4.2.1. Kết cấu mẫu theo giới tính
Theo giới tính, mẫu có 146 sinh viên nam, chiếm 41% tổng số mẫu điều tra và 214 sinh viên nữ chiếm 59% tổng số mẫu điều tra.
Hình 4.1. Biểu đồ mẫu chia theo giới tính
Nguồn: Số liệu điều tra
4.2.2. Kết cấu mẫu theo chuyên ngành học
Bảng 4.1. Kết cấu mẫu theo chuyên ngành học
TT Chuyên ngành Số mẫu Tỷ trọng (%)
1 Kế toán doanh nghiệp 70 19% 2 Marketing tổng hợp 75 21% 3 Quản trị kinh doanh tổng hợp 83 23% 4 Tài chính doanh nghiệp 64 18%
5 Ngân hàng 68 19%
Tổng 360 100
44
Hình 4.2. Biểu đồ mẫu chia theo chuyên ngành học
Nguồn: Số liệu điều tra
4.2.3. Kết cấu mẫu theo năm học
Theo năm học, phần lớn mẫu điều tra tập trung vào sinh viên năm 3, với tổng số mẫu là 151, chiếm tỷ lệ 42%. Tiếp theo là sinh viên học năm thứ 2 chiếm tỷ lệ 25%, sinh viên năm thứ 1 cũng chiếm tỷ lệ 18% tổng số mẫu điều tra. Ít nhất là số sinh viên năm thứ tư chiếm tỷ lệ 15% tổng mẫu điều tra.
Bảng 4.2. Kết cấu mẫu theo năm học
TT Năm học Số mẫu Tỷ trọng (%) 1 Năm 1 63 18% 2 Năm 2 91 25% 3 Năm 3 151 42% 4 Năm 4 55 15% Tổng 360 100
45
Hình 4.3. Biểu đồ mẫu chia theo năm học
Nguồn: Số liệu điều tra
4.3. KIỂM ĐỊNH ĐỘ TIN CẬY CỦA THANG ĐO BẰNG HỆ SỐ CRONBACH’S ALPHA CRONBACH’S ALPHA
Hệ số Cronbach’s Alpha được sử dụng để loại biến rác trước. Các biến có hệ số tương quan biến tổng (Corrected Item - Total CorreClation) nhỏ hơn 0.3 sẽ bị loại và thang đo phải có độ tin cậy Cronbach’s Alpha từ 0.6 trở lên (Nunnally & Burnstein 1994) mới xem là chấp nhận được. Sau đó các biến có hệ số tải nhân tố (Factor loading) nhỏ hơn 0.50 trong EFA sẽ tiếp tục bị loại.
4.3.1. Thang đo chất lượng dịch vụ đào tạo
Kết quả phân tích Cronbach’s Alpha đối với thang đo chất lượng dịch vụ đào tạo như sau:
- Thành phần đội ngũ giảng viên có Cronbach’s Alpha là 0.815. Biến GV8 có hệ số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0.3 (Phụ lục 3.1.1). Sau khi loại biến GV8 thì Cronbach’s Alpha tăng lên 0.856 và các biến quan sát trong thành phần này đều có hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3. Vì vậy biến GV8 bị loại, các biến còn lại đều được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
46
Bảng 4.3. Kết quả phân tích hệ số Cronbach’s Alpha thành phần đội ngũ giảng viên
Reliability Statistics
Cronbach's Alpha N of Items
.856 7
Item-Total Statistics Giá trị trung bình
nếu xoá mục bình nếu xoá mục Phương sai trung Tương quan tổng Cronbach’s Alpha nếu xoá mục
GV1 26.68 10.599 .577 .843 GV2 26.66 10.474 .584 .841 GV3 26.70 10.138 .628 .835 GV4 26.77 9.305 .743 .817 GV5 26.72 9.980 .634 .835 GV6 26.69 10.414 .600 .839 GV7 26.72 10.660 .578 .842
Nguồn: Từ tính toán của tác giả
- Thành phần Cơ sở vật chất của Nhà trường có Cronbach’s Alpha là 0.865, các hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3. Vì vậy các biến đo lường thành phần này đều được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
Bảng 4.4. Kết quả phân tích hệ số Cronbach’s Alpha thành phần Cơ sở vật chất Reliability Statistics
Cronbach's Alpha N of Items
.865 6
Item-Total Statistics Giá trị trung bình
nếu xoá mục bình nếu xoá mục Phương sai trung Tương quan tổng Cronbach’s Alpha nếu xoá mục
VC1 22.01 7.772 .677 .840
VC2 21.79 8.483 .657 .844
VC3 22.16 7.825 .650 .846
47
VC5 21.91 8.245 .668 .842
VC6 21.85 8.562 .612 .851
Nguồn: Từ tính toán của tác giả
- Thành phần Sự tin cậy có Cronbach’s Alpha là 0.740 > 0.60, các biến quan sát trong thành phần này có hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3. Riêng biến TC1 có hệ số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0.3 (Phụ lục 3.3.1). Sau khi loại biến TC1 thì Cronbach’s Alpha tăng lên 0.806 và các biến quan sát còn lại trong thành phần này đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0.3. Do đó, biến TC1 bị loại và các biến còn lại đều được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
Bảng 4.5. Kết quả phân tích hệ số Cronbach’s Alpha thành phần Sự tin cậy Reliability Statistics
Cronbach's Alpha N of Items
.806 4
Item-Total Statistics Giá trị trung bình
nếu xoá mục bình nếu xoá mục Phương sai trung quan tổng Tương Cronbach’s Alpha nếu xoá mục
TC2 11.42 3.181 .584 .775
TC3 11.39 3.012 .672 .732
TC4 11.41 3.072 .647 .745
TC5 11.39 3.214 .583 .775
Nguồn: Từ tính toán của tác giả
- Thành phần Sự quan tâm của Nhà trường có Cronbach’s Alpha là 0.456 < 0.6. Bên cạnh đó, biến NT4 và NT5 có hệ số tương quan biến tổng < 0.3 (Phụ lục 3.4.1). Sau khi loại bỏ 2 biến này thì Cronbach’s Alpha của thành phần này tăng lên 0.710 và các biến quan sát còn lại trong thành phần này có hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3. Vì vậy, ta loại bỏ biến NT4 và NT5, các biến còn lại đều được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
48
Bảng 4.6. Kết quả phân tích hệ số Cronbach’s Alpha thành phần Sự quan tâm của Nhà trường
Reliability Statistics
Cronbach's Alpha N of Items
.710 3
Item-Total Statistics Giá trị trung bình
nếu xoá mục
Phương sai trung bình nếu xoá mục Tương quan tổng Cronbach’s Alpha nếu xoá mục NT1 8.91 1.351 .535 .612 NT2 8.82 1.407 .553 .588 NT3 8.82 1.552 .499 .656
Nguồn: Từ tính toán của tác giả
- Thành phần Khả năng thực hiện cam kết của Nhà trường có Cronbach’s Alpha là 0.878 và các biến quan sát trong thành phần này có hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3. Vì vậy các biến đo lường thành phần này đều được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
Bảng 4.7. Kết quả phân tích hệ số Cronbach’s Alpha thành phần khả năng thực hiện cam kết
Reliability Statistics
Cronbach's Alpha N of Items
.878 6
Item-Total Statistics Giá trị trung bình
nếu xoá mục
Phương sai trung bình nếu xoá mục Tương quan tổng Cronbach’s Alpha nếu xoá mục CK1 21.99 10.078 .614 .868 CK2 22.03 9.311 .691 .855 CK3 21.96 9.751 .675 .858 CK4 22.07 9.149 .705 .853 CK5 21.99 9.866 .687 .857 CK6 22.04 9.057 .734 .848
49
4.3.2. Thang đo sự hài lòng
Cả 5 biến của thang đo Sự hài lòng đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0.3 nên đều được chấp nhận. Với hệ số Cronbach’s Alpha là 0.796 > 0.6 nên thang đo thành phần này đạt yêu cầu. Các biến đo lường thành phần này đều được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
Bảng 4.8. Kết quả phân tích hệ số Cronbach’s Alpha của thang đo Sự hài lòng Reliability Statistics
Cronbach's Alpha N of Items
.796 5
Item-Total Statistics Giá trị trung bình
nếu xoá mục bình nếu xoá mục Phương sai trung
Tương quan
tổng Cronbach’s Alpha nếu xoá mục HL1 17.60 4.052 .632 .738
HL2 17.59 4.238 .589 .753
HL3 17.59 4.131 .613 .745
HL4 17.57 4.218 .495 .785
HL5 17.61 4.254 .559 .762
Nguồn: Từ tính toán của tác giả Sau khi phân tích độ tin cậy của thang đo thông qua hệ số Cronbach’s Alpha thì thang đo chất lượng dịch vụ đào tạo từ 30 biến giảm xuống còn 26 biến.
Như vậy, tổng cộng có 31 biến (gồm 26 biến của thang đo chất lượng dịch vụ đào tạo và 5 biến của thang đo sự hài lòng) sẽ được đưa vào phân tích nhân tố EFA để tìm mối liên hệ cũng như loại bỏ tiếp các biến không phù hợp.
4.4. PHÂN TÍCH NHÂN TỐ KHÁM PHÁ EFA 4.4.1. Thang đo chất lượng dịch vụ đào tạo 4.4.1. Thang đo chất lượng dịch vụ đào tạo
Thang đo các yếu tố ảnh hưởng gồm 26 biến quan sát, theo kiểm định Cronbach’s Alpha thì các biến quan sát này đều phù hợp và được đưa vào phân tích nhân tố EFA.
Qua phân tích nhân tố khám phá EFA, ta thấy hệ số KMO và Barlett’s Test khá cao (= 0.917) và nằm trong khoảng từ 0.5 đến 1 với mức ý nghĩa Sig = 0.000 nên phân
50
tích nhân tố EFA cho thang đo chất lượng dịch vụ đào tạo thích hợp sử dụng trong nghiên cứu này. Ngoài ra, kết quả phân tích nhân tố cho thấy, có 5 nhân tố được rút ra từ 26 biến quan sát tại mức trích Eigenvalue là 1.118 thỏa mãn điều kiện lớn hơn 1. Đồng thời phương sai trích đạt 60.953% (> 50%).
Tuy nhiên, kết quả phân tích cũng cho thấy biến VC4 có 2 giá trị (> 0.5) nằm ở cả hai nhóm nhân tố mới nên ta sẽ tiến hành loại bỏ tiếp biến này để tránh trường hợp đa cộng tuyến ở bước phân tích hồi quy tiếp theo (Phụ lục 4.1.1).
Sau khi loại bỏ biến VC4, tiến hành chạy lại phân tích nhân tố khám phá, ta thấy các thông số đều thỏa yêu cầu: hệ số KMO và Barlett’s Test = 0.909, nằm trong khoảng từ 0.5 đến 1 với Sig = 0.000; mức trích Eigenvalue = 1.109 > 1 và phương sai trích đạt 60.912% > 50%. Do đó, nhân tố mới tổng hợp này được sử dụng để phân tích hồi quy ở phần sau.
Bảng 4.9. KMO và Bartlett’s Test thang đo chất lượng dịch vụ đào tạo KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .909 Bartlett's Test of
Sphericity
Approx. Chi-Square 4040.754
df 300
Sig. .000
Bảng 4.10. Kết quả phân tích nhân tố EFA
Component 1 2 3 4 5 GV4 .747 GV2 .737 GV1 .657 GV5 .652 GV7 .636 GV3 .624 GV6 .619 CK6 .773 CK2 .762 CK4 .745 CK5 .681 CK3 .664 CK1 .551
51 VC1 .747 VC2 .689 VC6 .670 VC5 .643 VC3 .564 TC3 .830 TC4 .818 TC2 .766 TC5 .760 NT1 .768 NT2 .761 NT3 .699
Nguồn: Từ tính toán của tác giả
Các nhân tố mới được đặt tên như sau:
Nhân tố 1: Bao gồm các vấn đề liên quan đến đội ngũ giảng viên trong Nhà trường. Do đó nhân tố này được đặt tên mới là Đội ngũ giảng viên.
Nhân tố 2: Bao gồm các vấn đề liên quan đến khả năng thực hiện cam kết của Nhà trường đối với người học, xã hội. Do đó nó được đặt tên là Khả năng thực hiện cam kết.
Nhân tố 3: Bao gồm các vấn đề liên quan cơ sở vật chất của Nhà trường. Do đó nó được đặt tên là Cơ sở vật chất.
Nhân tố 4: Nhân tố này có các các vấn đề liên quan đến sự tin cậy của người học, phụ huynh. Do đó nhân tố này được đặt thành tên mới là Sự tin cậy.
Nhân tố 5: Bao gồm những vấn đề liên quan đến sự quan tâm của Nhà trường đối với sinh viên. Do đó đặt tên làSự quan tâm của Nhà trường.
4.4.2. Thang đo sự hài lòng
Kết quả phân tích nhân tố cho thấy KMO là 0.823 thỏa mãn yêu cầu nằm trong khoảng từ 0.5 đến 1 và kiểm định Bartlett’s Test có ý nghĩa thống kê (Sig = 0.000) nên các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể. Như vậy, có một nhân tố được rút ra trong thang đo với phương sai trích là 55.373% > 50% (Phụ lục 4.2)
4.5. KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH BẰNG PHƯƠNG PHÁP PHÂN TÍCH HỒI QUY
Căn cứ kết quả phân tích nhân tố EFA, có 5 yếu tố độc lập và 1 yếu tố phụ thuộc được đưa vào kiểm định mô hình. Phân tích hồi quy được thực hiện để xem xét
52
mối quan hệ giữa các biến độc lập (Đội ngũ giảng viên, Khả năng thực hiện cam kết, Cơ sở vật chất, Sự tin cậy và Sự quan tâm của nhà trường) với biến phụ thuộc Sự hài lòng trong mô hình nghiên cứu đề xuất.
Trước khi kiểm định kết quả nghiên cứu từ phép phân tích hồi quy đa biến, mối quan hệ lẫn nhau giữa các biến trong mô hình cũng cần được xem xét. Ta sẽ xem xét bảng ma trận hệ số tương quan giữa các biến được trình bày dưới đây:
Bảng 4.11. Ma trận tương quan của 5 yếu tố độc lập và 1 yếu tố phụ thuộc Các biến tương quan X1_GV X2_CK X3_VC X4_TC X5_NT Y_HL X1_GV Pearson Correlation 1 .612 ** .574** .045 .440** .626** Sig. (2-tailed) .000 .000 .396 .000 .000 X2_CK Pearson Correlation .612 ** 1 .684** .006 .394** .608** Sig. (2-tailed) .000 .000 .912 .000 .000 X3_VC Pearson Correlation .574 ** .684** 1 -.025 .428** .601** Sig. (2-tailed) .000 .000 .641 .000 .000 X4_TC Pearson Correlation .045 .006 -.025 1 .030 .114 * Sig. (2-tailed) .396 .912 .641 .574 .031 X5_NT Pearson Correlation .440 ** .394** .428** .030 1 .429** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .574 .000 Y_HL Pearson Correlation .626 ** .608** .601** .114* .429** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .031 .000 **. Tương quan có ý nghĩa ở mức 1% ( kiểm định hai phía) .
*. Tương quan có ý nghĩa ở mức 5% (kiểm định hai phía).
Nguồn: Từ tính toán của tác giả
Kết quả thu được từ ma trận tương quan cho thấy giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập có hệ số tương quan với nhau ở mức khá (thấp nhất là 0.114) với mức ý nghĩa 0.05. Sơ bộ nhận thấy có thể đưa các biến độc lập vào mô hình để giải thích cho biến phụ thuộc Sự hài lòng.
53
Sau khi phân tích tương quan, phân tích hồi quy được thực hiện với 5 biến độc lập bao gồm: Đội ngũ giảng viên, Khả năng thực hiện cam kết, Cơ sở vật chất, Sự tin cậy, Sự quan tâm của nhà trường và 1 biến phụ thuộc là Sự hài lòng. Phân tích hồi quy được thực hiện bằng phương pháp Enter, các biến được đưa vào cùng lúc để lọc trên tiêu chí loại những biến có Sig > 0.05. Kết quả phân tích hồi quy được trình bày ở bảng 4.12 sau:
Bảng 4.12. Bảng tổng hợp các thông số của mô hình và hệ số hồi quy trong mô hình sử dụng phương pháp Enter
Mô hình R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số ước lượng Durbin- Watson 1 .722a .522 .515 .34710 1.954 Mô hình Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. 1 Ước lượng 46.548 5 9.310 77.272 .000b Phần dư 42.650 354 .120 Tổng 89.198 359 Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số đã
chuẩn hóa t Sig. Đa cộng tuyến
B Sai số Beta Độ chấp nhận VIF (Constant) .659 .219 3.017 .003 X1_GV .292 .047 .309 6.226 .000 .549 1.822 X2_CK .178 .044 .218 4.013 .000 .458 2.182 X3_VC .206 .047 .232 4.360 .000 .477 2.097 X4_TC .089 .032 .101 2.752 .006 .993 1.007 X5_NT .094 .038 .105 2.489 .013 .757 1.321
Nguồn: Từ tính toán của tác giả
Kết quả phân tích phương sai ANOVA cho thấy trị thống kê F = 77.272 với giá trị sig = 0.000 chứng tỏ mô hình hồi quy phù hợp với tập dữ liệu.
54
Đại lượng Durbin-Watson là 1.954, giá trị nằm trong khoảng 1 < D < 2 cho thấy không có sự tương quan giữa các biến trong mô hình. Hệ số phóng đại phương sai (VIF) của các biến đều có trị < 10 chứng tỏ mô hình hồi quy không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến (các biến độc lập có tương quan chặt chẽ với nhau).
Bên cạnh đó, hệ số R2 hiệu chỉnh (Adjusted R Square) = 0.515 cho thấy 51.5% sự biến thiên của biến phụ thuộc Sự hài lòng được giải thích bởi các biến độc lập, còn lại 48.5% được giải thích bởi các biến khác nằm ngoài mô hình. Có nghĩa là tồn tại mô hình hồi quy tuyến tính giữa 5 yếu tố độc lập: Đội ngũ giảng viên, Khả năng thực hiện cam kết, Cơ sở vật chất, Sự tin cậy và Sự quan tâm của Nhà trường với yếu tố phụ thuộc Sự hài lòng của sinh viên về chất lượng dịch vụ đào tạo hệ VLVH tại trường. Phương trình hồi quy có thể viết lại như sau:
Gọi Y: Sự hài lòng về chất lượng dịch vụ đào tạo hệ VLVH X1: Đội ngũ giảng viên
X2: Cơ sở vật chất
X3: Khả năng thực hiện cam kết X4: Sự quan tâm của Nhà trường X5: Sự tin cậy
Y = 0.659 + 0.292X1 + 0.206X2 + 0.178X3 + 0.094X4 + 0.089X5
Các hệ số hồi quy đều mang dấu dương (+) thể hiện các yếu tố trong mô hình hồi quy có quan hệ tỷ lệ thuận với sự hài lòng của sinh viên đối với chất lượng dịch vụ đào tạo hệ VLVH tại trường Đại học Tài chính – Marketing.
Dựa vào phương trình hồi quy ta thấy, nếu giữ nguyên các biến độc lập thì khi sinh viên hệ VLVH đánh giá về đội ngũ giảng viên tăng lên 1 đơn vị thì sự hài lòng