Thuộc tính Trung bình Độ lệnh chuẩn Thuộc tính Trung bình Độ lệnh chuẩn
Sự tiếp cận 3.2252 .76675 Ngoài học thuật 3.7327 .71954 Học thuật 3.6250 .55637 Cơ sở ngồi lớp 2.6337 .85195 Chương trình 3.4765 .65059 Cơ sở trong lớp 3.2500 .93873 Danh tiếng 3.4307 .72972 Truyền miệng 4.0396 .66465
4.4 Phân tích hồi qui tuyến tính
Ở trên chúng ta đã đặt giả thuyết là có sự tương quan giữa các thành phần của chất lượng dịch vụ đại học đến sự truyền miệng của sinh viên. Do đó, phương pháp hồi qui được sử dụng để xác định sự tương quan này có tuyến tính hay khơng và mức độ quan trọng của từng nhân tố trong sự tác động đến hoạt động truyền miệng.
Chín biến độc lập được đưa vào mơ hình gồm:
+ Bảy biến độc lập định lượng: Sự tiếp cận (TC); Khía cạnh học thuật (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).
Chuyên ngành (CN). Tương tự như biến độc lập định lượng, biến định tính sau khi được mã hóa thành dạng biến định lượng (trong trường hợp này tác giả sử dụng biến dummy) thì ta có thể đưa vào phân tích với SPSS như một biến độc lập định lượng (Nguyễn Đình Thọ, 2011).
Một biến phụ thuộc là Sự truyền miệng (WOM).
Phân tích hồi qui được thực hiện bằng phương pháp hồi qui tổng thể các biến (phương pháp Enter) với phần mềm SPSS 16.0. Mơ hình phân tích hồi qui là:
WOM = β1.TC + β2.HT + β3.DT + β4.CT + β5.NH + β6.NL + β7.TL + β8.GT + β9.CN
4.4.1 Đánh giá sự phù hợp của mơ hình
Hệ số xác định R2 là chỉ số dùng để đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình
hồi qui với dữ liệu thực tế. Trong mơ hình này có R2=.485, R2 hiệu chỉnh=.460 cho thấy mơ hình hồi qui phù hợp với tập dữ liệu ở độ tin cậy 95% (kết quả thống kê F trong mơ hình có sig.=000). Tác giả nhận định 46% biến thiên của sự truyền miệng của sinh viên được giải thích bởi các biến độc lập trong mơ hình.
4.4.2 Ý nghĩa hệ số hồi qui
4.4.2.1 Ý nghĩa hệ số hồi qui ở phương trình có biến dummy Bảng 4.12: Kết quả phân tích hồi qui của phương trình có biến dummy
Mơ hình 1 Hệ số chưa điều chỉnh Hệ số điều chỉnh t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
Hằng số -.008 .100 -.081 .936 Tiếp cận (TC) .104 .052 .104 1.987 .048 .982 1.018 Học thuật (HT) .293 .052 .293 5.587 .000 .978 1.022 Chương trình (CT) .278 .052 .278 5.339 .000 .987 1.013 Danh tiếng (DT) .424 .052 .424 8.132 .000 .985 1.015 Ngoài học thuật (NH) .325 .053 .325 6.173 .000 .970 1.031 Cơ sở ngoài lớp (NL) -.040 .052 -.040 -.770 .442 .997 1.003 Cơ sở trong lớp (TL) .124 .052 .124 2.381 .018 .995 1.005 Giới tính (GT) -.071 .110 -.035 -.647 .518 .941 1.062 Chuyên ngành (CN) .127 .109 .062 1.157 .249 .921 1.086
Biến phụ thuộc: WOM, p<5%
Kết quả cho thấy yếu tố Cơ sở vật chất ngồi lớp khơng có ý nghĩa thống kê trong mơ hình (sig>.05). Cịn 6 yếu tố cịn lại là Tiếp cận, Khía cạnh học thuật, Chương trình, Danh tiếng, Ngoài học thuật và Cơ sở vật chất trong lớp đều có ý nghĩa thống kê (sig.<.05). Hệ số β lần lượt của 6 yếu tố này là .104, .293, .278, .424, .325, .124. Trong đó thứ tự tác động của các yếu tố lần lượt là Danh tiếng, Ngoài học thuật, Học thuật, Chương trình, Cơ sở vật chất trong lớp và cuối cùng đến Sự tiếp cận.
Ngồi ra các thơng số biến kiểm sốt Giới tính và Chun ngành khơng có ý nghĩa thống kê cho thấy sự khác biệt về sự truyền miệng giữa các nhóm (βgiới tính = -.0375, sig.=.518>.05; βchuyên nghành = .062, sig.=.249>.05).
Phương trình hồi qui với các biến được sắp xếp theo thứ tự từ biến có Beta lớn đến nhỏ như sau:
WOM = 0.424.DT + 0.325.NH + 0.293.HT + 0.278.CT + 0.124.TL+ 0.104.TC
Mơ hình về mối quan hệ giữa chất lượng dịch vụ đại học đến sự truyền miệng của sinh được thể hiện lại như sau:
Hình 4.2: Mơ hình nghiên cứu sau hồi qui
Truyền miệng Sự tiếp cận
Khía cạnh học thuật Chương trình học
Danh tiếng
Khía cạnh ngồi học thuật Cơ sở vật chất trong lớp Chất lượng dịch vụ đại học β = 0.104 β = 0.293 β = 0.278 β = 0.325 β = 0.424 β = 0.124
4.4.2.2 So sánh các hệ số hồi qui giữa phương trình hồi qui có biến dummy và phương trình hồi qui khơng có biến dummy biến dummy và phương trình hồi qui khơng có biến dummy
Tác giả tiến hành nghiên cứu mức độ tác động biến dummy lên các thông số cho bởi phương trình hồi qui như thế nào bằng cách so sánh các thông số thống kê giữa phương trình hồi qui khơng có biến dummy và phương trình hồi qui có biến dummy.
Đối với phương trình có biến dummy đã được thể hiện kết quả nghiên cứu phần trên (bảng 4.12). Tác giả tiến hành phân tích phương trình hồi qui khơng có biến dummy mà chỉ có biến độc lập định lượng và biến phụ thuộc như sau:
Biến độc lập được đưa vào mơ hình gồm chỉ gồm bảy biến độc lập định
lượng: Sự tiếp cận (TC); Khía cạnh học thuật (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).
Một biến phụ thuộc là Sự truyền miệng (WOM).
Phân tích hồi qui được thực hiện bằng phương pháp hồi qui tổng thể các biến (phương pháp Enter) với phần mềm SPSS 16.0. Mơ hình phân tích hồi qui khơng có biến dummy là:
Bảng 4.13: Kết quả phân tích hồi qui của phương trình khơng có biến dummy
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 không 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 thông số trong mô hình. Ngồi ra, vai trị biến dummy trong mơ hình còn 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 (Hồng 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, VIFNgồi 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 hồnh. 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 không phân phối chuẩn như: số lương các phần dư khơng 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 ngồi 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 chuyên 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 ngoài 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