Khi phân tích nhân tố, nghiên cứu đặt ra 2 giả thuyết:
Giả thuyết Ho: Các biến trong t ng thể không có tương uan với nhau. Giả thuyết H1: Các biến trong t ng thể có tương uan với nhau.
Kết uả kiểm tra độ tin cậy thông ua hệ số Cronbach’s alpha cho thấy 31 biến uan sát của thang đo sự hài lòng đạt yêu cầu sẽ được đưa vào phân tích nhân tố A. Phương pháp phân tích nhân tố được tiến hành bằng phần mềm SPSS 20.0 cho kết uả sau lần đầu như sau:
Bảng 4.10: Hệ số KMO kiểm định Barlett các th nh phần lần thứ 1
Kiểm tra KMO and Bartlett's
Hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) 0.647
Mô hình kiểm tra của Bartlett
Giá trị Chi-Square 2043.007
Bậc tự do 325
Sig (giá trị P – value) 0.000
Nguồn : trích dẫn phụ lục số 4
Kết uả kiểm định Barlett cho thấy giữa các biến trong t ng thể có mối tương uan với nhau (sig = 0,000 < 0,05 bác bỏ H0, nhận H1). Đồng thời, hệ số KMO = 0,647 0,5, chứng tỏ phân tích nhân tố để nhóm các biến lại với nhau là thích hợp và dữ liệu phù hợp cho việc phân tích nhân tố.
Bảng 4.11: Phương sai trích lần thứ nhất
Nhân tố
Giá trị igenvalues Chỉ số sau khi trích Chỉ số sau khi xoay
T ng Phương sai trích Tích lũy phương sai trích T ng Phương sai trích Tích lũy phương sai trích T ng Phương sai trích Tích lũy phương sai trích 1 3.556 13.677 13.677 3.556 13.677 13.677 2.972 11.430 11.430 2 2.943 11.320 24.997 2.943 11.320 24.997 2.766 10.639 22.069 3 2.597 9.989 34.986 2.597 9.989 34.986 2.689 10.342 32.411 4 2.325 8.940 43.927 2.325 8.940 43.927 2.445 9.403 41.814 5 2.073 7.974 51.901 2.073 7.974 51.901 2.285 8.790 50.604 6 1.840 7.076 58.977 1.840 7.076 58.977 2.177 8.373 58.977 7 .975 3.750 62.727 Nguồn : trích dẫn phụ lục số 4
Bảng 4.12: Kết quả phân tích nhân tố EFA lần thứ nhất Nhân tố 1 2 3 4 5 6 HDNK2 .817 HDNK1 .781 HDNK4 .775 HDNK3 .737 HDNK5 .692 DNNV2 .860 DNNV1 .839 DNNV5 .784 DNNV3 .765 CSVC2 .842 CSVC1 .828 CSVC3 .773 CSVC4 .721 DNGV1 .853 DNGV2 .719 DNGV3 .694 DNGV4 .627 TH5 .809 TH1 .772 TH4 .584 TH3 .571 TH2 TV1 .826 TV2 .724
TV3 .675
TV5 .640
Nguồn : trích dẫn phụ lục số 4
Thang đo rút trích được 06 thành phần với:
Chỉ số KMO là 0.647 nên phù hợp (lớn hơn 0.5 là phù hợp) Chỉ số igenvalue là 1.840 nên phù hợp (lớn hơn 1 là phù hợp)
T ng phương sai trích được là 58.977% nên phù hợp (lớn hơn 50% là phù hợp) Kiểm định Bartlett có mức ý nghĩa 0.000 nên phù hợp (nhỏ hơn 5% là phù hợp) Biến TH2 có hệ số tải nhân tố (factor loadings) nhỏ hơn 0.5 nên tác giả loại bỏ biến này và tiến hành phân tích nhân tố khám phá A lần thứ hai.
4.4.2. Phân tích nhân tố khám phá A lần 2
Bảng 4.13: Kết quả phân tích nhân tố EFA lần thứ 2 như sau:
Kiểm tra KMO and Bartlett's
Hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) 0.651
Mô hình kiểm tra của Bartlett Giá trị Chi-Square 2716.020 Bậc tự do 435 Sig (giá trị P – value) 0.000 Nguồn : trích dẫn phụ lục số 4
Bảng 4.14: Phương sai trích lần thứ hai
Nhân tố
Giá trị igenvalues Chỉ số sau khi trích Chỉ số sau khi xoay T ng Phương sai trích Tích lũy phương sai trích T ng Phương sai trích Tích lũy phương sai trích T ng Phương sai trích Tích lũy phương sai trích 1 3.541 14.166 14.166 3.541 14.166 14.166 2.972 11.889 11.889 2 2.921 11.686 25.852 2.921 11.686 25.852 2.766 11.066 22.954 3 2.591 10.363 36.214 2.591 10.363 36.214 2.688 10.753 33.707 4 2.287 9.149 45.364 2.287 9.149 45.364 2.437 9.750 43.457 5 1.995 7.981 53.345 1.995 7.981 53.345 2.177 8.709 52.166 6 1.834 7.338 60.682 1.834 7.338 60.682 2.129 8.516 60.682 7 .893 3.573 64.255 Nguồn : trích dẫn phụ lục số 4
Bảng 4.15: Kết quả phân tích nhân tố EFA lần thứ hai
Nhân tố 1 2 3 4 5 6 HDNK2 .815 HDNK1 .779 HDNK4 .777 HDNK3 .739 HDNK5 .695 DNNV2 .860 DNNV1 .838 DNNV5 .785 DNNV3 .765 CSVC2 .843 CSVC1 .827
CSVC3 .774 CSVC4 .723 DNGV1 .853 DNGV2 .717 DNGV3 .699 DNGV4 .626 TV1 .825 TV2 .723 TV3 .675 TV5 .640 TH5 .845 TH1 .785 TH3 .585 TH4 .570
Thang đo rút trích được 06 thành phần với:
Chỉ số KMO là 0.651 nên phù hợp (lớn hơn 0.5 là phù hợp) Chỉ số igenvalue là 1.834 nên phù hợp (lớn hơn 1 là phù hợp)
T ng phương sai trích được là 60.682% nên phù hợp (lớn hơn 50% là phù hợp) Kiểm định Bartlett có mức ý nghĩa 0.000 nên phù hợp (nhỏ hơn 5% là phù hợp)
Bảng 4.16: Tóm t t các biến hình th nh các nhân tố
Mã biến mới
Mã
biến cũ Diễn giải
Tên biến mới
HDNK
HDNK2 Ngày hội việc làm, hướng nghiệp, giao lưu giữa SV và doanh nghiệp
Hoạt động ngoại khóa HDNK1 Các hoạt động phong trào, rèn luyện kỹ năng
mềm
HDNK4 Các hội thi do câu lạc bộ chuyên ngành Xây dựng t chức
HDNK3 Tham gia các chương trình sinh hoạt cộng đồng như mùa hè xanh, xuân tình nguyện, đội công
tác xã hội,…
HDNK5 Các hoạt động tham quan doanh nghiệp
DNNV
DNNV2 Nhân viên phòng đào tạo
Đội ngũ nhân viên phòng ban
DNNV1 Nhân viên thư viện
DNNV5 Giáo vụ khoa Xây Dựng
DNNV3 Nhân viên phòng kế hoạch tài chính
CSVC
CSVC1 Phòng học rộng rãi, thoáng mát, đảm bảo yêu cầu về chỗ ngồi
Cơ sở vật chất CSVC2 Hệ thống nhà vệ sinh sạch sẽ và khô thoáng
CSVC3 Phòng thực hành đầy đủ dụng cụ, phục vụ cho công tác giảng dạy chuyên ngành
CSVC4 Hệ thống thiết bị công cụ, dụng cụ phục vụ giảng dạy được trang bị tốt, hiện đại
DNGV
DNGV2 Đội ngũ giảng viên có phương pháp truyền đạt tốt dễ hiểu dể thực hiện.
Đội ngũ nhân giảng
viên DNGV1 Đội ngũ giảng viên có trình độ cao, sâu rộng về
chuyên môn giảng dạy.
DNGV3 Đội ngũ giảng viên trang bị cho SV những kiến thức chuyên môn phù hợp
DNGV4 Giảng viên nhiệt tình, thân thiện và sẵn lòng giúp đỡ SV học tập và nghiên cứu khoa học.
TV
TV1 Quy trình, thủ tục mượn trả sách, giáo trình tài liệu đơn giản và phù hợp cho sinh viên
Thư Viện TV2 Danh mục sách, tài liệu phong phú và đầy đủ
TV3 Tài liệu trên website của thư viện dễ download TV5 Thời gian mở và đóng cửa thư viện phù hợp cho
sinh viên đến đọc sách nghiên cứu
TH
TH5 Định hướng thực tiễn công việc cho sinh viên sau khi ra trường
Thực hành TH1 Các bu i thực hành tạo hứng thú cho việc học
của sinh viên
TH3 Giúp sinh viên vận dụng kiến thức lý thuyết đã được học vào thực hành thực tế
TH4 Giúp sinh viên học hỏi được kinh nghiệm trong công việc và học tập
4.5. Phân tích mô hình hồi uy đa biến 4.5.1. Giả thuyết nghiên cứu 4.5.1. Giả thuyết nghiên cứu
- Nhóm giả thuyết về các nhân tố nguồn lực nhà trường.
H1: Hoạt động ngoại khóa có mối tương uan với SHL của SV. H2: Đội ngũ nhân viên có mối tương uan với SHL của SV. H3: Có sở vật chất có mối tương uan với SHL của SV.
H5: Thư viện có mối tương uan với SHL của SV. H6: Thực hành có mối tương uan với SHL của SV.
- Nhóm giả thuyết về sự khác biệt về sự hài lòng theo các biến đặc điểm cá nhân của sinh viên như: Giới tính, Khóa học.
H7: Có sự khác biệt về mức độ hài lòng của SV theo giới tính. H8: Có sự khác biệt về mức độ hài lòng của SV theo năm học
4.5.2. Phân tích Mô hình 4.5.2.1. Mô hình 4.5.2.1. Mô hình
Phân tích hồi uy sẽ xác định mối uan hệ giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập. Mô hình phân tích hồi uy sẽ mô tả hình thức của mối uan hệ và ua đó giúp ta dự đoán được mức độ của biến phụ thuộc khi biết trước giá trị của các biến độc lập. Theo Hoàng Trọng Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), khi chạy hồi uy cần uan tâm đến các thông số sau:
Hệ số Beta: hệ số hồi uy chuẩn hóa cho phép so sánh trực tiếp giữa các hệ số dựa trên mối uan hệ giải thích của chúng với biến phụ thuộc.
Hệ số R2: đánh giá phần biến động của biến phụ thuộc được giải thích bởi các biến dự báo hay biến độc lập. Hệ số này có thể thay đ i t 0 đến 1.
Kiểm định ANOVA: để kiểm tra tính phù hợp của mô hình với tập dữ liệu gốc. Nếu mức ý nghĩa của kiểm định < 0.05 thì ta có thể kết luận mô hình hồi uy phù hợp với tập dữ liệu.
Căn cứ vào mô hình điều chỉnh đã được hiệu chỉnh sau khi phân tích nhân tố khám phá, ta có mô hình hồi quy tuyến tính bội như sau:
4.5.2.2. Kiểm định mô hình hồi ui tuyến tính đa biến
Bảng 4.17: Thông số thống kê trong mô hình hồi qui
Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Hệ số VI (hằng số) -.462 .308 -1.501 .135 HDNK .179 .033 .256 5.461 .000 1.023 DNNV .071 .035 .094 2.005 .046 1.026 CSVC .212 .036 .282 5.957 .000 1.042 DNGV .320 .035 .443 9.245 .000 1.067 TV .186 .035 .250 5.262 .000 1.046 TH .174 .025 .332 7.059 .000 1.025
Dựa vào bảng trên ta thấy:
-Tất cả các biến độc lập đều tác động có ý nghĩa thống kê (do sig. < 0.5)
- Chỉ tiêu nhân tử phóng đại phương sai (VI ) của tất cả các biến độc lập đều nhỏ hơn 2 nên hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình được đánh giá là không nghiệm trọng (Đa cộng tuyến là hiện tượng các biến độc lập trong mô hình tương quan tuyến tính với nhau).
4.5.2.3. Kiểm tra các giả định mô hình hồi uy.
Kiểm tra các giả định sau:
- Phương sai của sai số (phần dư) không đ i. - Các phần dư có phân phối chuẩn.
- Không có mối tương uan giữa các biến độc lập.
Nếu các giả định này bị vi phạm thì các ước lượng không đáng tin cậy nữa (Hoàng Trọng - Mộng Ngọc, 2008).
Để kiểm định giả định phương sai của sai số (phần dư) không đ i, ta sử dụng đồ thị phân tán của phần dư đã được chuẩn hóa (Standardized Residual) và giá trị dự báo đã được chuẩn hóa (Standardized predicted value). Kết uả cho thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên uanh trục O (là uanh giá trị trung bình của phần dư) trong một phạm vi không đ i. Điều này có nghĩa là phương sai của phần dư không đ i.
Hình 4.3: Đồ thị phân tán giữa giá trị dự đoán phần dư từ hồi qui
Hình 4.4: Đồ thị P-P Plot của phần dư – đã chuẩn hóa
b. Kiểm tra giả định các phần dư có phân phối chuẩn
Phần dư có thể không tuân theo phân phối chuẩn vì những lý do như sử dụng sai mô hình, phương sai không phải là hằng số, số lượng các phần dư không đủ nhiều để phân tích… (Hoàng Trọng - Mộng Ngọc, 2008). Biểu đồ tần số (Histogram, Q-Q plot, P-P plot) của các phần dư (đã được chuẩn hóa) được sử dụng để kiểm tra giả định này.
Hình 4.5: Đồ thị Histogram của phần dư – đã chuẩn hóa.
Kết uả t biểu đồ tần số Histogram của phần dư cho thấy, phân phối của phần dư xấp xỉ chuẩn (trung bình Mean lệch với 0 vì số uan sát khá lớn, độ lệch chuẩn Std. Dev = 0,986). Điều này có nghĩa là giả thuyết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Kết uả t biểu đồ tần số P-P plot cho thấy các điểm phân tán xung uanh được kỳ vọng. Cũng cho thấy giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Kiểm định Durbin Watson = 1.660 trong khoảng [1 < D < 3] nên không có hiện tượng tương uan của các phần dư (Hoàng Trọng – Mộng Ngọc, 2008)
4.5.3. Kiểm định mô hình hồi ui tuyến tính đa biến
4.5.3.1. Đánh giá mức độ phù hợp của mô hình hồi uy tuyến tính đa biến.
Bảng 4.18: Đánh giá mức độ phù hợp của mô hình hồi qui tuyến tính đa biến
Mode l Hệ số R Hệ số R2 Hệ số R2 - hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng Durbin- Watson 1 .731a .535 .522 .31806 1.660 Nguồn : trích dẫn phụ lục số 5
Bảng trên cho thấy, giá trị hệ số tương uan là 0.731 0.5. Do vậy, đây là mô hình thích hợp để sử dụng đánh giá mối uan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập.
Hệ số xác định của mô hình hồi quy R2 điều chỉnh là 0.522. Điều này cho biết khoảng 52.2% sự biến thiên về sự hài lòng của sinh viên có thể giải thích được t mối quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập.
4.5.3.2. Kiểm định độ phù hợp của mô hình hồi ui tuyến tính đa biến
Bảng 4.19: Phân tích phương sai (ANOVA)
Mô hình T ng bình phương Bậc tự do Trung bình bình phương F Sig. Hồi ui 25.095 6 4.182 41.34 5 .000 b Phần dư 21.851 216 .101 T ng 46.946 222 Nguồn : trích dẫn phụ lục số 5
Kết uả phân tích phương sai (Anova) với sig.=0,000 cho biết mô hình hồi uy hoàn toàn phù hợp với bộ dữ liệu thu thập được.
4.5.4. Đánh giá mức độ uan trọng trong các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của sinh viên lòng của sinh viên
Phương trình hồi uy chuẩn hóa:
HLCSV = 0.256 HDNK + 0.094 DNNV + 0.282 CSVC + 0.443 DNGV + 0.250 TV + 0.332 TH
Mức độ tác động của các biến đến sự hài lòng được sắp xếp như sau:
Biến Hệ số Mức độ tác động DNGV 0.443 1 TH 0.332 2 CSVC 0.282 3 HDNK 0.256 4 TV 0.250 5 DNNV 0.094 6
Như vậy, cả 6 nhân tố: CSVC, TH, DNNV, HDNK, DNGV và TV đều có ảnh hưởng tỷ lệ thuận đến sự hài lòng của sinh viên khoa Xây Dựng Trường Đại học Công nghệ Thành phố Hồ Chí Minh. Tức là khi CSVC, TH, DNNV, HDNK, DNGV và TV càng cao thì sự hài lòng của sinh viên càng cao. Trong 6 nhân tố này thì có 3 nhân tố có sự ảnh hưởng đáng kể đến sự hài lòng của sinh viên là DNGV, TH VÀ CSVC và nhân tố DNGV là tác động mạnh nhất trong mô hình hồi uy. Như vậy, mô hình nghiên cứu lý thuyết chính thức được chấp nhận.
Hình 4.6: Mô hình nghiên cứu chính thức đánh giá mức độ quan trọng trong các nhân tố
4.6. Phân tích sự hài lòng của sinh viên theo các biến đặc trưng của sinh viên 4.6.1. Kiểm tra sự khác biệt về mức độ cảm nhận của sinh viên về sự hài lòng 4.6.1. Kiểm tra sự khác biệt về mức độ cảm nhận của sinh viên về sự hài lòng gi a hai nhóm sinh viên nam và n
Để hiểu rõ được sự khác nhau về mức độ cảm nhận của 2 nhóm sinh viên nam và sinh viên nữ, nhóm nghiên cứu thực hiện kiểm định 2 mẫu độc lập (Independent Samples T Test). Hai mẫu dùng để kiểm định ở đây là 2 nhóm sinh viên nam và sinh viên nữ.
Giả thuyết H0: phương sai hai mẫu bằng nhau. Kết uả phân tích cho kết uả như sau:
Bảng 4.20: So sánh giá trị trung bình ề sự h i lòng giữa 2 nhóm sinh iên nam sinh iên nữ Giới tính N Trung bình Độ lệch
chuẩn Sai số chuẩn HLCS
V
Nam 186 4.0538 .43919 .03220
Nữ 37 4.1441 .55300 .09091
Nguồn : trích dẫn phụ lục số 7
Như vậy giá trị Mean của sinh viên nam gần bằng Mean của sinh viên nữ. Do đó, ta không cần uan tâm đến giới tính khi đưa ra những hàm ý uản trị.
4.6.2. Kiểm tra sự khác biệt về mức độ cảm nhận của sinh viên về sự hài lòng gi a bốm nhóm sinh viên năm nhất, năm hai năm ba năm bốn gi a bốm nhóm sinh viên năm nhất, năm hai năm ba năm bốn
Bảng 4.21: So sánh giá trị trung bình ề sự h i lòng giữa 4 nhóm sinh iên năm 1, năm 2, năm 3, năm 4
Năm học N Trung bình Độ lệch chuẩn Sai số chuẩn Năm 1 9 4.2963 .42310 .14103 Năm 2 44 4.0152 .38009 .05730 Năm 3 143 4.0793 .49244 .04118 Năm 4 27 4.0247 .40219 .07740 T ng 223 4.0688 .45986 .03079 Nguồn : trích dẫn phụ lục số 8
Như vậy giá trị Mean của sinh viên năm 2 không lớn hơn nhiều so với Mean của sinh viên năm 1, năm 3 và năm 4. Do đó, ta không cần uan tâm đến năm học khi đưa ra những hàm ý uản trị.
TÓM TẮT CHƯƠNG 4
Chương 4 trình bày kết uả nghiên cứu sự hài lòng của sinh viên khoa Xây