(Nguồn: kết quả xử lý dữ liệu khảo sát của tác giả năm 2018)
Với 5 biến trên, tác giả tiến hành phân tích nhân tố. Kết quả trong bảng 4.16 cho thấy, tất cả đều có hệ số tải nhân tố lớn hơn 0.5 nên các biến quan sát đều quan trọng trong nhân tố sự hài lòng của học sinh về việc chọn trường đại học. Hệ số
KMO bằng 0.813 điều này chứng tỏ các biến tác giả đưa vào phân tích nhân tố là có ý nghĩa và mơ hình phân tích phù hợp với các giả thuyết đã đề ra. Kiểm định tương quan biến (Bartlett's Test of Sphericity) có giá trị gần bằng 0 (Sig. = 0.000 < 0.05). Điều này cho thấy giả thuyết H0 là các biến khơng có tương quan với nhau đã bị bác bỏ, điều này chứng tỏ dự liệu dùng để phân tích nhân tố là hồn tồn phù hợp. Tổng phương sai trích bằng 54.266% >50% và hệ số Eigenvalue =2.713 > 1 nên thang đo trong trường hợp này được chấp nhận.
KMO and Bartlett's Test
Kiểm định KMO .813
Kiểm định Bartlett's
Approx. Chi-Square 390.854
df 10
Sig. .000
Biến quan sát Hệ số tải nhân tố Giá trị Eigenvalues Tổng phương sai trích HL1 .739 2.713 54.266 HL2 .621 HL3 .761 HL4 .768 HL5 .783
Bảng 4.16: Kết quả phân tích nhân tố EFA thang đo sự hài lịng của học sinh
(Nguồn: kết quả xử lý dữ liệu khảo sát của tác giả năm 2018)
4.3 Phân tích mơ hình hồi quy đa biến
Đối với dữ liệu thu thập được trong nghiên cứu này thì phân tích hồi quy được thực hiện với 7 biến độc lập: nỗ lực giao tiếp trường đại học (X1); danh tiếng trường đại học (X2); cơ hội trong tương lai (X3); đặc điểm cá nhân của học sinh
(X4); đặc điểm cố định của trường đại học (X5); cơ hội trúng tuyển (X6) và cá nhân có ảnh hưởng (X7).
Giá trị của các biến được dùng để phân tích hồi quy là giá trị trung bình của các biến quan sát thành phần của từng yếu tố. Phân tích hồi quy được thực hiện bằng phương pháp hồi quy tổng thể các biến theo kỹ thuật Enter. Các biến quan sát được đưa vào cùng một lúc để xem biến nào được chấp nhận trong mơ hình hồi quy.
Kết quả phân tích hồi quy được trình bày trong bảng 4.17 cho thấy hệ số xác định R2 = 0.52 và hệ số R2 điều chỉnh = 0.509 nghĩa là sự phù hợp của mơ hình là 50.9% hay nói cách khác là mơ hình này có 50.9% sự biến thiên của nhân tố HL được giải thích bởi 7 biến độc lập là: nỗ lực giao tiếp trường đại học; danh tiếng trường đại học; cơ hội trong tương lai; đặc điểm cá nhân của học sinh; đặc điểm cố định của trường đại học; cơ hội trúng tuyển và cá nhân có ảnh hưởng.
Hệ số Durbin Wastion bằng 1.695 (1< Durbin Wastion <3) do đó trong mơ hình khơng có sự tương quan giữa các phần dư. Như vậy, mơ hình nghiên cứu là phù hợp.
Mơ
hình R R
2 R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn
ước lượng Durbin-Watson
1 .721a .520 .509 .46303 1.695
Bảng 4.17: Kết quả đánh giá độ phù hợp của mơ hình
(Nguồn: kết quả xử lý dữ liệu khảo sát của tác giả năm 2018)
a. Biến dự đoán: (hằng số), CÁ NHÂN CÓ ẢNH HƯỞNG, CƠ HỘI TRÚNG TUYỂN, CƠ HỘI TRONG TƯƠNG LAI, ĐẶC ĐIỂM CỐ ĐỊNH CỦA TRƯỜNG ĐẠI HỌC, ĐẶC ĐIỂM CÁ NHÂN CỦA HỌC SINH, NỖ LỰC GIAO TIẾP VỚI HỌC SINH, DANH TIẾNG TRƯỜNG ĐẠI HỌC
ANOVAa Mơ hình Tổng bình phương df Bình phương trung bình F Mức ý nghĩa 1 Hồi quy 67.939 7 9.706 45.269 .000b Phần dư 62.604 292 .214 Tổng 130.543 299
Bảng 4.18: Phân tích phương sai Anova
(Nguồn: kết quả xử lý dữ liệu khảo sát của tác giả năm 2018)
Để kiểm định độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính tổng thể, ta sử dụng kiểm định F trong phân tích phương sai ANOVA. Bảng kết quả phân tích phương sai trong bảng 4.18 ta thấy giá giá trị Sig. của kiểm định F (Sig. = 0.000 < 0.05), như vậy mơ hình phù hợp với dữ liệu ở mức độ tin cậy 95%.
Mơ hình Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Dung sai VIF (Hằng số) .079 .238 .333 .739 NỖ LỰC GIAO TIẾP VỚI HỌC SINH .052 .047 .056 1.117 .265 .652 1.533 a. Biến dự đoán: (hằng số), CÁ NHÂN CÓ ẢNH HƯỞNG, CƠ HỘI TRÚNG TUYỂN, CƠ HỘI TRONG TƯƠNG LAI, ĐẶC ĐIỂM CỐ ĐỊNH CỦA TRƯỜNG ĐẠI HỌC, ĐẶC ĐIỂM CÁ NHÂN CỦA HỌC SINH, NỖ LỰC GIAO TIẾP VỚI HỌC SINH, DANH TIẾNG TRƯỜNG ĐẠI HỌC
DANH TIẾNG TRƯỜNG ĐẠI HỌC
.115 .048 .139 2.388 .018 .483 2.072 CƠ HỘI TRONG
TƯƠNG LAI .272 .051 .305 5.335 .000 .502 1.991 ĐẶC ĐIỂM CÁ NHÂN CỦA HỌC SINH .130 .044 .144 2.934 .004 .683 1.464 ĐẶC ĐIỂM CỐ ĐỊNH CỦA TRƯỜNG ĐẠI HỌC .184 .051 .173 3.609 .000 .718 1.394 CƠ HỘI TRÚNG TUYỂN .128 .048 .117 2.684 .008 .863 1.159 CÁ NHÂN CÓ ẢNH HƯỞNG .135 .040 .144 3.408 .001 .916 1.091
Bảng 4.19: Kết quả chạy hồi quy đa biến lần 1
(Nguồn: kết quả xử lý dữ liệu khảo sát của tác giả năm 2018)
Với mức ý nghĩa 5% cho các nghiên cứu thông thường, nếu sig của kiểm định t < 0.05 có thể nói các biến độc lập đều có tác động đến biến phụ thuộc. Kết quả phân tích hệ số hồi quy được thể hiện trong hình 4.19 cho thấy sig của 6 biến “danh tiếng trường đại học”, “đặc điểm cá nhân của học sinh”, “cơ hội trong tương lai”, “cơ hội trúng tuyển”, “đặc điểm cố định của trường đại học” và “cá nhân có ảnh hưởng” đều nhỏ hơn 0.05 nên 6 biến trên đều có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên biến “nỗ lực giao tiếp với học sinh” có sig bằng 0.265 > 0.05 nên trong nghiên cứu này nó khơng có ý nghĩa thống kê.
Loại yếu tố nỗ lực giao tiếp với học sinh và chạy lại phương trình hồi quy với 6 nhân tố cịn lại cho kết quả như sau:
Mơ hình Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Dung sai VIF (Hằng số) .101 .237 .427 .670 DANH TIẾNG TRƯỜNG ĐẠI HỌC .127 .047 .153 2.688 .008 .506 1.977 CƠ HỘI TRONG
TƯƠNG LAI .285 .050 .319 5.700 .000 .526 1.901 ĐẶC ĐIỂM CÁ NHÂN CỦA HỌC SINH .127 .044 .140 2.868 .004 .686 1.458 ĐẶC ĐIỂM CỐ ĐỊNH CỦA TRƯỜNG ĐẠI HỌC .195 .050 .183 3.910 .000 .747 1.338 CƠ HỘI TRÚNG TUYỂN .132 .048 .121 2.772 .006 .867 1.153 CÁ NHÂN CÓ ẢNH HƯỞNG .143 .039 .152 3.642 .000 .942 1.061
Bảng 4.20: Kết quả chạy hồi quy đa biến lần 2
(Nguồn: kết quả xử lý dữ liệu khảo sát của tác giả năm 2018)
Với mức ý nghĩa 5% cho các nghiên cứu thông thường, nếu sig của kiểm định t < 0.05 có thể nói các biến độc lập đều có tác động đến biến phụ thuộc. Kết quả phân tích hệ số hồi quy được thể hiện trong hình 4.20 cho thấy sig của 6 biến “danh tiếng trường đại học”, “đặc điểm cá nhân của học sinh”, “cơ hội trong tương lai”, “cơ hội
trúng tuyển”, “đặc điểm cố định của trường đại học” và “cá nhân có ảnh hưởng” đều nhỏ hơn 0.05 nên 6 biến trên đều có ý nghĩa thống kê.
Khi đó phương trình hồi quy có dạng như sau:
HL = 0.101 + 0.153 DANH TIẾNG TRƯỜNG ĐẠI HỌC+ 0.319 CƠ HỘI TRONG TƯƠNG LAI + 0.140 ĐẶC ĐIỂM CÁ NHÂN CỦA HỌC SINH +0.183 ĐẶC ĐIỂM CỐ ĐỊNH TRƯỜNG CỦA ĐẠI HỌC+ 0.121 CƠ HỘI TRÚNG TUYỂN + 0.152 CÁ NHÂN CÓ ẢNH HƯỞNG
Theo kết quả trên, thì các yếu tố tác động mạnh nhất và thấp nhất lần lượt là yếu tố CƠ HỘI TRONG TƯƠNG LAI và yếu tố CƠ HỘI TRÚNG TUYỂN.
Kiểm định các giả thuyết của mơ hình
Giả thuyết H1: Sự định hướng của các cá nhân có ảnh hưởng sẽ có tác động
thuận chiều đến việc chọn trường đại học của học sinh lớp 12. Theo đó, sự định hướng của của các cá nhân có ảnh hưởng về một trường đại học nào đó càng lớn thì khả năng chọn trường đó của học sinh càng cao. Trong nghiên cứu này, xét với độ tin cậy 95% thì yếu tố “CÁ NHÂN CĨ ẢNH HƯỞNG” tác động dương (tác động cùng chiều) đến sự hài lòng khi lựa chọn trường đại học của học sinh lớp 12 THPT trên địa bàn tỉnh Bến Tre. Hệ số hồi quy của yếu tố này là 0.152 và Sig.=0.000 vì thế giả thuyết H1 được chấp nhận.
Giả thuyết H2: Đặc điểm cá nhân của học sinh sẽ có tác động thuận chiều đến
việc chọn trường đại học của các học sinh đó. Theo đó, trường đại học có ngành học phù hợp với khả năng và sở thích của học sinh càng cao thì học sinh có khuynh hướng chọn trường đó càng lớn. Trong nghiên cứu này, xét với độ tin cậy 95% thì yếu tố “ĐẶC ĐIỂM CÁ NHÂN CỦA HỌC SINH” tác động dương (tác động cùng chiều) đến sự hài lòng khi lựa chọn trường đại học của học sinh lớp 12 THPT trên địa bàn tỉnh Bến Tre. Hệ số hồi quy của yếu tố này là 0.140 và Sig.= 0.004 vì thế giả thuyết H2 được chấp nhận.
Giả thuyết H3: Danh tiếng của trường đại học sẽ có tác động thuận chiều đến
việc chọn trường đại học của học sinh lớp 12. Theo đó, trường đại học càng danh tiếng, học sinh sẽ chọn trường đó càng nhiều. Trong nghiên cứu này, xét với độ tin
cậy 95% thì yếu tố “DANH TIẾNG TRƯỜNG ĐẠI HỌC” tác động dương (tác động cùng chiều) đến sự hài lòng khi lựa chọn trường đại học của học sinh lớp 12 THPT trên địa bàn tỉnh Bến Tre. Hệ số hồi quy của yếu tố này là 0.153 và Sig.=0.008 vì thế giả thuyết H3 được chấp nhận.
Giả thuyết H4: Đặc điểm cố định của trường đại học sẽ có tác động thuận
chiều đến việc chọn trường đại học của học sinh lớp 12. Theo đó, đặc điểm cố định của trường đại học nào đó càng tốt, xu hướng học sinh chọn trường đại học đó càng cao. Trong nghiên cứu này, xét với độ tin cậy 95% thì yếu tố “ĐẶC ĐIỂM CỐ ĐỊNH CỦA TRƯỜNG ĐẠI HỌC” tác động dương (tác động cùng chiều) đến sự hài lòng khi lựa chọn trường đại học của học sinh lớp 12 THPT trên địa bàn tỉnh Bến Tre. Hệ số hồi quy của yếu tố này là 0.183 và Sig.=0.000 vì thế giả thuyết H4 được chấp nhận.
Giả thiết H5: Cơ hội trúng tuyển sẽ có tác động thuận chiều đến việc chọn
trường đại học của học sinh lớp 12. Theo đó, trường đại học nào có cơ hội cho học sinh trúng tuyển càng cao thì học sinh có xu hướng chọn trường đại học đó càng nhiều. Trong nghiên cứu này, xét với độ tin cậy 95% thì yếu tố “CƠ HỘI TRÚNG TUYỂN” tác động dương (tác động cùng chiều) đến sự hài lòng khi lựa chọn trường đại học của học sinh lớp 12 THPT trên địa bàn tỉnh Bến Tre. Hệ số hồi quy của yếu tố này là 0.121 và Sig.=0.006 vì thế giả thuyết H5 được chấp nhận.
Giả thiết H6: Nỗ lực giao tiếp của trường đại học đối với học sinh sẽ có tác
động thuận chiều đến việc chọn trường đại học của học sinh lớp 12. Theo đó, trường đại học nào có nỗ lực giao tiếp, quảng bá hình ảnh đến học sinh càng nhiều thì học sinh chọn trường đó nhiều hơn. Trong nghiên cứu này, xét với độ tin cậy 95% thì yếu tố “NỖ LỰC GIAO TIẾP VỚI HỌC SINH” chưa đảm bảo độ tin cậy (Sig.=0.265 > 0.05) vì thế giả thuyết H6 khơng được chấp nhận.
Giả thuyết H7: Các cơ hội trong tương lai sẽ có tác động thuận chiều đến việc
chọn trường đại học của học sinh lớp 12. Theo đó, trường đại học nào sau khi tốt nghiệp có cơ hội việc làm và thăng tiến cao hơn thì học sinh có xu hướng lựa chọn trường đó. Trong nghiên cứu này, xét với độ tin cậy 95% thì yếu tố “CƠ HỘI
TRONG TƯƠNG LAI” tác động dương (tác động cùng chiều) đến sự hài lòng khi lựa chọn trường đại học của học sinh lớp 12 THPT trên địa bàn tỉnh Bến Tre. Hệ số hồi quy của yếu tố này là 0.319 và Sig.=0.000 vì thế giả thuyết H7 được chấp nhận.
4.4 Dị tìm sự vi phạm các giả định cần thiết trong phân tích hồi quy
Giả định đầu tiên cần kiểm tra đó là giả định liên hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và biến độc lập cũng như hiện tượng phương sai thay đổi. Sử dụng phương pháp biểu đồ phân tán Scatterplot với giá trị phần dư chuẩn hóa (Standarized residual) trên trục tung và giá trị dự đốn chuẩn hóa (Standarized predicted value) trên trục hồnh.
Hình 4.1: Đồ thị phân tán Scatterplot
(Nguồn: kết quả xử lý dữ liệu khảo sát của tác giả năm 2018)
Nhìn vào hình 4.1 ta thấy, các giá trị phần dư phân tán ngẫu nhiên trong vùng quanh đường đi qua tung độ 0 chứ không tạo ta bất cứ hình dạng nào. Điều này chứng tỏ rằng giả thuyết về quan hệ tuyến tính cũng như hiện tượng phương sai thay đổi khơng bị vi phạm.
Hình 4.2: Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa
(Nguồn: kết quả xử lý dữ liệu khảo sát của tác giả năm 2018)
Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa ở hình 4.2 cho ta thấy phân phối của phần dư xấp xỉ chuẩn (trung bình gần bằng 0 và độ lệch chuẩn Std.Dev. = 0.990). Vì vậy, có thể kết luận rằng giả định về phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Hình 4.3: Đồ thị tần số P-P Plot
Đồ thị tần số P=P Plot trong hình 4.3 cho chúng ta thấy, các giá trị quan sát không phân tán quá xa so với đường thẳng kỳ vọng. Vì thế, ta có thể kết luận rằng giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Tiến hành kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến bằng cách sử dụng chỉ số VIF (hay cịn gọi là hệ số phóng đại phương sai). Thơng thường, nếu VIF của một biến nào đó > 10 thì biến này hầu như khơng có giá trị giải thích biến phụ thuộc trong mơ hình (Hair&ctg, 2006). Nếu VIF của một biến bất kỳ < 2, xem như không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Trong trường hợp này hệ số VIF của tất cả các nhân tố đều < 2. Như vậy, đối với tất cả các nhân tố đều không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Tóm tắt
Trong chương 4, tác giả đã kiểm định thang đo qua hệ số Cronbach’s Alpha, kết quả các nhân tố đều đảm bảo độ tin cậy. Sau đó, tác giả thực hiện phân tích nhân tố và rút được 7 yếu tố tác động đến quyết định chọn trường đại học của học sinh lớp 12 THPT trên địa bàn tỉnh Bến Tre về việc chọn trường đại học đó là: “nỗ lực giao tiếp với học sinh” “danh tiếng trường đại học”, “ đặc điểm cá nhân của học sinh”, “cơ hội trong tương lai”, “cơ hội trúng tuyển”, “đặc điểm cố định của trường đại học” và “cá nhân có ảnh hưởng”. Hàm hồi quy cho thấy trong 7 nhân tố được rút ra từ việc phân tích nhân tố khám phá EFA thì có 6 nhân tố tác động một cách có ý nghĩa đến sự hài lòng của học sinh lớp 12 trên địa bàn tỉnh Bến Tre về trường việc chọn trường đại học.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ ĐỀ XUẤT 5.1 Kết luận 5.1 Kết luận
Mục tiêu của nghiên cứu này là xác định các yếu tố tác động đến việc chọn trường đại học của học sinh lớp 12 THPT trên địa bàn tỉnh Bến Tre. Qua đó, đánh giá tác động của từng yếu tố, xem yếu tố nào tác động mạnh, tác động yếu đến việc chọn trường của các em. Từ kết quả nghiên cứu của đề tài, tác giả sẽ đưa ra một số khuyến nghị nhằm hỗ trợ công tác tuyển sinh đạt hiệu quả hơn. Bên cạnh đó, đề tài cũng sẽ chỉ ra một số đặc điểm riêng của các em học sinh của tỉnh Bến Tre trong việc chọn trường đại học, từ đó các trường sẽ có hướng tư vấn, hướng nghiệp cụ thể và hiệu quả với riêng học sinh các trường trên địa bàn tỉnh Bến Tre.
Nghiên cứu được thực hiện từ những yêu cầu đặt ra đối với địa phương là hàng năm số lượng sinh viên tốt nghiệp khá nhiều nhưng tỷ lệ thất nghiệp cũng như tỷ lệ phải làm những công việc không phù hợp với chuyên môn được đào tạo khá nhiều (đặc biệt là sinh viên tốt nghiệp ngành sư phạm). Với những trăn trở đó, tác giả tiến hành tham khảo các lý thuyết và các nghiên cứu trước đây, từ đó tiến hành thực hiện đề tài.
Trên cơ sở mơ hình nghiên cứu đề xuất và việc kiểm định thang đo các yếu tố tác động đến việc chọn trường đại học của học sinh lớp 12 THPT trên địa bàn tỉnh Bến Tre. Kết quả cho thấy sau khi phân tích nhân tố (EFA) đã rút trích được 7 nhân tố và sau khi loại các biến quan sát không đạt u cầu thì cịn lại 30 biến. Khi đưa