7. Quy trình chọn mẫu nghiên cứu
3.3. Phân tích nhân tố khám phá EFA
Phương pháp phân tích nhân tố khám phá EFA sẽ được dùng để kiểm định giá trị khái niệm của thang đo. Thang đo trong nghiên cứu gồm có 43 biến quan sát và sau khi kiểm tra mức độ tin cậy bằng phương pháp Cronbach Alpha thì không có biến nào bị loại. Để khẳng định mức độ phù hợp của thang đo, nghiên cứu sử dụng phương pháp phân tích nhân tố khám phá EFA.
Để có thể áp dụng được phân tích nhân tố thì các biến nhất thiết phải có liên hệ với nhau. Nghiên cứu sử dụng đại lượng Bartlett để xem xét giả thuyết các biến không có tương quan trong tổng thế. Nếu kết quả kiểm định cho thấy không có ý nghĩa thống kê thì sẽ không tiến hành phân tích nhân tố. Ngoài ra, chỉ số KMO (Kaiser – Meyer – Olkin Measure of Simping Adequacy) cũng được dùng để phân tích sự thích hợp của các nhân tố. Trị số KMO lớn (giữa 0,5 và 1) là điều kiện đủ để phân tích nhân tố. (Hoàng Trọng – Mộng Ngọc, 2008). Trong nghiên cứu này, giá trị KMO lớn hơn 0,5 thì các nhân tố mới được sử dụng.
Theo Hair và ctv (1998), hệ số tải nhân tố hay trọng số (factor loading) là chỉtiêu để đảm bảo mức ý nghĩa thiết thực của phương pháp phân tích nhân tố khám phá EFA. Factor loading lớn hơn 0,3 được xem là đạt mức tối thiểu, Factor loading lớn hơn 0,4 được xem là quan trọng, Factor loading lớn hơn 0,5 được xem là có ý nghĩa thực tiễn. Trong nghiên cứu này, giá trị Factor loading được chấp nhận khi nóđạt mức tối thiểu (lớn hơn 0,3).
Phương pháp dựa vào eigenvalue được sử dụng để xác định số lượng các nhân tố. Đại lượng eigenvalue đại diện cho lượng biến thiên được giải thích bởi nhân tố. Những nhân tố có eigenvalue nhỏ hơn 1 sẽ không có tác dụng tóm tắt thông tin tốt hơn một biến gốc nên chỉ có những nhân tố nào có eigenvalue lớn hơn 1 mới được giữ lại trong mô hình phân tích.
Kết quả kiểm định Bartlett (Bảng 1 - Phụ lục 4) cho thấy giả thuyết Hₒ (các biến không có tương quan trong tổng thế) bị bác bỏ (sig.=0,000) đồng thời chỉ số dùng để xem xét sự thích hợp của phân tích nhân tố Kaiser-Meyer-Olkin (KMO)
cũng đạt giá trị khá cao 0,903. Như vậy phương pháp phân tích nhân tố chính thức được thừa nhận trong nghiên cứu.
Trong ma trận nhân tố đã xoay (Bảng 4 - Phụ lục 4), theo tiêu chuẩn eigenvalue lớn hơn 1, thì có năm nhân tố được rút ra. Phương sai trích có giá trị bằng 86,6%. Giá trị phương sai trích cho ta biết năm thành phần được xác định giải thích 86,6 % biến thiên của dữ liệu (Bảng 2 - Phụ lục 4). Các biến đều có hệ số tải nhân tố lớn hơn 0,3 (thấp nhất là biến số 33 có giá trị 0,478) nên các biến đều quan trọng trong năm thành phần trích được. Từ các thông tin trên, nghiên cứu rút ra kết luận thang đo được chấp nhận, các biến quan sát có tương quan với nhau xét trên phạm vi tổng thể của mẫu điều tra.
Việc giải thích các nhân tố được thực hiện trên cơ sở nhận ra các biến có hệsố tải nhân tố (factor loading) lớn ở cùng một nhân tố (Hoàng Trọng và ctv, 2008).
Kết quả ma trận nhân tố sau khi xoay (Bảng 4 – Phụ lục 4) cho ta sự phân bố của 30 biến vào năm nhân tố cụ thể như sau:
Nhân tố thứ nhất có hệ số lớn ở năm biến được nêu trong bảng 3.1
Bảng 3.1. Các biến của nhân tố thứ nhất
STT Biến Hệ số
1 Nội dung môn học được giới thiệu ở buổi học đầu tiên 0,893
2 Được lựa chọn môn học 0,887
3 Chương trình được thiết kế hợp lý 0,887
4 Được cung cấp tài liệu tham khảo về môn Giáo dục thể chất 0.868 5 Tác dụng của môn Giáo dục thể chất trong công tác sau khi tốt nghiệp 0,524
Năm biến của nhân tố này thuộc về thành phần Chương trình môn giáo dục thể chất như đã dự đoán ban đầu. Sau khi phân tích nhân tố, thành phần này giữ lại được tất cả các biến của mình, vì vậy ta vẫn đặt tên cho nhân tố này là: Chương trình môn giáo dục thể chất.
Nhân tố thứ hai có hệ số lớn ở bảy biến được nêu trong bảng 3.2
Bảng 3.2. Các biến của nhân tố thứ hai
STT Biến Hệ số
1 GV hướng dẫn động tác mới rõ ràng, dễ hiểu 0,521 2 GV biết động viên sinh viên hoàn thành các bài tập động tác một cách
tốt nhất 0,930
3 GV tạo cho SV một không khí học tập vui vẻ 0,922 4 GV đầu tư rất nhiều công sức để làm cho môn học dễ hiểu và hấp dẫn
SV 0,921
5 GV hướng dẫn đầy đủ để phòng tránh chấn thương khi luyện tập 0,920 6 Chất lượng các buổi học môn Giáo dục thể chất rất tốt 0,874 7 GV luôn áp dụng các phương pháp dạy học phù hợp với SV 0,873
Bảy biến của nhân tố này thuộc về thành phần Phương pháp giảng dạy của giảng viên như đã dự đoán ban đầu. Sau khi phân tích nhân tố, thành phần này giữ lại được tất cả các biến của mình, vì vậy ta vẫn đặt tên cho nhân tố này là:Phương pháp giảng dạy của giảng viên
Nhân tố thứ ba có hệ số lớn ở tám biến được nêu trong bảng 3.3
Bảng 3.3. Các biến của nhân tố thứ ba
STT Biến Hệ số
1 SV được đo các chỉ số cơ thể, thể lực trước khi bắt đầu môn học 0,862 2 SV được đo các chỉ số cơ thể, thể lực trong khi học 0,853 3 SV được đo các chỉ số cơ thể, thể lực sau khi kết thúc môn học 0,771 4 SV đã được lựa chọn một phương pháp kiểm tra/thi môn giáo dục thể
chất phù hợp với mình 0,671
5 Các bài kiểm tra được giảng viên nhận xét rõ ràng, hữu ích cho SV 0,670 6 Các bài kiểm tra được giảng viên đánh giá công bằng, khách quan 0,636 7 Điểm số của môn giáo dục thể chất đã phản ánh rất chính xác trình độ
học tập của từng SV 0,608
Tương tự như nhân tố thứ hai, nhân tố thứ ba cũng giữ lại được tất cả các biến ban đầu và ta vẫn đặt tên cho nhân tố này là: Kiểm tra đánh gia kết quả học tập.
Nhân tố thứ tư có hệ số lớn ở sáu biến được nêu trong bảng 3.4
Bảng 3.4. Các biến của nhân tố thứ tư
STT Biến Hệ số
1 SV thấy môn giáo dục thể chất rất cần thiết 0,524 2 SV thấy môn giáo dục thể chất giúp nâng cao sức khỏe thể lực 0,941 3 SV luôn tìm hiểu và tham khảo những tài liệu khác nhau liên quan đến nội dung môn học 0,940 4 Theo SV, đều kiện tiên quyết để thành công trong môn giáo dục thể
chất là thể lực tốt 0,931
5 SV có thể áp dụng những kiến thức của môn giáo dục thể chất đã học
để đánh giá các trận thi đấu. 0,635
6 Ngoài giờ học chính khóa, SV luôn dành thời gian rãnh để tập thể
thao. 0,632
Các biến trong nhân tố này đều thuộc về thành phần Năng lực của sinh viên ban đầu. Vì vậy ta đặt tên cho nhân tố này là: Năng lực của sinh viên.
Nhân tố thứ năm có hệ số lớn ở năm biến được nêu trong bảng 3.5
Bảng 3.5. Các biến của nhân tố thứ năm
STT Biến Hệ số
1 SV được học môn GDTC ở điều kiện sân bãi rộng rãi, mát mẻ, thông thoáng 0,745 2 SV được tạo điều kiên tổ chức các buổi thi đấu để ôn tập lại các kiến
thức đã học 0,693
3 GV sử dụng nhiều phương tiện để giảng dạy 0,760 4 GV giúp SV tìm thấy kiến thức từ các phương tiện phục vụ giảng dạy 0,524
Các biến này đều thuộc về thành phần Điều kiện phục vụ học tập như đã dự
đoán ban đầu. Khi tiến hành phân tích nhân tố, thành phần giữ lại được bảy biến của
mình. Do vậy ta vẫn đặt tên cho nhân tố này là: Điều kiện phục vụ học tập.
Tóm lại, sau khi tiến hành phân tích nhân tố thì mô hình lý thuyết ban đầu không có sự thay đổi. Như vậy mô hình mới sẽ có tổng cộng là 6 thành phần được
sắp xếp lại theo thứ tự là: (1) Hiệu quả môn Giáo dục thể chất trong trường đại học (2) Chương trình môn Giáo dục thể chất, (3) Phương pháp giảng dạy của giảng viên, (4) Kiểm tra đánh giá kết quả học tập, (5)Năng lực của sinh viên, (6) Điều kiện phục vụ giảng dạy. Các thành phần cũng đạt hệ số tin cậy Cronbach Alpha cần
thiết và sẽ được sử dụng trong phần kiểm định tiếp theo. 3.4. Phân tích hồi qui
Mô hình lý thuyết sau khi phân tích nhân tố có tất cả bảy thành phần như đã
nêu; trong đó thành phần số (1) Đánh giá hiệu quả môn Giáo dục thể chất trong trường đại học là thành phần phụ thuộc, năm thành phần còn lại là những thành
phần độc lập và được giả định là các yếu tố tác động đến Hiệu quả môn Giáo dục thể chất. Nghiên cứu tiếp tục tiến hành phân tích hồi qui để xác định cụ thể trọng số của từng thành phần tác động đến sự hiệu quả môn GDTC trong trường đại học. Phân tích hồi qui được thực hiện bằng phương pháp hồi qui bội với phần mềm SPSS 20.
Mô hình hồi qui tuyến tính bội được đánh giá độ phù hợp qua hệ số xác định R2 (R square) và R2 điều chỉnh (Adjusted R square). Trong đó R2 điều chỉnh phản ánh sát hơn mức độ phù hợp của mô hình. Kiểm định F trong phân tích phương sai là một phép kiểm định về độ phù hợp của mô hình hồi qui tuyến tính tổng thể. Nó xem biến phụ thuộc có liên hệ tuyến tính với toàn bộ tập hợp các biến độc lập hay không. Giả thuyết Hₒ ở đây là: tất cả các hệ số hồi qui bằng 0 (Hoàng Trọng –Mộng Ngọc, 2008).
Các biến trong mô hình được đánh giá tầm quan trọng thông qua việc xem xét hệ số tương quan từng phần (Part correlation coefficient) và hệ số tương quan
riêng phần (Partial correlation coefficient). Hệ số tương quan từng phần là tương quan giữa biến phụ thuộc Y và biến độc lập Xk khi ảnh hưởng tuyến tính của các biến độc lập khác đối với biến độc lập Xk bị loại bỏ. Nếu tất cả các biến độc lập không có tương quan với nhau thì mức độ thay đổi của R2 khi một biến độc lập được đưa vào phương trình chính là bình phương của hệ số tương quan giữa biến độc lập này và biến phụ thuộc. Nếu mức độ thay đổi của R2 khi đưa vào biến độc lập này mà lớn hơn mức độ thay đổi của R2 khi đưa vào biến độc lập khác thì biến độc lập kể trước có vai trò quan trọng hơn. Hệ số tương quan riêng là tương quan giữa biến độc lập thứ k và biến phụ thuộc Y khi ảnh hưởng tuyến tính của các biến độc lập khác đối với cả Y và Xk bị loại bỏ. (Hoàng Trọng – Mộng Ngọc, 2008)
Tiếp theo, nghiên cứu sẽ phải xem xét và dò tìm các vi phạm giả định trong mô hình hồi qui tuyến tính bởi lẽ nếu các giả định bị vi phạm thì các kết quả hồi qui không còn đáng tin cậy nữa. Các giả định này bao gồm: giả định về liên hệ tuyến tính, giả định phương sai của sai số, giả định về phân phối chuẩn của phần dư, giả định về tính độc lập của sai số và giả định về mối tương quan giữa các biến độc lập (đo lường Đa cộng tuyến) (Hoàng Trọng –Mộng Ngọc, 2008)
Kết quả về kiểm định mô hình hồi qui được trình bày lần lượt qua các bảng từ 3.6 đến 3.10 (Phụ lục 5)
Bảng 3.6. Kết quả độ phù hợp của mô hình hồi qui
Mô hình R R² R² điều chỉnh Sai số chuẩn ước lượng 1 0,895a
0,602 0,657 0,513
a. Biển dự báo: (Hằng số), dieu kien hoc tap, chuong trinh hoc, nang luc sinh vien, phuong phap giang day, kiem tra danh gia
b. Biến phụ thuộc: Nhan to hieu qua
Bảng 3.6 cho biết hệ số xác định R² đạt 0,602. Điều này nói lên độ thích hợp của mô hình là 60%, hay nói cách khác 60% sự biến thiên của biến Đánh giá của SV được giải thích bởi năm thành phần của hiệu quả môn giáo dục thể chất. Giá trị R² điều chỉnh phản ánh chính xác hơn mức độ phù hợp của mô hình, ta thấy giá trị này đạt 0,657 (66%).
Kiểm định F về độ phù hợp của mô hình hồi qui tuyến tính tổng thể cho thấy giá trị F trong bảng phân tích phương sai ANOVA đạt 80,832 (Bảng 3.7), giá trị sig bằng 0 giúp ta an tâm bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng tất cả các hệ số hồi qui bằng 0. Như vậy mô hình hồi qui tuyến tính bội của ta phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
Bảng 3.7. Kết quả kiểm định độ phù hợp của mô hình
Phân tích phương sai
Mô hình Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. 1 Hồi qui 178.052 5 28.410 80.832 .000b Phần dư 84.128 194 .315 Tổng 262.18 199
a. Biến phụ thuộc: Nhan to hieu qua
b. Biến dự báo: (Hằng số), dieu kien hoc tap, chuong trinh hoc, nang luc sinh vien, phuong phap giang day, kiem tra danh gia
Kết quả phân tích các hệ số hồi qui riêng phần trong mô hình được trình bày trong bảng 3.8. Các hệ số này đo lường sự thay đổi trong giá trị trung bình của biến phụ thuộc Y khi biến độc lập Xk thay đổi một đơn vị. Các hệ số hồi qui riêng phần của tổng thể cũng cần được kiểm định với giả thuyết H0 là: βk = 0 (Hoàng Trọng – Mộng Ngọc, 2008)
Như bảng 3.8 cung cấp, ta có thể nói rằng tất cả sáu biến độc lập đều có tác động đến biến phụ thuộc với mức ý nghĩa Sig < 0,01. Các hệ số hồi qui đều dương và có giá trị
lần lượt như sau: Chương trình môn giáo dục thể chất là 0,328; Phương pháp giảng dạy là 0,237; Phương pháp kiểm tra đánh giá 0,161; Năng lực của sinh viên 0,233; Điều kiện phục vụ học tập 0,302. Nói cách khác, tất cả các thành phần trong hoạt động giảng dạy đều có ý nghĩa trong mô hình và tác động cùng chiều đến Đánh giá hiệu quả môn giáo dục thể chất.
Bảng 3.8. Kết quả các hệ số hồi qui của mô hình Coefficientsa Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig.
Tương quan Thống kê cộng tuyến
B Sai số chuẩn Beta Riêng phần Từng phần Độ chấp nhận của biến Hệ số phóng đại phương sai 1 (Hằng số) .322 .037 0.835 .935 chuongtrinh .435 .038 .328 9.100 .000 .541 .328 .953 1.001 ppgiangday .405 .037 .237 7.706 .000 .481 .237 .933 1.000 kiemtradanhgia .386 .033 .161 7.515 .000 .278 .161 .967 1.002 nanglucsv .198 .035 .233 7.710 .000 .457 .233 .975 1.003 dieukienhoctap .282 .038 .302 4.015 .000 .535 .302 .991 1.003
a. Biến phụ thuộc: Nhan to hieu qua môn giao duc the chat
Như đã nêu, tầm quan trọng của các biến trong mô hình được đánh giá thông qua việc xem xét hệ số tương quan từng phần và hệ số tương quan riêng phần. Kết quả cũng được trình bày trong Bảng 3.8. Theo đó, các hệ số này đạt giá trị cao nhất
ở nhân tố Chương trình môn giáo dục chất (0,328 và 0,541), xếp thứ hai là nhân tố Điều kiện học tập (0,302 và 0,535); nhân tố Phương pháp giảng dạy (0,237 và 0,481) xếp thứ ba; xếp thứ tư là nhân tố Năng lực của sinh viên (0,233 và 0,457) và cuối cùng là nhân tố Kiểm tra đánh giá kết quả học tập (0,161 và 0,278).
Kết quả về dò tìm các vi phạm giả định trong mô hình hồi quy tuyến tính được trình bày lần lượt qua các hình, bảng trong phụ lục 6.
a) Giả định về liên hệ tuyến tính
Để xem xét giả định về liên hệ tuyến tính có bị vi phạm hay không, ta vẽ đồ thị phân tán giữa các phần dư chuẩn hóa trên trục tung và giá trị dự đoán chuẩn hóa trên trục hoành. Sự thay đổi có hệ thống giữa các giá trị dự đoán và phần dư chứng tỏ rằng giả định có quan hệ tuyến tính đã bị vi phạm. Hình 3.1 cho thấy kết quả là giá trị phần dư chuẩn hóa phân tán rất ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh
đường đi qua tung độ 0 chứ không tạo thành một hình dạng nào. Vì vậy giả định được thỏa mãn, không bị vi phạm
Hình 3.1. Đồ thị phân tán giữa các phần dư chuẩn hóa và các giá trị dự đoán chuẩn hóa
b) Giả định phương sai của sai số không đổi
Hiện tượng phương sai thay đổi gây ra rất nhiều hậu quả tai hại đối với mô hình ước lượng bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất. Nó làm cho các ước lượng của các hệ số hồi qui không chệch nhưng không hiệu quả (tức không phải là ước lượng phù hợp nhất), ước lượng của các phương sai bị chệch làm kiểm định các