6. Bố cục của đề tài
2.3.6. Phân tích đánh giá của người dạy
2.3.6.1. Phân tích thang đo hài lòng
Thực hiện đánh giá độ tin cậy của thang đo cho thấy thang đo có độ tin cậy tốt với tất cả các biến trong thang đo đều có tương quan Biến – Tổng ≥ 0,3 và Cronbach’s Alpha của thang đo ≥ 0,7.
Kết quả phân tích nhân tố khám phá thang đo Hài lòng chỉ có một nhân tố với cả 3 biến quan sát ban đầu (Bảng PL-B-17, Bảng PL-B-18, trang 99).
2.3.6.2. Đánh giá độ tin cậy của các thành phần
Thực hiện đánh giá độ tin cậy của 5 thành phần: Tin cậy, Hữu hình, Đồng cảm, Đáp ứng, Năng lực qua phân tích Cronbach’s Alpha trên phần mềm SPSS.
Tất cả năm thành phần đều có hệ số Cronbach’s Alpha ≥ 0,6 cho thấy thang đo đạt độ tin cậy dùng được. Các biến TC1 thuộc thang đo Tin cậy, HH1, HH2, HH5 thuộc thang đo Hữu hình có tương quan Biến – Tổng < 0,3 nên bị loại.
2.3.6.3. Phân tích nhân tố khám phá thang đo đánh giá của người dạy
Thực hiện kiểm định KMO & Bartlett’s Test cho thấy tập biến có thể phân tích nhân tố: KMO = 0,803 > 0,5 và Bartlett’s Test có Sig. = 0,000 < 0,005 (Bảng PL-B-19, trang 99).
Thực hiện phân tích nhân tố với phương pháp phân tích Principal Component kết hợp với phép xoay Varimax. Kết quả tại eigenvalue = 1,049 trích được 5 nhân tố với tổng phương sai trích là 74,354% (Bảng PL-B-20 trang 99, Bảng PL-B-21 trang 100). Thang đo đánh giá của người học lúc này gồm 5 nhân tố mới với tổng cộng 16 biến độc lập như sau:
1. Nhân tố 1 (Tổ chức quản lý = TCQL)
HH3 Việc sử dụng phòng học và trang thiết bị thuận tiện NL5 Nội dung các chương trình môn học hợp lý
HH4 Khuôn viên nhà Trường và phòng học được vệ sinh tốt NL1 Kế hoạch giảng dạy hợp lý
TC5 Nhân viên giải quyết công việc rất đúng hạn
DU2 Nhân viên thực hiện nhanh chóng các yêu cầu của giáo viên 2. Nhân tố 2 (Quản lý đào tạo = QLĐT)
NL4 Các môn học đều có chương trình rõ ràng
DC2 Nhà trường linh động trong việc xếp thời khóa biểu NL2 Kỷ luật của nhà Trường tốt
3. Nhân tố 3 (Chuyên nghiệp = CN)
TC3 Thông tin cần thiết được chuyển tới giáo viên luôn kịp thời TC4 Nhân viên luôn nhận ra chính xác yêu cầu của giáo viên 4. Nhân tố 4 (Quan tâm = QT)
DC1 Phòng nghỉ giải lao thuận tiện cho giáo viên
DC3 Nhà trường thanh toán lương, thưởng kịp thời cho giáo viên 5. Nhân tố 5 (Nhân viên = NV)
NL3 Nhân viên nắm vững chuyên môn
DU1 Nhân viên luôn sẵn lòng đáp ứng các yêu cầu của giáo viên Mô hình thang đo được xây dựng lại như sau:
Sơ đồ 2-4: Mô hình thang đo đánh giá của người dạy sau phân tích nhân tố
Tổ chức quản lý (TCQL) HH3, NL5, HH4, NL1, TC5, DU2
Sự hài lòng (HL) Quản lý đào tạo (QLĐT)
NL4, DC2, NL2 Chuyên nghiệp (CN) TC2, TC3, TC4 Quan tâm (QT) DC1, DC2 HL1 HL2 Nhân viên (NV) NL3, DU1
Phân tích Cronbach’s Alpha được thực hiện trên thang đo mới để đánh giá độ tin cậy, kết quả tất cả các biến trong thang đo đều có tương quan biến tổng ≥ 0,3 và Cronbach’s Alpha của thang đo ≥ 0,7 cho thấy thang đo có độ tin cậy sử dụng được.
2.3.6.4. Phương trình hồi quy thang đo đánh giá của người dạy
Kiểm tra tương quan giữa các cặp biến cho thấy các cặp biến có tương quan chặt chẽ với nhau do đó có thể thực hiện hồi quy (Bảng PL-B-22, trang 100).
Mô hình hồi quy (ước lượng) của thang đo đánh giá của người học:
𝐻𝐿 = 𝑏0+ 𝑏1(𝑇𝐶𝑄𝐿) + 𝑏2(𝑄𝐿𝐷𝑇) + 𝑏3(𝐶𝑁) + 𝑏4(𝑄𝑇) + 𝑏5(𝑁𝑉) (Phương trình 2-3) Trong đó: HL = Sự hài lòng của Người dạy; QT = Quan tâm tới giáo viên; TCQL = Tổ chức quản lý; QLĐT = Quản lý đào tạo; NV = Nhân viên; CN = tính Chuyên nghiệp.
Thực hiện hồi quy cho kết quả như sau (Bảng PL-B-23, trang 101): R2
adjusted = 0,696 cho thấy 5 biến QT, TCQL, QLDT, NV, CN giải thích được 69,6% phương sai của sự hài lòng của người học. Sig. = 0,000 cho thấy mô hình phù hợp với tổng thể với độ tin cậy rất cao.
Với hệ số hồi quy (Bảng PL-B-24, trang 101), cả 5 biến đều có VIF < 10 nên khẳng định không có hiện tượng đa cộng tuyến. Biến Chuyên nghiệp có Sig. = 0,263 nên loại khỏi mô hình. Các biến còn lại đạt độ tin cậy để giữ trong mô hình.
Thực hiện hồi quy lần thứ hai trên mô hình đã loại biến CN. Kết quả hồi quy khi đã loại CN cho thấy R2
adjusted = 0,694 (Bảng PL-B-25, trang 102). Các hệ số hồi quy đều có Sig. đạt mức ý nghĩa (Bảng PL-B-26, trang 102). Phương trình hồi quy đánh giá của người dạy như sau:
Sự hài lòng (ND) = 0,320(𝑇𝐶𝑄𝐿) + 0,234(𝑄𝐿𝐷𝑇) + 0,253(𝑄𝑇) + 0,275(𝑁𝑉) (Phương trình 2-4)
Kiểm tra các giả định cần thiết cho hồi quy tuyến tính
1. Liên hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập:
Đồ thị phân tán của phần dư chuẩn hóa phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh trục tung chứ không theo quy luật do đó giả định tuyến tính được thỏa mãn (Biểu đồ PL-B-3, trang 103).
2. Phương sai không đổi:
Thực hiện kiểm định tương quan hạng Spearman kiểm định giả thuyết H0 là Hệ số tương quan hạng của tổng thể (TT) và biến phụ thuộc (HL) = 0 (tức là
Phương sai không đổi). Với mức ý nghĩa = 0,05, kết quả Sig. = 0,655 > 0,05 cho thấy phương sai không đổi (Bảng PL-B-27, trang 104).
3. Tự tương quan:
Đại lượng thống kê Durbin – Watson của mô hình d = 2,262 (Bảng PL-B-25, trang 102). Với số biến độc lập là 4, số quan sát là 39 và mức ý nghĩa = 5%, tra bảng giá trị Durbin – Watson có dL = 1.32827 và dU = 1.65754, như vậy: dU = 1.65754 d 4dU, theo Bảng 2-16: Quy tắc kinh nghiệm kiểm định Durbin – Watson (trang 46), ta xác định không có tự tương quan.
4. Phần dư có phân phối chuẩn:
Qua biểu đồ P-P của phần dư chuẩn hóa (Biểu đồ PL-B-4, trang 104), phần dư chuẩn hóa khá sát với phân phối chuẩn kỳ vọng do đó khẳng định phần dư có phân phối chuẩn.
Như vậy, mô hình hồi quy của thang đo Đánh giá của Người học được chấp nhận (với hệ số hồi quy đã chuẩn hóa) như Phương trình 2-4:
Sự hài lòng (ND) = 0,320(𝑇𝐶𝑄𝐿) + 0,234(𝑄𝐿𝐷𝑇) + 0,253(𝑄𝑇) + 0,275(𝑁𝑉)
2.3.6.5. Xác định các yếu tố mạnh, yếu
Ước lượng trung bình tổng thể 4 yếu tố ảnh hưởng đến Sự hài lòng của Người dạy (Bảng PL-B-28, trang 104) cho thấy thứ tự trung bình các yếu tố từ thấp đến cao là TCQL, NV, QLDT, QT.
Trong yếu tố TCQL, 2 biến HH3 “Việc sử dụng phòng học và trang thiết bị thuận tiện” và NL5 “Nội dung các chương trình môn học hợp lý” thấp nhất tuy vẫn được đánh giá trên mức trung hòa (Bảng PL-B-29, trang 105).
Trong yếu tố QT, cả 2 biến đều có trung bình gần mức “đồng ý” (Bảng PL-B-30, trang 105).
2.3.6.6. Xác định các sự khác biệt trong đánh giá của người dạy
Các biến nhân khẩu trong thang đo đánh giá của người dạy gồm Hệ đào tạo (một giáo viên có thể dạy nhiều hệ) và nghề tham gia đào tạo (một giáo viên có thể tham gia dạy ở nhiều nghề) đều là những biến có nhiều chọn lựa (multiresponses) nên việc xác định các sự khác biệt hầu như không có ý nghĩa.
Cũng có thể xem xét sự khác biệt trong đánh giá của giáo viên có thâm niên khác nhau. Tuy nhiên, chỉ phân tích sâu (Post hoc) mới cho biết cụ thể các khác biệt giữa các nhóm nhưng điều kiện phân tích sâu Post hoc của ANOVA yêu cầu mỗi nhóm có ít nhất 2 quan sát. Mẫu người học có 01 nhóm theo thâm niên chỉ có 1 quan sát (xin xem Bảng 2-6 trên trang 36) do đó không thực hiện phân tích sâu đánh giá của người dạy theo thâm niên.