Hình 4 .1 ðồ thị mối quan hệ giữa giá trị trung bình và beta chuẩn hóa
6. Kết cấu báo cáo của nghiên cứu
3.6 Phân tích dữ liệu nghiên cứu
3.6.2 Kiểm ñịnh thang ño bằng phân tích nhân tố khám phá EFA
Sau khi kiểm tra ñộ tin cậy của các thang ño, phân tích nhân tố khám phá ñược tiến
hành. Phương pháp rút trích được chọn để phân tích nhân tố là phương pháp
principal components với phép quay varimax.
32 biến quan sát. Sau khi kiểm tra mức ñộ tin cậy bằng Cronbach alpha, 32 biến
quan sát ñều ñảm bảo ñộ tin cậy. Phân tích nhân tố khám phá EFA được sử dụng ñể
ñánh giá lại mức ñộ hội tụ của các biến quan sát theo các thành phần.
Kiểm ñịnh KMO và Bartlett's trong phân tích nhân tố cho thấy hệ số KMO khá cao (bằng 0.911 > 0.5) với mức ý nghĩa bằng 0 (sig = 0.000<0.05) cho thấy phân tích nhân tố EFA rất thích hợp. (xem phụ lục 5-lần 1)
Tại các mức giá trị Eigenvalues lớn hơn 1 và với phương pháp rút trích principal components và phép quay varimax, phân tích nhân tố đã trích được 6 nhân tố từ 32 biến quan sát và với phương sai trích là 64.089% (lớn hơn 50%) ñạt yêu
cầu.
Dựa trên phân tích của bảng Rotated Component Matrix(a) các biến EMP7, REL3, PRO1, ASS5, EMP3, PRO5, REL5, REL4, ASS7 bị loại do có hệ số tải nhân tố nhỏ hơn 0.5. Bên cạnh đó nhân tố thứ 6 chỉ có một biến quan sát PRO4 khơng đạt yêu
cầu của phân tích cronbach anpha nên cũng sẽ bị loại khỏi tập hợp các biến. Tiếp tục kiểm ñịnh Cronbach anpha cho 5 thành phần vừa ñược rút trích, kết quả thể hiện ở
bảng 3.3 (xem phụ lục 4 – lần 2) cho thấy hệ số Cronbach anpha ñều ñạt (ñều lớn
hơn 0.6) và hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3, vì vậy tất cả 5 thành phần
trên ñều ñược tiếp tục ñưa vào phân tích nhân tố lần 2
Bảng 3.3: Kết quả phân tích Cronbach alpha lần 2 của thang đo chất lượng dịch vụ đào tạo
Biến quan sát
Trung bình thang ño nếu
loại biến
Phương sai thang ño nếu
loại biến
Tương quan biến tổng
Cronbach's Alpha nếu loại
biến này Thành phần 1 Alpha = 0.856 EMP1 15.14 8.015 0.671 0.816 EMP2 14.84 8.525 0.613 0.814 EMP5 14.86 8.294 0.685 0.826 TAN5 14.78 8.253 0.595 0.845 REL1 14.9 8.55 0.46 0.834 Thành phần 2 Alpha = 0.849 ASS1 14.97 7.428 0.688 0.813 ASS2 15.17 7.048 0.658 0.819 ASS9 15.4 7.291 0.617 0.83 PRO2 15.14 7.09 0.667 0.816
PRO3 15.28 7.107 0.671 0.815 Thành phần 3 Alpha = 0.823 TAN1 11.27 5.435 0.657 0.774 TAN2 11.29 5.668 0.69 0.757 TAN3 11.32 6.374 0.621 0.791 TAN4 11.12 5.635 0.632 0.785 Thành phần 4 Alpha = 0.819 REL2 11.67 4.778 0.655 0.766 REL6 11.68 5.178 0.656 0.766 ASS3 11.58 5.094 0.628 0.778 ASS8 11.88 5.219 0.627 0.779 Thành phần 5 Alpha = 0.730 ASS4 7.1 2.354 0.576 0.615 ASS6 7.23 2.512 0.558 0.638 EMP6 6.86 2.585 0.525 0.676
Tiếp tục phân tích nhân tố khám phá cho 5 nhân tố trên, kết quả kiểm ñịnh KMO và Bartlett's trong phân tích nhân tố cho thấy hệ số KMO khá cao (bằng 0.897 > 0.5) với mức ý nghĩa bằng 0 (sig = 0.000<0.05) cho thấy phân tích nhân tố EFA rất thích hợp. (xem phụ lục 5-lần 2)
Như vậy, qua 2 lần rút trích nhân tố (theo phương pháp mặc ñịnh là rút các thành
phần chính và loại bỏ dần những biến có loading factor khơng đủ mạnh), kết quả thể hiện trong bảng 3.4 cho thấy sau khi loại bỏ các biến khơng đảm bảo độ tin cậy,
thang đo cịn lại 22 biến được trích thành 5 nhóm nhân tố với tổng phương sai trích
ñược là 68.42% ñạt yêu cầu (>50%)
Kết quả phân tích cũng cho thấy có một số thay đổi về biến quan sát giữa các yếu tố
ñánh giá chất lượng đào tạo ban đầu theo mơ hình nghiên cứu lý thuyết. Nhân tố số 1
là nhóm các thành phần thang ño sự quan tâm, cơ sở vật chất và tin cậy (gồm các
biến EMP1,EMP2,EMP4,EMP5, TAN5,TAN1) và ñược ñặt tên là sự quan tâm
(EMP). Nhân tố số 2, gồm các thành phần thang đo chương trình và năng lực của
giảng viên (biến PRO2,PRO3, ASS1,ASS2,ASS9) nên ñược ñặt tên là tính thiết
thực của chương trình (PRA). Nhân tố số 3 vẫn ñược giữ nguyên tên gọi Phương tiện hữu hình (TAN) (bao gồm các biến số TAN1,TAN2,TAN3,TAN4). Tiếp ñến
như vậy, nhân tố số 5 ñược hình thành từ 3 biến quan sát của thang ño năng lực
phục vụ và sự quan tâm (bao gồm ASS4, ASS6 và EMP6) ñược ñặt tên là năng lực
phục vụ (ASS).
Tiếp tục kiểm ñịnh lại 5 nhân tố trích được bằng hệ số Cronbach Alpha sau khi
phân tích nhân tố EFA cho các nhân tố có sự thay đổi, kết quả phân tích cho thấy cả 5 nhóm nhân tố đều có hệ số Cronbach Alpha >0.6 và các biến quan sát đều có
tương quan biến tổng >0.3. Thang ño ñã ñược kiểm ñịnh, ñạt yêu cầu về các
thông số. Bảng EFA lần thứ 2 cũng là bảng cuối cùng vì khơng có sự loại bỏ các biến tiếp tục.
Bảng 3.4: Kết quả phân tích nhân tố khám phá lần 2 của thang ño chất lượng dịch vụ ñào tạo
Nhân tố
1 2 3 4 5
EMP2-GV khuyến khích HV .815
EMP1-GV hiểu rõ nguyện vọng của HV .748
EMP4-GV sẳn lịng giúp đỡ HV .683
EMP5-GV hồi đáp nhanh chóng .679
TAN5-Thiết bị thực hành phong phú .635
REL1-Nhà trường lắng nghe ycau của HV .523
PRO2-Ctrinh ñtao phù hợp t tiễn .726
ASS9-NV có trình độ chun mơn cao .714
PRO3 -Nội dung ct cập nhật, ñổi mới .641
ASS1-GV vững kiến thức chuyên môn .627
ASS2-GV có p.pháp giảng dạy sinh động .593
TAN3-Thiết bị giảng dạy đầy đủ .748
TAN4-Phịng ốc sạch sẽ .702
TAN1-Cơ sở VC khang trang, ñẹp .700
TAN2-Thiết bị hỗ trợ giảng dạy tốt .655
REL2-Giảng viên nghiêm túc, thực hiện ñúng kế hoạch .721
REL6-Nhà trường thực hiện ñúng kế hoạch giảng dạy .665
ASS3-GV có nhiều kinh nghiệm thực tế .630
ASS8-NV lịch sự,hòa nhã với HV .569
ASS4GV ứng dụng thực tiễn vào bài giảng .848
ASS6- GV khuyến k hích HV thảo luận .736
EMP6-NV sẳn lịng giúp đỡ HV .608
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization.
Tiếp theo, thang đo sự hài lịng của học viên ñối với chất lượng dịch vụ ñào tạo sau khi đã phân tích Cronbach anpha (bảng 3.2) được đưa vào phân tích nhân tố khám
phá, kết quả phân tích được thể hiện ở bảng 3.5
Bảng 3.5 Bảng kết quả phân tích nhân tố khám phá của thang đo mức độ hài lịng của học viên
Biến quan sát Nhân tố
SAT6-Giới thiệu người thân học 0.882 SAT8- Hài lòng với chất lượng dịch vụ tại trường 0.821 SAT7- Tiếp tục sử dụng dịch vụ 0.82 SAT4-Hài lòng với sự quan tâm của nhà trường 0.814 SAT5- Tin cậy vào nhà trường 0.795 SAT1-Hài lịng với chương trình đào tạo 0.763 SAT3- Hài lòng với năng lực phục vụ 0.73 SAT2- Hài lòng với cơ sở vật chất 0.685
Eiginvalue 5.005
Phương sai rút trích (%) 62.565
Kiểm ñịnh KMO và Bartlett's trong phân tích nhân tố cho thấy hệ số KMO bằng 0.920 (>0.5) với mức ý nghĩa bằng 0 (sig = 0.000) cho thấy phân tích nhân tố EFA rất thích hợp.
Với phương pháp rút trích nhân tố principal components và phép quay Varimax đã trích được 1 nhân tố duy nhất với hệ số tải nhân tố của các biến khá cao (ñều lớn hơn 0.6). (xem phụ lục 5)
3.6.2.1 Mơ hình đã được hiệu chỉnh
Như vậy, dựa vào kết quả kiểm ñịnh các thang ño (Cronbach anpha và EFA), mơ
Hình 3.9: Mơ hình nghiên cứu ñã ñược ñiều chỉnh lần 2
H1: Phương tiện hữu hình có quan hệ dương đến sự hài lịng của học viên về chất
lượng dịch vụ đào tạo
H2: ðộ tin cậy có quan hệ dương đến sự hài lịng của học viên về chất lượng dịch vụ đào tạo
H3: Tính thiết thực của chương trình học có quan hệ dương đến sự hài lòng của học viên về chất lượng dịch vụ đào tạo
H4.: Năng lực phục vụ có quan hệ dương đến sự hài lịng của học viên về chất lượng dịch vụ ñào tạo
H5. Sự quan tâm có quan hệ dương đến sự hài lịng của học viên về chất lượng dịch vụ ñào tạo
3.6.3 Kiểm định mơ hình bằng phân tích hồi quy bội 3.6.3.1 Phân tích tương quan giữa các biến
Trước tiên, mối quan hệ giữa các yếu tố liên quan ñến chất lượng dịch vụ ñào tạo
với yếu tố sự hài lòng của học viên ñược xem xét thơng qua việc phân tích tương
quan Pearson. Hệ số tương quan Pearson ñược tính tốn để lượng hóa mức độ chặt
chẽ của mối liên hệ tuyến tính giữa hai biến định lượng. Khi giá trị tuyệt ñối của hệ
Phương tiện hữu hình (TAN) Tin cậy (REL)
Tính thiết thực (PRA)
Năng lực phục vụ (ASS)
Quan tâm (EMP)
Sự hài lòng của học viên về chất lượng
ñào tạo (SAT)
H1 H2
H3
H4
số tương quan Pearson nằm trong khoảng từ -1 đến 1 ta có thể kết luận hai biến có mối tương quan chặt chẽ. Kết quả phân tích tương quan Pearson thể hiện trong ma trận tương quan, được trình bày trong bảng 3.6 dưới đây (xem thêm ở phụ lục 6)
Bảng 3.6 Kết quả phân tích tương quan giữa các biến
Hệ số tương quan
EMP PRA TAN REl ASS SAT
Trương quan r 1 .000 .000 .000 .000 .367**
Mức ý nghĩa (kiểm định 2 phía) 1.000 1.000 1.000 1.000 .000 EMP
N 219 219 219 219 219 217
Trương quan r .000 1 .000 .000 .000 .516**
Mức ý nghĩa (kiểm ñịnh 2 phía) 1.000 1.000 1.000 1.000 .000 PRA
N 219 219 219 219 219 217
Trương quan r .000 .000 1 .000 .000 .324**
Mức ý nghĩa (kiểm định 2 phía) 1.000 1.000 1.000 1.000 .000 TAN
N 219 219 219 219 219 217
Trương quan r .000 .000 .000 1 .000 .230**
Mức ý nghĩa (kiểm ñịnh 2 phía) 1.000 1.000 1.000 1.000 .001 REl
N 219 219 219 219 219 217
Trương quan r .000 .000 .000 .000 1 .345**
Mức ý nghĩa (kiểm định 2 phía) 1.000 1.000 1.000 1.000 .000 ASS
N 219 219 219 219 219 217
Trương quan r .367** .516** .324** .230** .345** 1 Mức ý nghĩa (kiểm ñịnh 2 phía) .000 .000 .000 .001 .000
SAT
N 217 217 217 217 217 219
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2- tailed).
Từ kết quả phân tích tương quan, nhận thấy rằng sự hài lòng của học viên có tương quan tuyến tính chặt với 5 biến ñộc lập. Hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc ( sự hài lịng ) và các biến độc lập tương ñối cao (thấp nhất cũng là 0.23) nên sơ bộ ta có thể kết luận các biến độc lập này có thể đưa vào mơ hình để giải thích cho biến sự
3.6.3.2 Phân tích hồi quy bội
Lý thuyết và kết quả nghiên cứu ở các phần trên cho thấy các yếu tố về sự quan tâm, tính thiết thực của chương trình, cơ sở vật chất, ñộ tin cậy và năng lực phục vụ có
khả năng tác ñộng vào sự hài lBng của học viên về chất lượng dịch vụ ñào tạo.
Qua phân tích về tương quan, mơ hình được chọn là mơ hình hồi quy tuyến tính đa biến, được thể hiện ở phương trình 3.1
SAT= A+ β1TAN + β2REL + β3PRA + β4ASS + β5EMP (3.1)
Trong đó: SAT- Sự hài lịng của học viên về chất lượng ñào tạo TAN- Phương tiện hữu hình
REL- Sự tin cậy
PRA- Tính thiết thực của chương trình ASS- Năng lực phục vụ
EMP- Sự quan tâm
Phân tích hồi quy tuyến tính được dùng để kiểm nghiệm mơ hình và thủ tục chọn
biến là các biến ñược ñưa vào cùng lúc ñể xem biến nào ñược chấp nhận (phương
pháp Enter) (xem phụ lục 7)
Kết quả phân tích hồi quy được thể hiện trong bảng 3.7
Bảng 3.7 Bảng kết quả hồi quy sử dụng phương pháp enter
Mơ hình R Hệ số xác ñịnh R2 R2 ñược ñiều chỉnh ðộ lệch chuẩn của ước lượng Hệ số Durbin- Watson 1 .822a .676 .668 .57830774 1.423
a. Predictors: (Constant), ASS-Năng lực phục vụ , PRA-Tính thiết thực của chương trình, REl-Sự tin cậy , TAN- Phương tiện hữu hình, EMP-Sự quan tâm
b. Dependent Variable: SAT-Mức độ hài lịng
Kết quả hồi quy tuyến tính đa biến có hệ số xác định R2 là 0.676 và hệ số xác ñịnh R2 ñiều chỉnh là 0.668. ðiều này nói lên rằng độ thích hợp của mơ hình là 66.8%
bởi các biến trong mơ hình ANOVAb Mơ hình Tổng các độ lệch bình phương Bậc tự do Phương sai F Mức ý nghĩa p
Biến thiên do hồi quy 146.907 5 29.381 87.853 .000a
Biến thiên không do hồi
quy 70.567 211 .334
1
Tổng cộng 217.474 216
a. Predictors: (Constant), ASS-Năng lực phục vụ , PRA-Tính thiết thực của chương trình, REl-Sự tin cậy , TAN- Phương tiện hữu hình, EMP-Sự quan tâm
b. Dependent Variable: SAT-Mức độ hài lịng
Trong bảng phân tích phương sai ANOVA, trị số thống kê F bằng 87.853 và Sig bằng 0.000 (<0.05) cho thấy sự thích hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính đa biến
với tập dữ liệu. Như vậy các biến ñộc lập trong mơ hình có quan hệ với biến phụ thuộc và mơ hình có thể sử dụng được.
Hệ số của phương trình hồi quy
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa
ðo lường đa
cộng tuyến Mơ hình B Std. Error Beta t Mức ý nghĩa p ðộ chấp nhận của biến Hệ sô VIF Hằng số hồi quy .004 .039 .094 .925
EMP-Sự quan tâm .366 .039 .364 9.280 .000 1.000 1.000 PRA-Tính thiết thực
của chương trình .516 .039 .516 13.158 .000 1.000 1.000 TAN-Phương tiện
hữu hình .325 .039 .325 8.280 .000 1.000 1.000 REl-Sự tin cậy .229 .039 .229 5.847 .000 1.000 1.000 1
ASS-Năng lực phục
Với mức ý nghĩa 5% ñược chọn trong nghiên cứu thơng thường, nếu Sig.<0.05 thì
có thể nói các biến độc lập ñều tác ñộng lên biến phụ thuộc. Kết quả phân tích
phương sai cho ta thấy giá trị Sig. của các biến ñều nhỏ hơn 0.05 và các hệ số hồi quy đều dương, do đó ta có thể nói rằng các biến đều có nghĩa trong mơ hình và có tác động cùng chiều đến sự hài lịng của học viên .
Kết quả phân tích các hệ số hồi quy cho thấy mơ hình khơng xảy ra hiện tượng đa
cơng tuyến tức các biến độc lập khơng tác động lên nhau do hệ số phóng đại phương sai (VIF) của các biến ñều <10.
Như vậy kết quả hồi quy thể hiện sự hài lòng của học viên chịu tác ñộng của cả 5
biến quan sát. Các hệ số hồi quy cho biết mức ñộ tác ñộng của từng biến phụ thuộc
ñối với biến ñộc lập. Trong mơ hình, yếu tố tính thiết thực của chương trình có
nghĩa quan trọng nhất ñối với sự hài lòng của học viên do hệ số hồi quy của biến
này lớn nhất (β = 0.516) và biến ít có tác động nhất trong 5 biến là sự tin cậy ñối với nhà trường và giảng viên (β = 0.229). Các biến còn lại như sự quan tâm, biến phương tiện hữu hình và biến năng lực phục vụ đều có mức ảnh hưởng tương đương
đến sự hài lịng của học viên.
Phương trình hồi quy tuyến tính của mơ hình có dạng
SAT =0.004 + 0.325TAN + 0.229REL + 0.516PRA+ 0.342ASS +0.366EMP (3.2) Kiểm ñịnh các giả thiết của mơ hình
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy hệ số hồi quy các thành phần chất lượng đều có giá trị dương (cao nhất là 0.516 và thấp nhất là 0.229). Vì thế cho phép kết luận các giả thuyết nghiên cứu từ H1 ñến H5 ñều ñược chấp thuận và mơ hình lý thuyết
Hình 3.10: Mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến sự hài lịng của học viên lịng của học viên
3.6.4 Phân tích sự khác biệt
ðể giải thích vấn đề nghiên cứu, sau khi thang ño ñã ñược kiểm ñịnh, tác giả tiếp
tục thực hiện phân tích sự khác biệt để phát hiện sự khác biệt giữa các thành phần
theo yếu tố nhân khẩu học, đặc trưng cá nhân đến mức độ hài lịng của học viên về
chất lượng dịch vụ ñào tạo. Nghiên cứu sử dụng phương pháp phân tích phương sai một nhân tố để kiểm định liệu rằng có sự khác nhau nào tồn tại giữa chất lượng dịch vụ ñào tạo với các yếu tố nhân khẩu học (theo giới tính, theo lĩnh vực được đào tạo, theo trình độ học vấn).
Kết quả phân tích được thể hiện ở phụ lục 8