Thông tin tài liệu
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO ng TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM hi ep w n lo ad th yj CHU NGUYỄN MỘNG NGỌC uy ip la an lu n va ll fu oi m at nh z z vb k jm ht om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ an Lu n va y te re th TP Hồ Chí Minh – Năm 2005 ng MỞ ĐẦU hi ep Trong bối cảnh chung công xã hội hoá giáo dục đất nước, w n xuất ngày nhiều loại hình trường cấp đào tạo đạo học hệ công lo ad lập tư thục, bán công, dân lập bên cạnh không sở đào tạo đại học th nước khác tích cực thu hút học sinh - sinh viên nước ta du học yj uy với nhiều hình thức, tổ chức đào tạo cạnh tranh với với hệ ip la thống đại học công lập việc thu hút khách hàng sinh viên sử dụng dịch vụ an lu đào tạo đại học; thêm tới Việt Nam thức gia nhập va WTO, lúc nhiều nước có quyền tham gia đào tạo đại học Việt Nam với n hình thức 100% vốn nước Giáo dục đại học Việt Nam mở fu ll thị trường cạnh tranh thực Tình hình chung đặt tất trường đại oi m nh học công lập Việt Nam vào cạnh tranh gay gắt at trở nên ngày khốc liệt tương lai gần mà không nhanh chóng z z có kế hoạch ứng phó nguy thất bại sân nhà tránh vb jm ht khỏi k Để nâng cao lực cạnh tranh nhằm giành chiến thắng, gm l.c biện pháp cần thiết trường đại học công lập nước cần lắng om nghe tiếng nói sinh viên, khảo sát cảm nhận sinh viên dịch vụ đào an Lu tạo nhà trường cung cấp để biết sinh viên muốn cần gì; sinh viên đánh thực tế mà họ nhận trình học tập y te re dịch vụ đào tạo cung cấp cho sinh viên n va trường, từ nhà trường xác định phương hướng thúc đẩy giá trị Về khái niệm “dịch vụ đào tạo” vừa nhắc đến trên phương tiện truyền thông đại chúng lên tranh luận nhà nghiên cứu, nhà giáo dục việc có hay không tính thị trường, tính hàng ng hi hoá Giáo dục Việt Nam Mỗi người đứng góc độ nghiên cứu ep để lý luận cho quan điểm riêng cách nhìn nhận Giáo dục bối w cảnh Nhiều hội thảo, tọa đàm tổ chức để thảo n lo luận vấn đề chưa đạt quan điểm chung Nhưng, ad th có nhiều ý kiến khác hầu hết họ thống rằng, yj Giáo dục quay lưng với Kinh tế thị trường, tách riêng khỏi xu uy ip vận động Kinh tế thị trường Nói thêm lónh vực Giáo dục đại học, la có nhiều tranh luận chưa đến hồi kết, nhiều người đồng ý với lu an quan điểm trường đại học ngày nên coi sinh viên đối tượng phục vụ n va cung cấp loại dịch vụ đặc biệt dịch vụ đào tạo, dịch vụ đào tạo đặc ll fu biệt chỗ kết cuối trình sử dụng dịch vụ người, m oi trình cung cấp dịch vụ đào tạo cung cấp cho họ tri thức cần thiết rèn nh at luyện phương pháp học tập, phương pháp tư duy, tạo sở cho việc tự học, tự tìm z kiếm thông tin kiến thức, lực sáng tạo độc lập suy nghó để họ z vb đảm nhận công việc chuyên môn định sau tốt nghiệp, có ht jm khả nhận định, suy luận giải vấn đề thực tế đặt (chú k ý khái niệm “đào tạo” hẹp nhiều so với “giáo dục” tính nhân văn om l.c gm cụ thể hoá đào tạo chuyên môn) Xem đào tạo hình thức dịch vụ nên sinh viên sử dụng dịch vụ đào an Lu tạo xem khách hàng, nghiên cứu nhắm vào việc nâng y te Nhất khung cảnh cạnh tranh đào tạo đại học vừa mô tả re dịch vụ khách hàng tiến hành lónh vực cần thiết hợp lý n va cao giá trị cảm nhận khách hàng hay nhắm đến mục tiêu hoàn thiện đối đa Từ mục tiêu nghiên cứu nhằm nhận định khía cạnh ng hi mà sinh viên đại học công lập sử dụng họ đánh giá giá trị dịch vụ đào tạo ep nhận từ tổ chức cung cấp dịch vụ, việc nhận diện khía cạnh w chung giá trị cảm nhận, ngiên cứu điều tra tính tình giá n lo trị cảm nhận qua việc khảo sát khác biệt lối đánh giá sinh ad th viên khác ngành học thời gian vào trường giá trị dịch vụ; sau yj nghiên cứu nhằm xác định tầm quan trọng tương đối giá trị cảm nhận uy ip hài lòng sinh viên chất lượng giảng dạy đánh giá toàn diện la họ dịch vụ đào tạo tổ chức Từ đưa gợi ý cách thiết kế lu an chiến lược củng cố giá trị cảm nhận cho sinh viên va n Một sinh viên xác định khách hàng trình cung cấp fu ll dịch vụ đào tạo môi trường đạo học khảo sát chất lượng hay giá m oi trị loại hình dịch vụ cần đứng vào vị trí sinh viên để chọn nh at góc nhìn xác, để bảo đảm cho kết đánh giá có tính thiết thực z z có giá trị sử dụng cao Do hạn chế thời gian điều kiện đề vb ht tài nghiên cứu cá nhân nên mục tiêu khảo sát giá trị cảm nhận dịch vụ đào k jm tạo sinh viên đại học công lập tác giả Luận văn khoanh vùng thực l.c gm Khoa Kinh tế trường Đại học Thuỷ sản Nha Trang nơi tác giả công tác Các kết nghiên cứu phát sinh viên Khoa Kinh om tế sở ban đầu để tác giả có nhận định cách thức sinh viên an Lu đại học công lập cảm nhận giá trị dịch vụ nhà trường cung cấp cho họ, y te đào tạo nhà trường Ngoài kết nghiên cứu cung cấp re rộng sau này, bên cạnh gợi ý phương hướng thúc đẩy giá trị dịch vụ n va từ hình thành thang đo giá trị cảm nhận sử dụng cho nghiên cứu mở thông tin hữu ích cho ban quản trị Khoa Kinh tế ĐH Thuỷ sản để cải ng hi thiện giá trị dịch vụ đào tạo Khoa ep Từ phạm vi nghiên cứu xác định trên, đối tượng chọn cho nghiên w cứu sinh viên đại học quy Khoa Kinh tế Trường ĐH Thuỷ sản, n lo liệu thu thập cách phát câu hỏi đến sinh viên Khoa theo ad th tất lớp thuộc ngành khoá học khác Bản câu hỏi sử dụng cho yj uy nghiên cứu hình thành thang đo giá trị cảm nhận đào tạo ip đại học nghiên cứu tương tự nước hiệu chỉnh lại cho la lu phù hợp với tình Việt Nam kết vấn sâu Số an câu hỏi thu chọn lọc lại theo chất lượng sau nhập liệu xử va n lý phần mềm SPSS Các phương pháp phân tích đa biến phân tích fu ll phương sai, hồi quy bội, ANOVA… áp dụng để kiểm định giả thuyết m oi khoa học đặt cho nghiên cứu, hình thành kết cụ thể mặt định nh at lượng z z Luận văn thiết kế gồm ba chương sau: vb ht Chương 1: Cơ sở lý luận l.c gm trị cảm nhận dịch vụ đào tạo k jm Trong chương tác giả tổng hợp lại sở lý luận giá trị cảm nhận giá Chương 2: Khảo sát giá trị cảm nhận sinh viên dịch vụ đào tạo om Nội dung chương mô tả tiến trình thực khảo sát giá trị cảm nhận sinh y Cuối kết luận chung nghiên cứu te nghị nhằm gia tăng tối đa giá trị cảm nhận sinh viên dịch vụ đào tạo re Chương thể kết luận rút từ kết nghiên cứu kiến n va Chương 3: Kết luận kiến nghị an Lu viên dịch vụ đào tạo Khoa Kinh tế trình bày kết phân tích Đề tài nghiên cứu đạt mục đích sau: xác định giá trị ng hi chức liên quan đến tính thiết thực cấp ĐH, giá trị chức thể ep qua đánh giá sinh viên mối quan hệ học phí – chất lượng, giá trị xã w hội, giá trị cảm xúc, giá trị hình ảnh giá trị hiểu biết dẫn quan n lo trọng giá trị cảm nhận sinh viên đại học công lập; bên cạnh đánh giá ad th toàn diện họ dịch vụ đào tạo tổ chức chịu tác động quan trọng yj hài lòng chất lượng giảng dạy mà tổ chức cung cấp; phán xét uy ip giá trị chứng minh có tính tình theo ngành học thời gian học tập; la đánh giá cao hay thấp sinh viên dịch vụ đào tạo tổ chức có liên lu an quan với việc họ có tiếp tục sử dụng lại dịch vụ đào tạo để hoàn thành bậc n va học cao ll fu oi m at nh z z vb k jm ht om l.c gm an Lu n va y te re ng CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ LUẬN hi ep w 1.1 Giá trị cảm nhận n lo ad Từ thập kỷ cuối kỷ 20 khái niệm “giá trị cảm nhận” giới th nghiên cứu giới quan tâm đến, lên phận cấu trúc yj đóng vai trò quan trọng sống nhiều tổ chức Tầm quan trọng uy ip giá trị cảm nhận dịch vụ thể chỗ xem hình thức la lu đánh giá khách hàng dịch vụ, giới nghiên an cứu Marketing thừa nhận công trình nghiên cứu có va n cho thấy hiểu thấu chất thật phận cấu fu ll trúc giá trị dịch vụ tác động lên hành vi khách hàng m oi giới hạn Sự hiểu biết thấu đáo mặt lý thuyết cách khách hàng đánh giá giá nh at trị trình thực tế sử dụng dịch vụ họ hạn chế, z công trình nghiên cứu thực tế cách nhận diện dấu hiệu đánh dấu giá trị z vb jm ht cảm nhận khách hàng đến tỏ có nhiều tiến triển k Theo nhà nghiên cứu tiếng lónh vực Marketing Philip Kotler l.c gm “giá trị” đánh giá khách hàng khả chung sản phẩm thoả mãn nhu cầu Giá trị dành cho khách hàng khoản chênh om lệch giá trị mà khách hàng nhận từ việc sở hữu sử dụng sản an Lu phẩm với chi phí bỏ để có sản phẩm Khách hàng không xét đoán y chất lượng dịch vụ chuyển phát, nhiên có thực Fedex hãng vận chuyển te chiếm 45% thị phần thị trường chuyển phát nhanh Mỹ tiếng re xét đoán theo “giá trị cảm nhận” Ví dụ, Fedex hãng chuyển phát nhanh n va giá trị sản phẩm chi phí bỏ cách hoàn toàn mặt định lượng, họ nhanh nhất, đáng tin cậy không? Và dịch vụ tốt ng hi có trị giá với giá cao ngất mà Fedex định cho dịch vụ ep không? Các hãng chuyển phát khác ví dụ Postal Service tuyên bố dịch vụ w họ không thua mà giá lại rẻ Tuy nhiên Postal n lo dành 8% thị phần Vấn đề Postal phải đối đầu phải ad th thay đổi giá trị cảm nhận khách hàng Fedex, khách hàng không yj thấy Feldex vận chuyển nhanh chóng an toàn mà nữa, sử uy ip dụng Fedex họ nhận giá trị vô hình khác, chẳng hạn dùng dịch la vụ Fedex làm cho người gởi người nhận cảm thấy quan trọng an lu va n Tuy nhiên, để tìm kiếm định nghóa xác giá trị fu ll việc khó khăn nhà nghiên cứu giá trị xem m oi kết trình tiêu dùng dịch vụ cấu trúc giá trị cảm nh at nhận khách hàng thay đổi theo bối cảnh thực tế quan sát z z nghiên cứu Trong nghiên cứu mình, nhà nghiên cứu Doyle vb ht (1984); Hauser Urban (1986) mô tả đánh giá khách hàng giá trị k jm hàm số chi phí tiền bạc chi phí phi tiền bạc (chi phí phi l.c gm tiền bạc chẳng hạn hao phí công sức thời gian liên quan tới việc sử dụng dịch vụ đánh đổi với lợi ích nhận lại được) Trong bối cảnh mà om nghiên cứu họ mô tả giá trị vừa có tính tình vừa có tính cá nhân an Lu cá nhân có chấp nhận khác đánh đổi tuỳ theo y họ năm 1993, Kotler Dubois đề khuôn khổ khái niệm để te Quan điểm Kotler Dubois chia sẻ nghiên cứu re định nghóa khác n va tình khác trình tiêu dùng dịch vụ mà giá trị nhận diện vài yếu tố xác định có giá trị dịch vụ chẳng hạn ng hi chi phí tiền bạc, yêu cầu dịch vụ, yêu cầu hình ảnh tổ ep chức, nỗ lực tinh thần thể chất khách hàng nhằm có w dịch vụ n lo ad Nếu tìm kiếm rộng nghiên cứu có, thấy nhiều th nhà nghiên cứu lại định nghóa phận giá trị khách hàng dạng mối quan yj uy tâm khách hàng chất lượng họ nhận so với giá họ trả cho sản ip phẩm hay dịch vụ Ví dụ nghiên cứu Babin đồng ông năm la lu 1994 giá trị thú vui mua sắm lập luận rằng: giá trị đại diện cho đánh an đổi chi phí với lợi ích phát sinh từ hai yếu tố chất lượng giá va n dịch vụ Rust Oliver nghiên cứu họ giá trị dịch vụ năm fu ll 1993 rằng: giá trị tăng chất lượng tăng giá giảm, giá trị m oi khái niệm hoá phụ thuộc vào giá chất lượng, Rust nh at Oliver lưu ý phần kết luận nghiên cứu họ chưa thể hiểu rõ z z cách thức hai biến tương tác với để hình thành nên giá trị vb jm ht Trong nghiên cứu dịch vụ điện thoại đường dài tiến hành năm 1991 k hai nhà nghiên cứu Bolton Drew phát yếu tố xác định quan trọng gm giá trị chất lượng Họ ý rằng: giá trị cảm nhận dịch vụ khác l.c với chất lượng hình thức toàn diện đánh giá khách om hàng dịch vụ Còn theo nghiên cứu Holbrook vào năm 1986 an Lu 1994 giá trị khái niệm hoá đánh giá toàn diện y te diện thời gian dài re thể đánh giá cụ thể thời điểm đánh giá toàn n va trình tiêu dùng dịch vụ,ï giống chất lượng hài lòng, giá trị có Trong mô hình lý thuyết liên quan đến giá trị cảm nhận, tác giả ng hi tâm đắc với mô hình Sheth lý thuyết giá trị cảm nhận tiêu dùng sản ep phẩm dịch vụ Sheth đồng ông nghiên cứu “Tại người ta w chọn mua người ta mua- lý thuyết giá trị tiêu dùng” (Why we n lo buy what we buy: a theory of consumption values) phát triển lý thuyết ad th quan trọng giải thích giá trị tiêu dùng dẫn dắt khách hàng họ lựa thực yj lựa chọn dịch vụ Nền tảng lý thuyết xem lựa chọn sản phẩm uy ip - dịch vụ hàm số năm giá trị tiêu dùng độc lập phức tạp la khác tầm quan trọng theo tình khác lu an khách hàng khác Năm giá trị tiêu dùng cụ thể là: giá trị chức năng, giá n va trị xã hội, giá trị cảm xúc, giá trị thuộc tri thức, giá trị theo điều kiện Cụ ll fu thể là: m oi - Giá trị chức có liên quan đến tính thiết thực kinh tế, đến lợi nh at ích gắn kết với việc sở hữu sản phẩm - dịch vụ khách hàng đánh giá z z chuỗi thuộc tính bật giá cả, đáng tin cậy, tính lâu bền vb k jm diện nhân tố xác định chất lượng ht Điều đáng ý nhiều nghiên cứu khác, vấn đề nhận gm - Giá trị xã hội liên quan đến lợi ích nhận từ gắn kết l.c khách hàng với nhóm xã hội cụ thể bạn bè nhóm có liên om quan, Sheth đánh giá giá trị xã hội đóng vai trò quan trọng an Lu đánh giá khách hàng sản phẩm - dịch vụ y te ấn tượng chung cảm xúc khách hàng đối tượng re gợi lên cảm xúc trạng thái tình cảm đo lường theo n va - Giá trị cảm xúc Sheth mô tả khả sản phẩm, dịch vụ 68 PHỤ LỤC Chuẩn đoán vi phạm giả định mô hình hồi quy tuyến tính ng hi 1.Chuẩn đoán tượng đa cộng tuyến ep Cũng Bảng 12 Các hệ số hồi quy Coefficients(a), cột VIF cho ta biết w n giá trị hệ số phóng đại phương sai tương ứng với biến độc lập, theo quy lo ad tắc giá trị xem không tồn đa cộng tuyến biến độc th lập Như kết luận mô hình hồi quy tuyến tính xây dựng với yj uy biến độc lập đưa vào mô hình không gây tượng đa cộng tuyến ip la 2.Chuẩn đoán phân phối chuẩn phần dư lu an Biểu đồ Histogram phần dư vẽ Hình cho thấy n va hình dáng phân phối xấp xỉ chuẩn Để khẳng định cảm nhận trực quan tác ll fu giả thực kiểm định Kolmogorov – Smirnov cho giả thuyết Ho:phần dư oi m hồi quy có phân phối chuẩn nh at Bảng Kiểm định Kolmogorov-Smirnov (Kolmogorov-Smirnov Test) cho z biết kết kiểm định sau:với mức ý nghóa quan sát tính toán 0,131 z vb k jm giả định phân phối chuẩn phần dư ht >0,05 tác giả chấp nhận giả thuyết Ho đặt Như mô hình thoả mãn an Lu n va Kolmogorov-Smirnov Z Sig (2-đuôi) Trung bình Độ lệch chuẩn Phần dư hồi quy 490 45756239 1.167 131 om Số quan sát Các đại lượng mô tả l.c gm Bảng Kiểm định Kolmogorov-Smirnov (Kolmogorov-Smirnov Test) y te re 69 Hình Biểu đồ Histogram phần dư ng 80 hi ep 70 w 60 n lo 50 ad 40 th yj 30 uy ip 20 la 10 Std Dev = 46 lu Mean = 0.00 N = 490.00 an 50 25 00 5 00 -.2 n va 0 -.5 5 -.7 -1 -1 -1 ll fu Chuẩn đoán giả định liên hệ tuyến tính oi m Đồ thị phân tán (Hình 2) giá trị dự đoán từ mô hình hồi quy (trục at nh hoành) giá trị phần dư chuẩn hoá (trục tung) không cho thấy kiểu biến z thiên có quy luật bậc hay tuyến tính, Hình phần dư phân bố ngẫu z vb nhiên cân xứng hai bên đường thẳng qua điểm trục tung (thể jm ht giá trị trung bình phần dư chuẩn hoá) nên mô hình xây dựng xem k thoả mãn giả định liên hệ tuyến tính Tuy nhiên đồ thị phân tán gợi gm om l.c lên mối nghi ngờ tồn tượng phương sai thay đổi mô hình an Lu n va y te re 70 Hình Đồ thị phân tán giá trị dự đoán phần dư từ hồi ng hi ep w n lo ad th yj uy -1 ip la -2 lu an -3 -4 -3 -2 -1 n ll fu quy va -4 oi m Chuẩn đoán tượng tương quan chuỗi nh at Thực tế việc nghiên cứu thu thập liệu chéo không z phải liệu chuỗi thời gian làm cho khả gặp vi phạm giả định tương z vb quan phần dư thấp, tác giả muốn tạo đồ thị phân tán ht k jm phần dư phần dư trễ thời đoạn, đồng thời tính toán hệ số tương quan r l.c gm Pearson để xem có tồn mối liên hệ tương quan phần dư hay không Hệ số tương quan tính = 0,218 khẳng định không tồn mối tương om quan phần dư Đồ thị phân tán Hình thể phân an Lu bố ngẫu nhiên xu hướng Như mô hình không vi phạm tượng n va tương quan chuỗi y te re 71 Hình Đồ thị phân tán ng hi ep w n lo ad th Phần dư trễ thời đoạn yj uy ip la an lu va n Phần dư ll fu m oi Chuẩn đoán tượng phương sai thay đổi nh at p dụng phương pháp kiểm định hệ số tương quan hạng Spearman giá z trị tuyệt đối phần dư giá trị biến phụ thuộc dự đoán từ mô hình z vb jm ht Tác giả đặt giả thuyết Ho: phương sai mô hình thay đổi Nếu giả k thuyết hệ số tương quan hạng tổng thể phần dư biến độc l.c gm lập khác Kết kiểm định hệ số tương quan Spearman sau: với giá trị Sig = 0,001 quy tắc bác bỏ giả thuyết cho hệ số tương quan hạng tổng om thể =0, tức hệ số tương quan hạng khác 0, mà hệ số tương quan hạng tổng thể an Lu phần dư biến độc lập khác tức có tồn tượng Phương sai thay n va đổi y te re 72 Bảng Hệ số tương quan Spearman ng hi ep w Gia tri tuyet doi cua phan du Gia tri du doan Hệ số tương quan Sig (2-đuôi) Sô quan sát n -.143(**) 001 490 lo ad Với thông tin nghiên cứu tác đoán tượng th phương sai thay đổi số biến quan trọng có khả giải thích yj uy cho biến phụ thuộc đánh giá toàn diện dịch vụ đào tạo mặt ip mô hình, khả giải thích 50,5% mô hình biến động la an lu biến phụ thuộc ủng hộ nhận định Ngoài dò tìm nguồn gây va phương sai thay đổi biến độc lập có mô hình mà tác giả tiến n hành không cho thấy chất phương sai thay đổi ll fu oi m Sự tồn phương sai thay đổi làm cho hệ số hồi quy ước lượng at nh không thiên lệch không hiệu tức phương sai z nhỏ nhóm ước lượng không thiên lệch điều z vb dễ dẫn đến nguy chấp nhận giả thuyết Ho kiểm định ý nghóa hệ số jm ht hồi quy tổng thể đến kết luận biến độc lập không giải thích cho k biến phụ thuộc Tuy nhiên ta có kết luận khả quan hệ số hồi gm om suy diễn ý nghóa hệ số hồi quy phải cẩn trọng l.c quy tổng thể nên ta chấp nhận tồn phương sai thay đổi, nhiên an Lu n va y te re 73 ng PHỤ LỤC Kiểm định đồng phương sai trước tiến hành phân hi tích ANOVA ep Bảng Kiểm định đồng phương sai theo khoá học (Test of w n Homogeneity of Variances) lo ad th yj uy ip la df2 487 487 487 Sig .207 953 839 702 487 496 487 162 487 815 an lu df1 2 va 1.829 n 205 ll fu GT hinh anh GT hieu biet GT cam xuc GT chuc nang_tinh thiet thuc Gt chuc nang_hoc phi-chat luong GT xa hoi Levene Statisti c 1.582 048 176 oi m nh at Bảng Kiểm định đồng cúa phương sai theo ngành học(Test of z vb Levene Statistic 1.861 2.133 1.159 524 df1 3 3 df2 486 486 486 486 395 486 757 1.136 486 334 ht Sig .135 095 325 666 k jm om l.c gm an Lu GT hinh anh GT hieu biet GT cam xuc GT chuc nang_tinh thiet thuc Gt chuc nang_hoc phi-chat luong GT xa hoi z Homogeneity of Variances) n va y te re 74 ng PHUÏ LỤC Phân tích sâu ANOVA hi ep Dùng kiểm định Tukey để tìm kiếm nguồn gốc khác biệt đánh giá giá trị chức năng_tính thiết thực khoá học w n Bảng Multiple Comparisons lo ad th Dependent Variable: GT chuc nang_tinh thiet thuc (I) Khoa Mean Difference Std hoc (J) Khoa hoc (I-J) Error yj 95% Confidence Interval Lower Upper Bound Bound uy Sig ip la Nam an lu Nam Nam fu ll -.4264419(*) 111757 50 000 106767 80 897 0473917 at nh Nam 897 oi m Nam 298392 689172 203608 n va Nam cuoi -.0473917 106767 80 z vb 298392 om 002 122366 689172 635734 l.c an Lu * The mean difference is significant at the 05 level .000 gm 3790502(*) 111757 50 109185 36 635734 163711 122366 k Nam 4264419(*) 002 jm Nam 109185 36 ht -.3790502(*) Nam cuoi 163711 z Nam Nam cuoi 203608 n va y te re Dùng kiểm định Tukey để tìm kiếm nguồn gốc khác biệt đánh giá giá trị hiểu biết, giá trị cảm xúc giá trị xã hội ngành học 75 ng Bảng Multiple Comparisons hi Dependent Variable: GT hieu biet ep w Mean Difference (I-J) (I) Nganh hoc (J) Nganh hoc Std Error 95% Confidence Interval Lower Upper Bound Bound Sig n lo ad th Kinh te Thuy san yj Kinh te Thuy san Ke toan Doanh nghiep Quan tri Kinh doanh Thuong mai Ke toan Doanh nghiep Kinh te Thuy san Quan tri Kinh doanh Thuong mai Kinh te Thuy san Ke toan Doanh nghiep Quan tri Kinh doanh Thuong mai Kinh te Thuy san uy 007 -.6865154 -.0777651 -.0486132 12504452 980 -.3709707 2737442 -.0132984 14025884 1.000 -.3748774 3482807 3821403(*) 11806906 007 0777651 6865154 3335271(*) 11859761 026 0277894 6392647 032 980 0219981 -.2737442 7156857 3709707 026 -.6392647 -.0277894 994 -.3274119 3980417 1.000 -.3482807 3748774 ip 11806906 3821403(*) la n ll fu m 3688419(*) 13454294 0486132 12504452 11859761 3335271(*) oi at nh z z vb k 0132984 14025884 jm 0353149 14070405 ht 032 -.7156857 -.0219981 -.0353149 14070405 994 -.3980417 3274119 om 13454294 3688419(*) l.c gm an Lu Ke toan Doanh nghiep Quan tri Kinh doanh Thuong mai va Thuong mai an Quan tri Kinh doanh lu Ke toan Doanh nghiep n va y te re 76 Baûng Multiple Comparisons ng hi Dependent Variable: GT cam xuc ep w Mean Difference (I-J) (I) Nganh hoc (J) Nganh hoc Std Error 95% Confidence Interval Lower Upper Bound Bound Sig n lo ad Kinh te Thuy san th yj Kinh te Thuy san Ke toan Doanh nghiep Quan tri Kinh doanh Thuong mai Ke toan Doanh nghiep Quan tri Kinh doanh Kinh te Thuy san 017 0441995 6505484 1619999 12455124 563 -.1590859 4830857 -.1848977 13970555 548 -.5450504 1752550 -.1853741 11812977 397 -.4899057 1191576 017 -.6505484 -.0441995 000 -.8777473 -.1867961 563 -.4830857 1590859 397 -.1191576 4899057 -.7081935 -.1752550 0143983 5450504 uy 3473740(*) 11760331 ip la an lu n va Ke toan Doanh nghiep fu ll 11760331 3473740(*) 13401220 5322717(*) -.1619999 12455124 at z z 1853741 11812977 vb 065 548 k 000 1867961 8777473 3468976 14014901 065 -.0143983 7081935 om 5322717(*) 13401220 l.c gm -.3468976 14014901 1848977 13970555 jm ht Thuong mai an Lu Kinh te Thuy san Ke toan Doanh nghiep Quan tri Kinh doanh Thuong mai Kinh te Thuy san Ke toan Doanh nghiep Quan tri Kinh doanh Thuong mai nh Quan tri Kinh doanh oi m Thuong mai n va y te re 77 Baûng Multiple Comparisons ng hi Dependent Variable: GT xa hoi ep w (I) Nganh hoc Mean Difference (I-J) (J) Nganh hoc Std Error 95% Confidence Interval Lower Upper Bound Bound Sig n lo ad Kinh te Thuy san th 1643897 11868918 509 -.1415840 4703635 -.0562050 12570127 970 -.3802555 2678455 3253166 14099550 -.1643897 11868918 098 509 -.0381616 -.4703635 6887947 1415840 251 -.5279382 0867487 1609268 13524958 0562050 12570127 634 970 -.1877387 -.2678455 5095923 3802555 2205947 11922050 251 -.0867487 5279382 036 098 7461535 0381616 yj Kinh te Thuy san Ke toan Doanh nghiep Quan tri Kinh doanh Thuong mai Kinh te Thuy san Ke toan Doanh nghiep Quan tri Kinh doanh Thuong mai Kinh te Thuy san Ke toan Doanh nghiep Quan tri Kinh doanh Thuong mai Kinh te Thuy san Ke toan Doanh nghiep Quan tri Kinh doanh Thuong mai uy ip an n va -.2205947 11922050 ll fu oi m at nh z z 0168897 -.6887947 634 -.5095923 1877387 l.c -.0168897 ht 3815216(*) 14144305 -.3253166 14099550 jm vb k 14144305 3815216(*) 036 -.7461535 om -.1609268 13524958 gm Thuong mai lu Quan tri Kinh doanh la Ke toan Doanh nghiep an Lu n va y te re 78 ng PHỤ LỤC Trình bày tiến trình dò tìm ma trận nhân tố thích hợp cách hi ep xoay nhân tố w n lo Trên bảng ma trận nhân tố (Component Matrix(a)) chứa hệ ad số Factor loading biểu diễn tương quan nhân tố biến (mục hỏi), th yj hệ số lớn cho biết nhân tố biến có tương quan chặt chẽ với uy ip Các hệ số giúp người ta giải thích ý nghóa nhân tố la thông qua mối quan hệ nhân tố biến thuộc nó, thường lu an ma trận nhân tố ban đầu thông tin rõ ràng nhân tố có n va hệ số tương quan với nhiều biến tức có nhiều mục hỏi xuất ll fu nhân tố khiến cho khó mà đọc ý nghóa nhân tố, ví dụ mục hỏi oi m “Bang tot nghiep khoa KT dem lai viec lam luong cao” có tương quan với nhân tố at nh nhân tố hay “Khoa KT cung cap dich vu dao tao tuong xung voi hoc phi” tương quan với z nhân tố 1, z vb Baûng Component Matrix(a) ht gm l.c 694 om 664 an Lu 620 n va 610 re y te 606 589 582 k Uy tin cua khoa KT da nang cao gia tri tam bang tot nghiep Danh tieng cua khoa KT anh huong tot den tam bang tot nghiep Chuong trinh hoc cua Khoa KT co nhung kien thuc phu hop Kien thuc Khoa KT cung cap lam thoa man mong muon hoc hoi Cac doanh nghiep co an tuong tot ve khoa KT Da nghe nhung dieu tot dep ve Khoa KT Bang tot nghiep khoa KT dem lai viec lam luong cao Các nhân tố jm Các mục hỏi thuộc nhân tố -.404 79 ng hi ep w 576 565 442 562 562 n Da hoc duoc nhieu dieu moi tu cac mon hoc tai khoa KT Vui vi da hoc Khoa KT Hoc tap tai Khoa KT giup hoan thien ban than ve nhieu mat Khoa KT day nhieu dieu thuc te chu khong phai ly thuyet suong Tu tin vi la sinh vien khoa KT Hoat dong phong trao cua Khoa KT lam viec hoc tap thu vi Phat hien chuyen nganh cua minh thu vi Gia dinh tin rang chuong trinh hoc cua Khoa KT tot Khoa KT cung cap dich vu dao tao tuong xung voi hoc phi Kien thuc hoc duoc tai khoa KT giup thang tien su nghiep Bang tot nghiep khoa KT dem lai viec lam on dinh Quan he giua chat luong dao tao voi hoc phi can doi Viec hoc tap o Khoa KT thu vi hon vi co nhieu ban den tu nhieu vung que Thoi gian hoc tap tai khoa KT vui hon voi nhung ban be lop Thich hoc chuyen nganh cua minh tai khoa KT Cac nha tuyen dung thich nhan sinh vien khoa KT lo ad 557 th 555 yj uy 554 430 ip la 541 an lu 531 -.427 470 n va 424 493 406 ll fu 520 oi m nh at 489 -.485 z vb om an Lu a components extracted l.c Extraction Method: Principal Component Analysis -.493 gm 464 -.444 k 513 jm ht 401 492 432 z 449 y phương sai giải thích, nhiên phần trăm phương sai giải thích te tố mà Việc xoay nhân tố không ảnh hưởng đến tổng phần trăm toàn re nhân tố trở nên dễ giải thích mục hỏi có ý nghóa nhân n va Với tình thực xoay nhân tố ma trận 80 nhân tố có thay đổi, cụ thể phần phương sai giải thích nhân ng hi tố phân phối lại xoay nhân tố Xem bảng ep Bảng Total Variance Explained w n Componen t lo ad th yj Initial Eigenvalues % of Cumulative Total Variance % 7.089 30.821 30.821 1.764 7.668 38.489 1.608 6.991 45.480 1.228 5.338 50.818 1.175 5.108 55.926 1.051 4.568 60.494 uy ip la an lu Rotation Sums of Squared Loadings % of Cumulative Total Variance % 2.970 12.912 12.912 2.937 12.770 25.682 2.407 10.465 36.147 2.183 9.493 45.639 1.751 7.615 53.254 1.665 7.239 60.494 va Extraction Method: Principal Component Analysis n Nhö kết xoay nhân tố xác định phận giá trị cảm ll fu oi m nhận phận giải thích 60,49% biến động toàn giá nh trị cảm nhận sinh viên phương án không xoay nhân tố, nhiên xoay at nhân tố tạo cho ma trận nhân tố dễ giải thích nhiều z z vb PHỤ LỤC Đánh giá độ tin cậy thang đo hệ số Cronbach Alpha ht k jm Bảng Phân tích độ tin cậy thang đo phận “giá trị chức thể qua tính thiết thực cấp ĐH” om 5601 6356 n va y te re 6660 an Lu Cac nha tuyen dung thich nhan sinh vien tot nghiep tu Khoa KT Bang tot nghiep khoa KT dem lai viec lam on dinh Bang tot nghiep khoa KT dem lai viec lam co thu nhap cao Kien thuc hoc duoc tai khoa KT giup thang tien su nghiep Số trường hợp = 490.0 Số mục hỏi = Hệ số độ tin cậy Giá trị Alpha loại biến 6611 l.c Tên mục hoûi gm STT 81 Alpha = 6956 ng hi ep Bảng Phân tích độ tin cậy thang đo phận “giá trị chức thể qua mối liên hệ học phí - chất lượng” w n STT Tên mục hỏi Khoa KT cung cap dich vu dao tao tuong xung voi hoc phi Quan he giua chat luong dao tao voi hoc phi can doi Số trường hợp = 490.0 Số mục hỏi = Hệ số độ tin cậy Alpha = 8431 lo ad th yj uy ip la lu an Baûng Phân tích độ tin cậy thang đo phận “giá trị xã hội” va n STT Tên mục hỏi Thoi gian hoc tap tai khoa KT vui hon voi nhung ban be lop Viec hoc tap o Khoa KT thu vi hon vi co ban be den tu nhieu vung que Số trường hợp = 490.0 Số mục hỏi = Hệ số độ tin cậy Alpha = 6934 ll fu oi m at nh z z vb k jm ht om l.c gm an Lu n va y te re 82 ng TÀI LIỆU THAM KHẢO hi ep w Tiếng Việt n Hà Văn Sơn tập thể tác giả (2004), Giáo trình lý thuyết thống kê, Nhà xuất Thống kê, ĐH Kinh tế Tp Hồ Chí Minh lo ad th Hoàng Trọng, Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2005), Phân tích liệu nghiên cứu với SPSS, Nhà xuất Thống kê, Tp Hồ Chí Minh yj uy ip Philip Kotler (1994), Marketing bản, Nhà xuất Thống kê, Hà Nội la Trần Xuân Kiêm, Nguyễn Văn Thi (2001), Nghiên cứu tiếp thị, Nhà xuất Thống kê, Tp Hồ Chí Minh an lu n va Tiếng Anh fu ll Babin, B.J and Boles, J.S (1998), “Employee behaviour in a service environment : a model and test of potential differences between men and women”, Journal of Markrting, 62 (8), pp 77-91 oi m nh at Bernard, H.Rusell (1995), Research method in Anthoropology, Qualitative and Quatitative Approaches, 2nd ed, AltaMira Press z z vb Hair Jr., J.F., Anderson, R.E., Tatham, R.L., Black, W.C.(1992), Multivariate Data Analysis with Reading, 3rd ed, Macmillan Publishing Company jm ht k Khalifa, A.S (2004), “Customer value: a review of recent literature and an integrative configuration”, Management Decision, 42(5), pp 645-666 gm om l.c Kotler, P (1996), Marketing Managenent, 9th ed, Prentica – Hall, Upper Saddle River NJ an Lu LeBlanc, G., Nguyen, Nha.(1999), “Listening to the customer’s voice: examing perceived service value among bussiness college students”, The International Journal of Educational Management, 13(4), pp 187-198 n va y te re Sheth, J.N, Newman, B.I., Gross, B.L (1991), “Why we buy What we buy: A Theory of Consumption Values”, Journal of Bussiness Research, 22, pp 159-170
Ngày đăng: 22/08/2023, 09:35
Xem thêm:
