2. Nhân tố của chất lượng dịch vụ:
3.2.1Hệ số tin cậy Cronbach Alpha
3.2.1.1Thang đo các thành phần Cơ sở vật chất
Giá trị báo cáo hệ số tin cậy của thành phần Cơ sở vật chất là 0,831. Các hệ số tương quan biến tổng của các biến đo lường thành phần đều đạt giá trị lớn hơn 0,3. Giá trị báo cáo nhỏ nhất là 0,411 (biến B15) và giá trị báo cáo cao nhất là 0,701 (biến B18). Kết quả phân tích thông qua phần mềm SPSS 13.0 về đánh giá thang đo các yếu tố cơ sở vật chất được thể hiện qua Bảng 3.3.
Bảng 3.3. Cronbach Alpha của thang đo Cơ sở vật chất Scale Mean if Item Deleted Scale Variance if Item Deleted Corrected Item-Total Correlation Cronbach's Alpha if Item Deleted B11 21.19 35.891 .525 .815 B12 21.20 35.777 .538 .814 B13 20.75 34.140 .535 .814 B14 21.02 34.918 .572 .810 B15 19.66 35.554 .411 .829 B16 20.67 32.525 .609 .804 B17 20.04 34.153 .530 .814 B18 20.36 32.987 .701 .795 B19 20.90 35.468 .444 .824
Cronbach's Alpha N of Items
.831 9
3.2.1.2Thang đo các thành phần Sự nhiệt tình của cán bộ và giảng viên
Các hệ số tương quan biến tổng của các biến đo lường thành phần đều đạt giá trị lớn hơn 0,3. Giá trị báo cáo nhỏ nhất là 0,701 (biến B214) và giá trị báo cáo cao nhất là 0,807 (biến B213).
Thành phần Sự nhiệt tình của cán bộ và giảng viên có Cronbach Alpha là 0,923.
Kết quả phân tích thông qua phần mềm SPSS 13.0 về đánh giá thang đo các thành phần Sự nhiệt tình của cán bộ và giảng viên được thể hiện qua Bảng 3.4.
Bảng 3.4. Cronbach Alpha của thang đo Sự nhiệt tình của cán bộ và giảng viên Scale Mean if Scale Variance if Item Correcte d Item- Total Cronbach' s Alpha if Item B210 17.6 33.140 . .915 B211 17.7 33.632 . .912 B212 17.5 32.832 . .909 B213 17.2 32.150 . .906 B214 17.5 33.791 . .917 B215 17.6 32.907 . .910 B216 17.4 32.530 . .909
.923 7
3.2.1.3 Thang đo các yếu tố Đội ngũ giảng viên
Giá trị báo cáo hệ số tương quan biến tổng của các biến đo lường thành phần đều có giá trị lớn hơn 0,3. Giá trị báo cáo nhỏ nhất là 0,512 (biến B327) và giá trị báo cáo lớn nhất là 0,782 (biến B323). Giá trị hệ số Cronbach Alpha báo cáo bằng 0,940.
Bảng 3.5. Cronbach Alpha của thang đo Đội ngũ giảng viên
Scale Mean if Item Deleted Scale Variance if Item Deleted Corrected Item-Total Correlation Cronbach's Alpha if Item Deleted B317 44.20 122.688 .645 .938 B318 44.17 120.125 .712 .936 B319 44.45 123.643 .665 .937 B320 44.67 119.396 .762 .935 B321 44.67 120.039 .725 .936 B322 44.95 121.132 .660 .937 B323 44.27 118.253 .782 .934 B324 44.20 119.633 .728 .936 B325 44.12 118.427 .706 .936 B326 44.34 118.957 .700 .936 B327 44.41 123.897 .512 .941 B3281 44.54 119.856 .666 .937 B3282 44.51 118.267 .750 .935 B3283 44.63 120.667 .688 .937 B3284 44.76 118.915 .722 .936
Cronbach's Alpha N of Items
.940 15
3.2.1.4 Thang đo các yếu tố Khả năng thực hiện cam kết
Giá trị hệ số Cronbach Alpha báo cáo giá trị bằng 0,928. Giá trị hệ số tương quan biến tổng của các biến đo lường thành phần đều có giá trị lớn hơn 0,3. Giá trị báo cáo nhỏ nhất là 0,555 (biến B429) và giá trị báo cáo lớn nhất là 0,704 ( biến B436).
Bảng 3.6. Cronbach Alpha của thang đo Khả năng thực hiện cam kết Scale Mean if Item Deleted Scale Variance if Item Deleted Corrected Item-Total Correlation Cronbach's Alpha if Item Deleted B429 44.82 125.658 .555 .926 B430 45.24 124.259 .663 .923 B431 44.92 125.545 .580 .925 B432 45.29 123.760 .624 .924 B433 44.74 123.462 .592 .925 B434 44.92 121.659 .675 .923 B435 45.12 123.915 .630 .924 B436 45.07 122.118 .704 .922 B437 44.98 121.941 .681 .923 B438 45.10 122.399 .697 .922 B439 45.01 123.268 .649 .924 B440 45.15 121.329 .693 .922 B4411 45.46 124.651 .608 .925 B4412 45.29 124.073 .629 .924 B4413 45.32 122.422 .687 .923 B4414 45.53 123.746 .620 .924
Cronbach’s Alpha N of Items
.928 16
3.2.1.5Thang đo các yếu tố Sự quan tâm của Nhà trường
Giá trị hệ số Cronbach Alpha đạt giá trị 0,929. Giá trị báo cáo các hệ số tương
quan biến tổng của các biến đo lường thành phần đều có giá trị lớn hơn 0,3. Giá trị báo cáo nhỏ nhất là 0,395 (biến B542) và giá trị báo cáo lớn nhất 0,767 ( biến B549).
Bảng 3.7. Cronbach Alpha của thang đo Sự quan tâm của Nhà trường Scale Mean if Item Deleted Scale Variance if Item Deleted Corrected Item-Total Correlation Cronbach's Alpha if Item Deleted B542 42.07 142.646 .395 .931 B543 42.61 138.247 .615 .925 B544 42.88 135.827 .654 .924 B545 42.63 137.293 .621 .925 B546 43.32 136.131 .694 .923 B547 43.12 137.500 .653 .924 B548 43.01 134.631 .723 .922 B549 43.12 134.512 .767 .921 B550 43.45 136.083 .709 .923 B551 43.27 136.254 .683 .923 B552 43.16 136.687 .676 .924 B553 43.32 137.041 .708 .923 B554 43.22 137.952 .677 .924 B555 43.39 138.898 .607 .925 B556 42.69 136.685 .665 .924 B557 42.41 140.894 .505 .928
Cronbach's Alpha N of Items
.929 16
3.2.1.6 Thang đo sự hài lòng
Thang đo sự hài lòng của sinh viên về chất lượng đào tạo được đo lường bằng 5 biến quan sát, qua phân tích hệ số Cronbach Alpha ta có hệ số Cronbach Alpha đạt giá trị là 0,761. Giá trị hệ số tương quan biến tổng của các biến đo lường thành phần đều có giá trị lớn hơn 0,3. Giá trị báo cáo nhỏ nhất là 0,441 (biến SET_5) và giá trị báo cáo lớn nhất 0,66 (biến SET_2).
Bảng 3.8. Cronbach Alpha của thang đo Sự hài lòng Scale Mean if Item Deleted Scale Variance if Item Deleted Corrected Item-Total Correlation Cronbach's Alpha if Item Deleted SET_1 12.3923 11.019 .467 .739 SET_2 12.0269 9.393 .660 .667 SET_3 11.9077 10.524 .561 .707 SET_4 12.1846 10.807 .524 .720 SET_5 12.5192 10.992 .441 .749 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Cronbach's Alpha N of Items
.761 5
Thông qua kết quả phân tích Cronbach Alpha ta thấy 5 thành phần của thang đo chất lượng đào tạo đều có độ tin cậy lớn hơn 0,6. Vì vậy, 5 thành phần trong chất lượng đào tạo được sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá EFA.
3.2.2 Phân tích nhân tố khám phá EFA
Để khẳng định mức độ phù hợp của thang đo với 57 biến quan sát, nghiên cứu sử dụng phương pháp phân tích nhân tố khám phá EFA. Chỉ số KMO (Kaiser- Meyer- Olkin Measure of Simping Adequacy) được dùng để phân tích sự thích hợp của các nhân tố. Giá trị KMO lớn hơn 0,5 thì các nhân tố mới được sử dụng.
3.2.2.1 Phân tích nhân tố khám phá EFA với 5 thành phần chất lượng
Với giả thuyết H0 đặt ra trong phân tích này là giữa 57 biến quan sát trong tổng thể không có mối tương quan với nhau.
Kiểm định KMO và Barlett’s trong phân tích nhân tố cho thấy giả thuyết H0 bị bác bỏ (sig.=0,000). Hệ số KMO báo cáo có giá trị 0,937 lớn hơn 0,5. Kết quả EFA thu được 5 thành phần tại Eigenvalues là 1,831. Nghiên cứu đi đến kết luận thang đo được chấp nhận. Tuy nhiên, trong 57 biến quan sát có 3 biến (B19, B431 và B557) có giá trị không đạt yêu cầu (nhỏ hơn 0,4). Ba biến này trong phân tích Cronbach Alpha đạt yêu cầu nhưng trong phân tích EFA lại không đạt. Tiến hành loại bỏ 3 biến (B19, B431, B557) và phân tích nhân tố khám phá EFA với 54 biến quan sát, nghiên cứu phát hiện biến B429 có giá trị không đạt yêu cầu (nhỏ hơn 0,4). Tiếp tục loại bỏ biến B429, nghiên cứu thu được kết quả phân tích nhân tố
khám phá EFA với 53 biến quan sát; kiểm định KMO và Barlett’s có giá trị KMO báo cáo bằng 0,938 (lớn hơn 0,5) và mức ý nghĩa có giá trị sig.=0,000 (nhỏ hơn 0,05). Kết quả EFA thu được từ 5 thành phần tại Eigenvalues là 1,716. Phương sai trích có giá trị báo cáo bằng 56,16%, giá trị phương sai trích cho ta biết 5 thành phần được xác định giải thích 56,16% biến thiên của dữ liệu . Từ đây, 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.
3.2.2.2 Phân tích nhân tố khám phá EFA với thành phần Sự hài lòng
Đối với thang đo Sự hài lòng về chất lượng đào tạo, sau khi phân tích EFA trích được một số nhân tố tại Eigenvalues là 2,573. Kiểm định KMO và Barlett’s có giá trị báo cáo bằng 0,771 và mức ý nghĩa có giá Sig.=0,000 (nhỏ hơn 0,05). Các biến có giá trị báo cáo lớn hơn 0,4 (biến SET_1: 0,523; SET_2: 0,812; SET_3: 0,683; SET_4: 0,615 và SET_5: 0,493) nên các biến quan sát đều quan trọng trong thành phần Sự hài lòng của sinh viên đối với chất lượng đào tạo. Phương sai trích có giá trị bằng 51,45%.
Như vậy, mô hình nghiên cứu ban đầu qua kết quả phân tích hệ số Cronbach Alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA, năm thành phần đề xuất đều đạt yêu cầu và có ý nghĩa trong thống kê. Các thành phần trên sẽ được sử dụng trong phân tích kiểm định tiếp theo.
3.3 Kiểm định mô hình và giả thuyết nghiên cứu
Sự hài lòng của sinh viên là thành phần phụ thuộc, 5 thành phần trong chất lượng đào tạo là những thành phần độc lập và được giả định là các yếu tố tác động đến sự hài lòng của sinh viên.
3.3.1 Kiểm định giả thuyết mô hình hồi quy giữa các thành phần chất lượng của hoạt động đào tạo đối với sự hài lòng lượng của hoạt động đào tạo đối với sự hài lòng
Kiểm định giả thuyết mô hình hồi quy giữa 5 thành phần là biến độc lập (i) Cơ sở vật chất (ký hiệu C); (ii) Sự nhiệt tình của cán bộ và giảng viên (ký hiệu S); (iii) Đội ngũ giảng viên (ký hiệu D); (iv) Khả năng thực hiện cam kết (ký hiệu K); (v) Sự quan tâm của Nhà trường tới sinh viên (ký hiệu Q) và Sự hài lòng (ký hiệu SET) là biến phụ thuộc vào 5 thành phần trên. Kết quả kiểm định mô hình hồi quy được thể hiện qua hệ thống các bảng sau:
Bảng 3.9: Kết quả hồi quy của mô hình
Model Summary (b)
Model R R Square Adjusted R
Square
Std. Error of the Estimate
1 .933(a) .871 .869 .28566
a Predictors: (Constant), Su quan tam cua Nha truong toi SV, Doi ngu giang vien, Co so vat chat, Su nhiet tinh cua CB, GV, Kha nang thuc hien cam ket
b Dependent Variable: Su hai long
Trị số R có giá trị 0,933 cho thấy mối quan hệ giữa các biến trong mô hình có mối tương quan rất chặt chẽ. Báo cáo kết quả hồi quy của mô hình cho thấy giá trị R2 (R Square) bằng 0,871; điều này nói lên độ thích hợp của mô hình là 87,10%; hay nói cách khác là 87,10% sự biến thiên của biến Sự hài lòng được giải thích bởi 5 thành phần trong chất lượng đào tạo. Giá trị R điều chỉnh ( Adjusted R Square) phản ánh chính xác hơn sự phù hợp của mô hình đối với tổng thể, ta có giá trị R điều chỉnh bằng 0,869 (hay 86,90%) có nghĩa tồn tại mô hình hồi quy tuyến tính giữa Sự hài lòng và 5 thành phần trong chất lượng đào tạo.
Bảng 3.10: Phân tích phương sai ANOVA
ANOVA(b) Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression Residual Total 140.382 20.727 161.109 5 254 259 28.076 .082 344.062 .000(a)
a Predictors: (Constant), Su quan tam cua Nha truong toi SV, Doi ngu giang vien, Co so vat chat, Su nhiet tinh cua CB, GV, Kha nang thuc hien cam ket
Phân tích phương sai ANOVA cho thấy trị số F có mức ý nghĩa Sig.=0,000 (nhỏ hơn 0,05); có nghĩa là mô hình hồi quy phù hợp với dữ liệu thu thập được và các biến đưa vào mô hình đều có ý nghĩa trong thống kê với mức ý nghĩa 5%. Thống kê giá trị F = 344,062 được dùng để kiểm định giả thiết H0, ở đây ta thấy mối quan hệ tuyến tính là rất có ý nghĩa với p_value <0,05. Ta có thể bác bỏ giả thiết H0 cho rằng hệ số góc của 5 thành phần trong chất lượng đào tạo bằng 0.
Như vậy, các biến độc lập trong mô hình có quan hệ đối với biến phụ thuộc Sự hài lòng. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Bảng 3.11: Các hệ số hồi quy trong mô hình
Coefficients(a) Model Unstandardized Coefficients Standardize d Coefficients t Sig. B Std. Error Beta 1 (Constant) -0.157 0.082 -1.904 0.058 Co so vat chat 0.238 0.030 0.224 7.792 0.000 Su nhiet tinh cua CB
GV
0.243 0.034 0.274 7.156 0.000
Doi ngu GV 0,218 0.039 0.221 5.576 0.000
Kha nang thuc hien cam ket
0.250 0.047 0.239 5.316 0.000 Su quan tam cua nha
truong toi SV
0.150 0.038 0.152 3.892 0.000 a Predictors: (Constant), Su quan tam cua Nha truong toi SV, Doi ngu giang vien, Co so vat chat, Su nhiet tinh cua CB, GV, Kha nang thuc hien cam ket.
b Dependent Variable: Su hai long
Kết quả phân tích các hệ số hồi quy trong mô hình cho thấy, mức ý nghĩa của các thành phần Sig.=0,000 (nhỏ hơn 0,05). Do đó, ta có thể nói rằng các biến độc lập đều có tác động đến sự hài lòng của sinh viên về chất lượng đào tạo. Tất cả các thành phần trong chất lượng đào tạo đều có ý nghĩa trong mô hình và tác động cùng chiều đến sự hài lòng của sinh viên; do các hệ số hồi quy đều mang dấu dương. Giá trị hồi quy chuẩn
của các biến độc lập trong mô hình có giá trị báo cáo lần lượt: Cơ sở vật chất là 0,224; Sự nhiệt tình của cán bộ giảng viên là 0,274; Đội ngũ giảng viên là 0,221; Khả năng thực hiện cam kết là 0,239; Sự quan tâm của Nhà trường tới sinh viên là 0,152.
Qua kết quả phân tích hồi quy ta có mô hình:
SET = 0,238C + 0,243S + 0,218D + 0,25K + 0,15Q – 0,157
Mô hình trên giải thích được 86,90 % sự thay đổi của biến SET là do các biến độc lập trong mô hình tạo ra, còn lại 12,10% biến thiên được giải thích bởi các biến khác nằm ngoài mô hình.
Mô hình cho thấy các biến độc lập đều ảnh hưởng thuận chiều đến mức độ thỏa mãn của người sử dụng ở độ tin cậy 95%. Qua phương trình hồi quy, chúng ta thấy nếu giữ nguyên các biến độc lập còn lại không đổi thì khi điểm đánh giá về Cơ sở vật chất tăng lên 1 thì sự hài lòng của sinh viên tăng trung bình lên 0,238 điểm. Tương tự, khi điểm đánh giá về Sự nhiệt tình của cán bộ giảng viên tăng lên 1 điểm thì sự hài lòng của sinh viên về chất lượng đào tạo tăng lên trung bình 0,243 điểm. Khi điểm đánh giá về Đội ngũ giảng viên tăng lên 1 điểm thì sự hài lòng của sinh viên về chất lượng đào tạo tăng lên trung bình 0,218 điểm; khi điểm đánh giá về Khả năng thực hiện cam kết tăng lên 1 điểm thì sự hài lòng của sinh viên về chất lượng đào tạo tăng lên trung bình 0,25 điểm.; khi điểm đánh giá về Sự quan tâm của nhà trường tới sinh viên tăng lên 1 điểm thì sự hài lòng của sinh viên về chất lượng đào tạo tăng lên trung bình 0,15 điểm.
Tổng hợp kết quả kiểm định mô hình hồi qui với 5 biến độc lập và 1 biến phụ thuộc.
Bảng 3.12. Tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết
Giả thuyết Kết quả
kiểm định
H1: Cơ sở vật chất quan hệ dương với sự hài lòng Chấp nhận
H2: Khả năng thực hiện cam kết quan hệ dương với sự hài lòng Chấp nhận
H3: Sự nhiệt tình của cán bộ và giảng viên quan hệ dương với sự hài lòng Chấp nhận
H4: Đội ngũ giảng viên quan hệ dương với sự hài lòng Chấp nhận
H5: Sự quan tâm của Nhà trường tới sinh viên quan hệ dương với sự hài
Lòng Chấp nhận
Qua bảng trên chúng ta thấy các giả thuyết H1, H2, H3, H4 và H5 đều được chấp nhận, vì khi tăng những yếu tố này sẽ làm gia tăng mức độ hài lòng của sinh viên về chất lượng đào tạo, hay nói cách khác khi cảm nhận của sinh viên về chất lượng đào tạo tăng lên thì sự hài lòng cũng tăng theo.
Từ những phân tích trên ta có thể kết luận mô hình lý thuyết thích hợp với dữ liệu nghiên cứu và các giả thuyết nghiên cứu được chấp nhận (giả thuyết H1, H2, H3, H4 và H5).
3.3.2 Phân tích sự khác biệt theo yếu tố nhân khẩu học
Nghiên cứu sử dụng phương pháp phân tích phương sai một nhân tố để phát hiện sự khác biệt giữa các thành phần theo yếu tố nhân khẩu học. Phân tích phương sai một nhân tố để kiểm định liệu rằng có sự khác nhau nào tồn tại giữa các thành phần nghiên cứu với các yếu tố nhân khẩu học (theo Khoa, Năm học, Kết quả học tập và Giới tính). (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Với giả thiết được đặt ra là: Giả thiết H0: μ1 = μ2 = ... = μk
Trong đó, μi là trung bình của tổng thể thứ i được rút ra từ mẫu thứ i