954 và CFI = 0,958, Chibình phương/df=1,313 < 2,5 và RMSEA = 0,31< 0,08, các chỉ tiêu này đều cho thấy mô hình này phù hợp với dữ liệu thị trường. Hệ số tương quan giữa các khái niệm (xem Bảng 2.17) cho chúng ta thấy các hệ số này nhỏ hơn 1 (có ý nghĩa thống kê). Vì vậy các khái niệm đạt giá trị phân biệt.

Bảng 2.17. Kết quả kiểm định giá trị hội tụ của các khái niệm (chuẩn

hóa)

Mối quan hệ

Estimate
HQ7	<	HQ	.752
HQ6	<	HQ	.723
HQ8	<	HQ	.719
HQ1	<	HQ	.669
HQ5	<	HQ	.708
HQ2	<	HQ	.665
HQ4	<	HQ	.624
HQ3	<	HQ	.577
DBRR4	<	DBRR	.735
DBRR1	<	DBRR	.770
DBRR6	<	DBRR	.719
DBRR2	<	DBRR	.696
DBRR5	<	DBRR	.702

Mối quan hệ

Estimate
DBRR3	<	DBRR	.713
VM1	<	VM	.807
VM4	<	VM	.836
VM2	<	VM	.813
VM3	<	VM	.715
VM5	<	VM	.633
QTRR2	<	QTRR	.753
QTRR3	<	QTRR	.696
QTRR5	<	QTRR	.708
QTRR1	<	QTRR	.750
QTRR4	<	QTRR	.630
KTGS4	<	KTGS	.804
KTGS3	<	KTGS	.794
KTGS1	<	KTGS	.810
KTGS2	<	KTGS	.781
CNTT3	<	CNTT	.822
CNTT1	<	CNTT	.819
CNTT4	<	CNTT	.836
CNTT2	<	CNTT	.699
KD3	<	KD	.851
KD2	<	KD	.767
KD4	<	KD	.789

Mối quan hệ

Estimate
KD1	<	KD	.748
LS4	<	LS	.781
LS1	<	LS	.761
LS3	<	LS	.756
LS2	<	LS	.679
NLNH1	<	NLNH	.840
NLNH3	<	NLNH	.740
NLNH2	<	NLNH	.676

Nguồn: Kết quả từ phần mềm AMOS

Hơn nữa các trọng số đều đạt tiêu chuẩn cho phép > 0,5 (xem Bảng 4.16) và đều có ý nghĩa thống kê các giá trị p <10% đều bằng 0,000 (xem Bảng 4.17, hệ số tương quan giữa các thành phần đều <0,9 (xem Hình 2.1). Vì vậy, chúng ta có thể kết luận các biến quan sát dùng để đo lường tám thành phần của thang đo về Công tác QTRRLS đạt được giá trị hội tụ (Gerbring & Anderson, 1988) (trích dẫn từ Nguyễn Khánh Duy, 2009 tr21).

Bảng 2.18. Kết quả kiểm định giá trị phân biệt giữa các khái niệm

(chưa chuẩn hóa)

Estimate	S.E.	C.R.	P
HQ	<>	DBRR	.029	.035	.837	0,000
HQ	<>	VM	.030	.039	.771	0,000
HQ	<>	QTRR	.010	.047	.210	0,000

Estimate	S.E.	C.R.	P
HQ <>	KTGS	.053	.042	1.266	0,000
HQ <>	CNTT	.010	.035	.290	0,000
HQ <>	KD	.021	.045	.480	0,000
HQ <>	LS	.069	.043	1.621	0,000
HQ <>	NLNH	.036	.046	.779	0,000
DBRR <>	VM	.336	.061	5.537	0,000
DBRR <>	QTRR	.433	.075	5.737	0,000
DBRR <>	KTGS	.284	.063	4.496	0,000
DBRR <>	CNTT	.245	.052	4.669	0,000
DBRR <>	KD	.134	.063	2.115	0,000
DBRR <>	LS	.268	.063	4.224	0,000
DBRR <>	NLNH	.269	.068	3.980	0,000
VM <>	QTRR	.149	.074	2.023	0,000
VM <>	KTGS	.156	.066	2.371	0,000
VM <>	CNTT	.072	.054	1.328	0,000
VM <>	KD	.116	.070	1.668	0,000
VM <>	LS	.163	.067	2.447	0,000
VM <>	NLNH	.016	.072	.217	0,000
QTRR <>	KTGS	.129	.079	1.635	0,000
QTRR <>	CNTT	.121	.066	1.829	0,000
QTRR <>	KD	.043	.084	.509	0,000
QTRR <>	LS	.147	.081	1.813	0,000