Mơ hình 2 Hệ số chưa điều chỉnh Hệ số điều chỉnh t Sig. B Std. Error Beta Hằng số 4.391E-18 .052 .000 1.000 Tiếp cận (TC) .114 .052 .114 2.193 .030 Học thuật (HT) .282 .052 .282 5.440 .000 Chương trình (CT) .272 .052 .272 5.241 .000 Danh tiếng (DT) .428 .052 .428 8.263 .000 Ngoài học thuật (NH) .337 .052 .337 6.502 .000 Cơ sở ngoài lớp (NL) -.044 .052 -.044 -.847 .398 Cơ sở trong lớp (TL) .120 .052 .120 2.321 .021
Bảng 4.14: So sánh các thơng số từ hai phương trình hồi qui
Phương trình hồi qui
có biến dummy khơng có biến dummy Phương trình hồi qui
Mơ hình 1 Hệ số điều chỉnh t Sig. Hệ số điều chỉnh t Sig. Beta Beta Hằng số -.081 .936 .000 1.000 Tiếp cận (TC) .104 1.987 .048 .114 2.193 .030 Học thuật (HT) .293 5.587 .000 .282 5.440 .000 Chương trình (CT) .278 5.339 .000 .272 5.241 .000 Danh tiếng (DT) .424 8.132 .000 .428 8.263 .000 Ngoài học thuật (NH) .325 6.173 .000 .337 6.502 .000 Cơ sở ngoài lớp (NL) -.040 -.770 .442 -.044 -.847 .398 Cơ sở trong lớp (TL) .124 2.381 .018 .120 2.321 .021 Giới tính (GT) -.035 -.647 .518 Chuyên ngành (CN) .062 1.157 .249
Biến phụ thuộc: WOM, p<5%
Tác giả tiến hành so sánh, đối chiếu sự khác biệt giữa các thông số thống kê trong hai kết quả hồi qui giữa phương trình có biến dummy (bảng 4.12) và phương trình hồi qui khơng có biến dummy (bảng 4.13). Trong đó, những thơng số chính trong phân tích là R2,giá trị sig. và hệ số bêta của mơ hình. Kết quả được tác giả nhận xét như sau:
- Mức độ phù hợp của mơ hình thể hiện R2 hiệu chỉnh=.460, ở độ tin cậy 95%
(kết quả thống kê F trong mơ hình có sig.=000) hồn tồn trùng khớp với thơng số trên đối với mơ hình hồi qui có biến dummy.
- Chênh lệch về hệ số sig. nhỏ, không ảnh hưởng đến ý nghĩa thống kê của
các nhân tố trong mơ hình. Trong đó, hệ số sig. khơng thay đổi ở 4 nhân tố Khía cạnh học thuật; Danh tiếng; Chương trình học; Khía cạnh ngồi học thuật (sig.=.000). Hệ số sig. của nhân tố Sự tiếp cận giảm và vẫn đảm bảo p<5% (sig.Sự tiếp cận = .030, chênh lệch là .018). Hệ số sig. của nhân tố Cơ sở vật chất trong lớp tăng nhưng vẫn đảm bảo p<5% (sig.Cơ sở vật chất trong lớp = .021, chênh lệch là .03). Thông số
của Cơ sở vật chất ngồi lớp tuy có giảm nhưng vẫn thể hiện khơng có ý nghĩa thống kê như trong mơ hình hồi qui có dummy (sig.Cơ sở vật chất ngồi lớp=.398).
- Chênh lệch hệ số βHiệu chỉnh của các nhân tố có trong mơ hình là rất nhỏ giữa hai phương trình. Trong đó, chênh lệch β lớn nhất 0.012 (βNgoài học thuật), chênh lệch β bé nhất là 0.004 (βDanh tiếng, βCơ sở vật chất trong lớp, βCơ sở vật chất ngoài lớp). Và mức độ tác động của các nhân tố (có ý nghĩa thống kê) vẫn đảm bảo mức độ từ lớn đến bé như mơ hình hồi qui có biến dummy. Cụ thể, thứ tự tác động của các yếu tố lần lượt là Danh tiếng (βDanh tiếng=.428), Ngoài học thuật (βNgoài học thuật=.337), Học thuật (βHọc thuật=.282), Chương trình (βChương trình=.272), Cơ sở vật chất trong lớp (βCơ sở vật chất trong lớp=.120) và cuối cùng đến Sự tiếp cận (βTiếp cận=.114).
Với những phân tích trên, tác giả nhận định vai trị biến dummy trong mơ hình khơng làm ảnh hưởng nhiều đến giá trị và ý nghĩa thống kê của các thơng số trong mơ hình. Ngồi ra, vai trị biến dummy trong mơ hình cịn cung cấp bức tranh rộng hơn về mức độ tác động của các biến định tính đến biến độc lập trong mơ hình. Do đó, tác giả sử dụng những thơng số có được từ phân tích hồi qui với sự tham gia biến dummy để giải thích cho mức độ tác động của các biến độc lập (bao gồm biến độc lập định tính và biến độc lập định lượng) lên biến phụ thuộc được nêu trong mơ hình.
4.5 Dị tìm các vi phạm giả định cần thiết 4.5.1 Kiểm tra đa cộng tuyến 4.5.1 Kiểm tra đa cộng tuyến
Trong mơ hình hồi qui bội, giả thuyết đặt ra là giữa các nhân tố giải thích của mơ hình khơng có hiện tượng cộng tuyến, tức là nhân tố giải thích khơng có tương quan với nhau (Hoàng Ngọc Nhậm và cộng sự, 2008). Hiện tượng đa cộng tuyến nếu diễn ra sẽ làm giảm sự khác biệt về ảnh hưởng của biến độc lập lên biến phụ thuộc, tăng độ lệch chuẩn của các hệ số hồi qui và làm giảm trị thống kê của kiểm định (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Do đó, thủ tục kiểm tra vi phạm các giả định cần thiết trong hồi qui bao gồm cả thủ tục kiểm tra đa cộng tuyến.
Tương quan cặp các biến giải thích cao; Hồi qui phụ; Sử dụng nhân tử phóng đại phương sai VIF (Hoàng Ngọc Nhậm và cộng sự, 2008).
Tốc dộ gia tăng của phương sai và hiệp phương sai có thể thấy qua VIF. Hệ số VIF < 2.2 là dấu hiệu cho thấy hiện tượng đa cộng tuyến khơng bị vi phạm (Nguyễn Đình Thọ, 2009). Từ kết phân tích hồi qui (bảng 4.12) các hệ số VIF lần lượt là VIFTiếp cận = 1.018, VIFHọc thuật = 1.022, VIFChương trình= 1.013, VIFDanh tiếng= 1.015, VIFNgoài học thuật= 1.031, VIFCơ sở vật chất ngoài lớp= 1.003, VIFCơ sở vật chất trong lớp= 1.005. Tất cả
các hệ số VIF này đều thỏa giá trị bé hơn 2.2. Do đó, việc kiểm tra giả thuyết hồi qui
cho thấy hiện tượng đa cộng tuyến không bị vi phạm.
4.5.2 Kiểm tra mối quan hệ tuyến tính giữa biến độc lập và biến phụ thuộc cũng như hiện tượng phương sai thay đổi
Một cách đơn giản để thực hiện kiểm định này là vẽ đồ thị phân tán giữa các phần dư và giá trị dự đốn đã chuẩn hóa, phần dư đã chuẩn hóa được thể hiện trên trục tung và giá trị dự đốn đã chuẩn hóa được thể hiện trên trục hoành. Nếu giả định quan hệ tuyến tính và phương sai khơng thay đổi thỏa mãn thì phần dư sẽ phân tán ngẫu nhiên trên đồ thị.
Kết quả cho thấy, phần dư đã chuẩn hóa phân tán ngẫu nhiên trên đồ thị, khơng tạo thành hình dạng nhất định nào, giá trị dự đoán và phần dư độc lập nhau và phương sai của phần dư khơng thay đổi. Mơ hình hồi qui và phù hợp.
(Xem phụ lục 12)
4.5.3 Giả định về phân phối chuẩn của phần dư
Có nhiều lý do làm phần dư khơng phân phối chuẩn như: số lương các phần dư không đủ nhiều để phân tích, phương sai khơng phải là hằng số hoặc sử dụng sai mơ hình… Tuy nhiên, chúng ta cũng chỉ kỳ vọng phần dư phân phối gần chuẩn vì ln có sự chênh lệch do lấy mẫu. Có 2 cách thường sử dụng để kiểm tra phân phối chuẩn của phần dư. Cách thứ nhất là vẽ đồ thị Histogram của phần dư chuẩn hóa, nếu đồ thị có dạng đường cong phân phối chuẩn nằm chồng lên biểu đồ tần số và có Mean xấp xỉ 0 và giá trị độ lệch chuẩn xấp xỉ 1 thì xem như phần dư có phân phối gần chuẩn. Cách thứ hai là vẽ đồ thị P-Plot, đồ thị này thể hiện các giá trị của các
điểm phân vị của phân phối của biến phần dư theo các phân vị của phân phối chuẩn. Nếu trên đồ thị P-Plot các điểm này không nằm quá xa đường thẳng của phân phối chuẩn thì có thể xem như phần dư có phân phối gần chuẩn.
Ở nghiên cứu này, đồ thị Histogram của phần dư chuẩn hóa có dạng đường cong phân phối chuẩn. Giá trị Mean xấp xỉ bằng 0 (1.08-16) và độ lệch chuẩn xấp xỉ bằng 1 (.977). Trên đồ thị P-Plot các điểm không nằm quá xa đường thẳng của phân phối chuẩn. Như vậy, giả định về phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm (xem phụ lục 12).
4.6 Kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Từ kết quả phân tích nhân tố EFA, 7 nhân tố thuộc chất lượng dịch vụ đại học (gồm: Sự tiếp cận (TC); Khía cạnh học thuật đo lường (HT); Danh tiếng (DT); Chương trình học (CT); Khía cạnh ngồi học thuật (NH); Cơ sở vật chất ngoài lớp học (NL); Cơ sở vật chất trong lớp học (TL)) được đặt giả thuyết là có mối quan hệ tác động cùng chiều đến Sự truyền miệng của sinh viên.
Bảng 4.15: Tóm tắt kết quả kiểm định các giả thuyết
Giả
thuyết Phát biểu Kiểm định Kết quả
H1 Sự tiếp cận có tác động cùng chiều đến hành vi truyền miệng SV. Chấp nhận
H2 Khía cạnh ngoài học thuật tác động cùng chiều đến hành vi truyền miệng SV. Chấp nhận
H3 Khía cạnh hình ảnh, danh tiếng tác động cùng chiều hành vi truyền miệng SV. Chấp nhận
H4 Chương trình học có tác động cùng chiều đến hành vi truyền miệng SV. Chấp nhận
H5 Khía cạnh ngồi học thuật có tác động cùng chiều đến hành vi truyền miệng SV. Chấp nhận
H6 Cơ sở vật chất ngồi lớp có tác động cùng chiều đến hành vi truyền miệng SV. Bác bỏ
H7 Cơ sở vật chất trong lớp có tác động cùng chiều đến hành vi truyền miệng SV. Chấp nhận
H8 Sinh viên nữ có hành vi truyền miệng nhiều hơn sinh viên nam. Bác bỏ
H9 Sinh viên ngành Quản lý và Luật có hành vi truyền miệng nhiều hơn sinh viên
Sau khi phân tich hồi qui bội, cho thấy có thấy có một yếu tố là Cơ sở vật chất ngồi lớp khơng có tác động đến sự truyền miệng sinh viên; 6 nhân tố là Khía cạnh học thuật, Danh tiếng, Chương trình, Ngồi học thuật; Cơ sở vật chất trong lớp và Sự tiếp cận có mối quan hệ tác động cùng chiều đến Sự truyền miệng của sinh viên. Do đó, giả thuyết H6 khơng chấp nhận và chấp nhận giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5, H7.
Ngoài ra, kết quả hồi qui cho thấy khơng có sự khác biệt về truyền miệng giữa nhóm sinh viên phân theo giới tính (nam và nữ) và nhóm chun ngành (Quản lý, Luật và Kinh tế). Do đó, giả thuyết H8 và H9 cũng bác bỏ.
Nhìn chung, kết quả nghiên cứu trên phù hợp giả thuyết trước đây về chất lượng dịch vụ đại học và quan hệ của nó đến hiệu ứng truyền miệng. Sinh viên khi đề cập đến chất lượng dịch vụ đại học cũng đề cập với các khía cạnh như Học thuật, Chương trình, Danh tiếng, Tiếp cận, Ngồi học thuật, Cơ sở vật chất trong lớp. Hơn nữa, nhìn chung sinh viên khá hài lịng với các khía cạnh này (giá trị trung bình yếu tố nhỏ nhất là 3.2252 trên thang đánh giá 5) và hiệu ứng truyền miệng sinh viên cũng khá cao (giá trị trung bình là 4.0396 trên thang đánh giá 5). Khi tăng chất lượng khía cạnh chất lượng dịch vụ thì sự truyền miệng sẽ tăng theo. Do đó, nếu nhà trường có biện pháp nâng cao chất lượng các thuộc tính này sẽ làm tăng hiệu ứng truyền miệng của sinh viên.
Kết quả cũng cho thấy, cơ sở vật chất ngồi lớp học khơng có tác động vào sự truyền miệng của sinh viên. Cơ sở vật chất ngoài lớp đề cập hai đối tượng là thư viện và khơng gian tự học, giải trí sinh viên. Hiện nay có rất nhiều kênh thơng tin cho sinh viên tham khảo và nghiên cứu như những website học thuật, forum trao đổi kiến thức, hiện tượng sử dụng sách, tài liệu, giáo trình photo khơng có bản quyền rộng rãi trong giới sinh viên với giá rẻ…nên ngồi thư viện sinh viên có nhiều điều kiện khác để cập nhật thông tin cũng như tài liệu học tập. Ngồi ra, có thể sinh viên chưa có thói quen đến thư viện để học tập. Nên chỉ cần trường có thư viện và đảm bảo điều kiện tối thiểu và dịch vụ tối thiểu, việc làm gia tăng
dịch vụ này hầu như không tác động hiệu ứng truyền miệng sinh viên. Đối với khơng gian học tập và giải trí thì cơ sở vật chất, tiêu chuẩn diện tích sàn/sinh viên là điều kiện khó khăn chung các trường đại học nước ta hiện nay. Hầu như các trường chưa có điều kiện để xây dựng nhiều khơng gian sinh hoạt khác cho sinh viên nên khía cạnh này ít được sinh viên đề cập đến khi nói về dịch vụ của nhà trường. Đơi khi, đó khơng là yếu tố cần thiết trong việc sinh viên truyền miệng về chất lượng của nhà trường. Do đó, việc tăng hay giảm chất lượng dịch vụ khía cạnh này khơng có tác dụng đến hiệu ứng truyền miệng của sinh viên.
Danh tiếng yếu tố tác động mạnh nhất đến hiệu ứng truyền miệng của sinh viên. Về mặt thống kê, ở độ tin cậy 95%, khi tác động làm tăng khía cạnh danh tiếng lên 1 đơn vị, nếu giữ các yếu tố khác khơng đổi, thì làm tăng hiệu ứng truyền miệng sinh viên lên .424 đơn vị. Tuy nhiên, mức độ đánh giá của sinh viên về khía cạnh danh tiếng khơng cao lắm (Trung bìnhDanh tiếng = 3.4307). Trong nghiên cứu khoa học xã hội và sử dụng thang đo Likert, người trả lời có xu hướng trả lời tích cực hơn đặc biệt ở khu vực Châu Á (Nguyễn Đình Thọ, 2011). Do đó, Trung bìnhDanh tiếng = 3.4307 hơn giá trị trung bình 1 chút nhưng thực tế có thể họ chỉ đánh giá khía cạnh này ở mức trung bình mà thơi. Và sinh viên có sự đánh giá khơng đồng đều về khía cạnh này (Độ lệch chuẩnDanh tiếng = .72972 là khá cao).
Khía cạnh ngồi học thuật và học thuật tác động thứ hai và ba đến hiệu ứng truyền miệng. Tương tự, nếu giữ các yếu tố khác không đổi, khi tác động làm tăng khía cạnh Ngồi học thuật lên 1 đơn vị thì làm tăng hiệu ứng truyền miệng sinh viên lên .325 đơn vị, làm tăng khía cạnh Học thuật lên 1 đơn vị thì làm tăng hiệu ứng truyền miệng lên .293 đơn vị. Sinh viên đều đánh giá trên trung bình hai khía cạnh này (Trung bìnhNgồi học thuật = 3.7327, Trung bìnhHọc thuật = 3.6250). Có
sự chênh lệch trong đánh giá khía cạnh Ngồi học thuật (Độ lệch chuẩn Ngoài học
thuật = .71954). Yếu tố Học thuật đạt sự đồng tình hơn trong nhận xét (Độ lệch chuẩnHọc thuật = .55637 là bé nhất).
động dương đến hiệu ứng truyền miệng và sinh viên đều đánh giá các khía cạnh này ở mức trung bình. Trong đó, yếu tố Cơ sở vật chất trong lớp sinh viên có những cảm nhận khá khác nhau (Độ lệch chuẩnCơ sở vật chất trong lớp = .93873 là lớn nhất).
Tóm lại, ở chương 4 tác giả đã trình bày kết quả việc kiểm định thang đo, phân tích nhân tố khám phá, phân tích tương quan hồi qui các nhân tố của Chất lượng dịch vụ tại trường đại học ảnh hưởng đến sự truyền miệng của sinh viên.
Kết quả kiểm định các thang đo bằng hệ số Cronbach’s alpha, tất cả 36 đều được đưa vào phân tích nhân tố. Và kết quả phân tích nhân tố khám phá, có 7 nhân tố được rút ta từ thang đo Chất lượng dịch vụ đại học và 1 nhân tố rút ra từ thang đo Sự truyền miệng. Giả thuyết và mơ hình nghiên cứu được điều chỉnh tương ứng với các nhân tố được rút ra.
Phương trình hồi qui cho thấy, ở độ tin cậy 95%, Sự truyền miệng được tác động bởi 6 nhân tố. Trong đó, mức độ tác động của các nhân tố lần lượt từ lớn đến nhỏ như sau: Danh tiếng, Ngồi học thuật, Học thuật, Chương trình, Cơ sở vật chất trong lớp và cuối cùng đến Sự tiếp cận.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN
Từ những kết quả phân tích dữ liệu cơ bản, trong chương 5 sẽ kết luận về kết quả nghiên cứu; đề xuất kiến nghị đồng thời nêu lên một số hạn chế của đề tài và hướng nghiên cứu tiếp theo.
5.1 Kết luận
Kết quả nghiên cứu cho thấy, trong 7 khía cạnh của chất lượng dịch vụ đại học thì có 6 khía cạnh có tác động dương đến hiệu ứng truyền miệng của sinh viên: βdanh tiếng = 0.424 (sig.=.000), βngoài học thuật = 0.325 (sig.=.000), βhọc thuật = 0.293 (sig.=.000), βchương trình = 0.278 (sig.=.000), βcơ sở trong lớp học = 0.124 (sig.=.018), βtiếp cận = 0.104 (sig.=.048). Trong các yếu tố này , khía cạnh ngồi học thuật có tác động mạnh nhất đến hiệu ứng truyền miệng tích cực của sinh viên (gồm: Trường đại học này có hình ảnh chun nghiệp và Sinh viên tốt nghiệp từ đại học này dễ dàng được tuyển dụng). Thêm vào đó, Khía cạnh học thuật và Chương trình học có tác động khá lớn đên hiệu ứng truyền miệng sinh viên. Ngồi ra cịn có tác động Cơ sở vật chất trong lớp và Sự tiếp cận. Tuy nhiên tác động này tương đối thấp. Ngoài ra, yếu tố Cơ sở ngoài lớp học (gồm: Thư viện đáp ứng tốt nhu cầu đọc/mượn sách của sinh viên và Không gian dành cho tự học và giải trí tiện lợi) khơng có tác động vào hiệu ứng truyền miệng của sinh viên (sig.=.442>.05). Cuối cùng, trong phạm vi nghiên cứu thì