CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.3. Kết quả phân tích hồi quy đa biến về mối quan hệ giữa đặc điểm người học và kết quả môn
4.3.2. Kiểm định các điều kiện cần thiết cho phân tích hồi quy
Để các mơ hình hồi quy tuyến tính đa biến theo phương pháp thơng thường (hồi quy bình phương nhỏ nhất – Ordinary Least Square – OLS) phù hợp, không chệch và hiệu quả, tác giả thực hiện các kiểm định sau: (1) Phần dư phân phối chuẩn; (2) Định dạng hàm phù hợp; (3) Phương sai của sai số không đổi; (4) Khơng có hiện tượng tự tương quan (khơng có sự tương tác giữa các phần dư); (5) Khơng có tương quan tuyến tính giữa các biến độc lập (khơng có đa cộng tuyến). Các kết quả kiểm định cụ thể của các mơ hình hồi quy được trình bày dưới đây.
(1) Kiểm định tính phân phối chuẩn của phần dư
Phần dư trong hồi quy OLS phải xấp xỉ phân phối chuẩn. Phần dư có thể khơng tn theo phân phối chuẩn vì những lý do như: sử dụng sai mơ hình, phương sai khơng phải là hằng số, số lượng các phần dư không đủ nhiều để phân tích… Vì vậy, chúng ta cần thực hiện nhiều cách kiểm định khác nhau. Hai cách phổ biến nhất là căn cứ vào biểu đồ histogram và Normal P-P Plot phần dư.
Đối với biểu đồ histogram, nếu giá trị trung bình mean gần bằng 0, độ lệch chuẩn gần bằng 1, đường cong phân phối có dạng hình chng ta có thể khẳng định phân phối là xấp xỉ chuẩn, giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm. Biểu đồ phân tích 4 mơ hình đều cho kết quả, một đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số. Đường cong này có dạng hình chng, phù hợp với dạng đồ thị của phân phối chuẩn. Giá trị trung bình mean gần bằng 0, độ lệch chuẩn gần bằng 1, như vậy có thể nói, phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn. Do đó, có thể kết luận rằng ở cả 4 mơ hình hồi quy, giả thiết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Biểu đồ 4.1. Biểu đồ histogram phân phối chuẩn của phần dư
Mơ hình 1 Mơ hình 2 Mơ hình 3 Mơ hình 4
Đối với biểu đồ Normal P-P Plot, nếu các điểm phân vị trong phân phối của phần dư tập trung thành một đường chéo như Biểu đồ 4.2, nghĩa là phần dư
138
có phân phối chuẩn. Như vậy, kết quả lần nữa giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Biểu đồ 4.2. Biểu đồ Normal P-P Plot về phân phối chuẩn của phần dư
Mơ hình 1 Mơ hình 2 Mơ hình 3 Mơ hình 4
(2) Kiểm định tính phù hợp của dạng hàm
Biểu đồ phân tán Scatter Plot giữa các phần dư chuẩn hóa và giá trị dự đốn chuẩn hóa (Biểu đồ 4.3) giúp chúng ta dị tìm xem dạng hàm có phù hợp khơng. Nếu đồ thị cho thấy các điểm phân bố của phần dư nếu phân bố đều quanh đường tung độ 0, khơng phân tán q xa thì dạng hàm là phù hợp.
Biểu đồ 4.3. Biểu đồ phân tán phần dư và giá trị dự đốn của các mơ hình
Mơ hình 1 Mơ hình 2 Mơ hình 3 Mơ hình 4
Kết quả cho thấy định dạng của cả 4 mơ hình hồi quy là chưa thực sự phù hợp. Các mơ hình bị vấn đề phương sai sai số thay đổi.
(3) Kiểm định hiện tượng tự tương quan (tương tác giữa các phần dư)
Đại lượng thống kê Durbin-Watson (d) ở các mơ hình đều có giá trị trong khoảng 1.4 đến 1.5, với bộ dữ liệu lớn, thống kê Durbin-Watson (d) phải gần bằng 2. Như vậy, mơ hình có vấn đề tự tương quan.
(4) Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến (sự tương quan giữa các biến độc lập)
Hệ số phóng đại phương sai (VIF) của từng nhân tố có giá trị nhỏ hơn 4 chứng tỏ mơ hình hồi quy khơng vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến (các biến độc lập có tương quan chặt chẽ với nhau)
Như vậy, các mơ hình hồi quy OLS có hiện tượng phương sai sai số thay đổi, có vấn đề tự tương quan. Khi gặp phải các lỗi này, các hệ hố ước lượng của mơ hình
139
khơng chệch, nhất qn, nhưng khơng hiệu quả. Điều này dẫn đến việc giải thích mơ hình khơng cịn đáng tin cậy về ý nghĩa thống kê. Để giải quyết các vấn đề này, tác giả lựa chọn phương pháp hồi quy ước lượng hợp lý cực đại (maximum likelihood estimation), ước lượng chuẩn mạnh (robust estimation) để thực hiện các phân tích hồi quy đối với 4 mơ hình, sử dụng phần mềm SPSS 22.0. Các biến độc lập của các mơ hình hồi quy như sau:
Mơ hình 1:
ST004D01T ST124Q01TA_No ST124Q01TA_One ST126Q01TA VNM
Mơ hình 2:
PARED HISEI WEALTH HEDRES CULTPOSS HOMEPOS ESCS
Mơ hình tổng hợp 1 + 2:
ST004D01T ST124Q01TA_No ST124Q01TA_One ST126Q01TA VNM PARED HISEI WEALTH HEDRES CULTPOSS HOMEPOS ESC
Mơ hình 3:
BSMJ JOYSCIE INSTSCIE SCIEEFF EPIST ENVAWARE
Mơ hình tổng hợp 1 + 2 + 3:
ST004D01T ST124Q01TA_No ST124Q01TA_One ST126Q01TA VNM PARED HISEI WEALTH HEDRES CULTPOSS HOMEPOS ESCS BSMJ JOYSCIE INSTSCIE ENVAWARE SCIEEFF EPIST
Mơ hình 4:
BELONG1 BELONG2
Mơ hình tổng hợp 1 + 2 + 3 +4:
ST004D01T ST124Q01TA_No ST124Q01TA_One ST126Q01TA
VNM PARED HISEI WEALTH HEDRES CULTPOSS HOMEPOS ESCS BSMJ JOYSCIE INSTSCIE ENVAWARE SCIEEFF EPIST BELONG1 BELONG2
4.4. Phân tích hồi qua đa biến ảnh hưởng của đặc điểm người học đến kết quả học tập
4.4.1. Mô hình 1 phân tích hồi quy đa biến ảnh hưởng của đặc điểm nhân khẩu học đến kết quả học tập của học sinh
Mơ hình 1 (bảng 4.23) phân tích hồi quy đa biến cho biết năm đặc điểm nhân khẩu học có thể giải thích được 42.7% sự thay đổi ở kết quả học tập của học sinh.
140
Trong năm đặc điểm nhân khẩu học trong mơ hình 1, đặc điểm quốc tịch Việt Nam có ảnh hưởng tích cực lớn đến kết quả học tập và ảnh hưởng này có ý nghĩa thống kê.
Ảnh hưởng của đặc điểm giới tính khơng có ý nghĩa thống kê. Ba đặc điểm cịn lại gồm khơng học mẫu giáo, học mẫu giáo 1 hoặc ít hơn 1 năm và tuổi vào tiểu học có ảnh hưởng tiêu cực có ý nghĩa thống kê đối với kết quả học tập của học sinh. Điều này có nghĩa là tỉ lệ khơng học mẫu giáo càng cao, tỉ lệ học mẫu giáo 1 hoặc ít hơn 1 năm càng cao và tuổi vào tiều học càng tăng thì càng có thể làm giảm kết quả học tập của học sinh.
Mơ hình 1 đã kiểm chứng được một quan điểm cơ bản, quan trọng của khoa học đo lường, đánh giá trong giáo dục rằng giáo dục mẫu giáo có ảnh hưởng, tác động quyết định của nền tảng cho giáo dục phổ thông: càng đi học mẫu giáo nhiều thì kết quả học tập phổ thơng có thể càng cao. Đồng thời vào học đúng tuổi tiểu học (6 tuổi) có ảnh hưởng tích cực tới kết quả học tập của học sinh phổ thông: càng đi học đúng tuổi kết quả học tập càng cao.
Bảng 4.23. Mơ hình 1 ảnh hưởng của các yếu tố nhân khẩu học đến kết quả học tập của học sinh
Tên biến Hệ số hồi
quy chưa chuẩn hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa Giá trị P Hằng số 495.751 0.000 1. Giới tính (nữ =1, nam =0) -0.401 -.002 .750
2. Không học mẫu giáo -43.377 -.203 .000
3. Học mẫu giáo một năm hoặc ít hơn -11.832 -.055 .000
4. Tuổi vào tiểu học -14.663 -.085 .000
5. Quốc tịch (việt nam = 1, các nước
Đông Á = 0) 92.454 .505 0.000
Số quan sát (N) 12185
R square 0,427
F 1814,4
4.4.2 Mơ hình 2 phân tích hồi quy đa biến ảnh hưởng của đặc điểm gia đình học sinh đến kết quả học tập
Mơ hình 2 trong bảng 4.24 cho biết sáu đặc điểm của gia đình học sinh có thể giải thích được 195 sự thay đổi trong kết quả học tập của học sinh. Trong sáu đặc điểm này, đặc điểm trình độ học vấn cao nhất của cha mẹ có ảnh hưởng nhưng ảnh hưởng khơng có ý nghĩa thống kê. Năm đặc điểm cịn lại đều có ảnh hưởng và
141
ảnh hưởng đều có ý nghĩa thống kê. Mơ hình 2 cho thấy rõ đặc điểm kinh tế “sự giàu có của gia đình” và đặc điểm “sở hữu văn hóa của gia đình” có ảnh hưởng ngược chiều (âm tính) với nghĩa là làm giảm kết quả học tập. Kết quả này có lẽ trái ngược với các kết quả nghiên cứu liên quan ln cho biết rõ sự giàu có và văn hóa của gia đình càng tăng thì kết quả học tập càng tăng. Do vậy, có thể cần phải nghiên cứu thêm để kiểm tra và giải thích ảnh hưởng của sự giàu có của gia đình và sở hữu văn hóa đối với kết quả học tập của học sinh. Hai đặc điểm của gia đình có ảnh hưởng tích cực (thuận chiều) với nghĩa thúc đẩy kết quả học tập là “nguồn lực giáo dục của gia đình” và “tài sản của gia đình”. Điều này có nghĩa là gia đình càng có nhiều nguồn lực giáo dục và càng nhiều tài sản thì kết quả học tập của học sinh càng cao.
Bảng 4.24. Mơ hình 2 phân tích hồi quy ảnh hưởng của các yếu tố gia đình đến kết quả học tập
Tên biến Hệ số hồi quy
chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy
chuẩn hóa Giá trị P
Hằng số 537.473 0.000
1. Trình độ học vấn cao nhất
của cha mẹ, .021 .005 .712
2. Sự giàu có của gia đình -15.196 -.211 .000
3. Nguồn lực giáo dục của gia
đình 2.681 .029 .007
4. Sở hữu văn hóa của gia đình -6.509 -.062 .000
5. Tài sản của gia gia đình 34.784 .467 .000
6. Điều kiện kinh tế xã hội
(của gia đình), 14.897 .187 .000
Số quan sát (N) 22803
R square 0.19
F 897.95
4.4.3. Mơ hình tổng hợp phân tích hồi quy đa biến ảnh hưởng của đặc điểm nhân khẩu học và đặc điểm gia đình học sinh đến kết quả học tập
Mơ hình tổng hợp trong bảng 4.25 là mơ hình phân tích hồi quy đa biến ảnh hưởng tổng hợp của năm đặc điểm nhân khẩu học và sáu đặc điểm gia đình đối với kết quả học tập của học sinh. Mơ hình 3 có thể giải thích được 48.7% sự thay đổi trong kết quả học tập. Mơ hình cho biết trong số 11 đặc điểm này, ảnh hưởng của đặc điểm giới tính vẫn khơng có ý nghĩa thống kê. Đặc điểm “trình độ học vấn”của cha mẹ có ảnh hưởng mang ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên, ảnh hưởng ngược chiều
142
(âm tính) của “sự giàu có của gia đình” và “sở hữu văn hóa của gia đình” khơng có ý nghĩa thống kê. Trong khí đó, ảnh hưởng thuận chiều (dương tính) “tài sản của gia đình” cũng khơng cịn ý nghĩa thống kê. Trong đó ba đặc điểm (không học mẫu giáo, học mẫu giáo 1 năm hoặc ít hơn, số năm vào tiểu học tiếp tục có ảnh hưởng ngược chiều “trình độ học vấn cao nhất của cha mẹ”, “điều kiện kinh tế xã hội của gia đình”, và “nguồn lực giáo dục của gia đình” có ảnh hưởng đồng chiều (làm tăng) kết quả học tập. Như vậy, 7/11 đặc điểm nhân khẩu học và đặc điểm gia đình có ảnh hưởng mang ý nghĩa thống kê đối với kết quả học tập.
Bảng 4.25. Mơ hình tổng hợp (1+2) phân tích hồi quy đa biến ảnh hưởng của các yếu tố nhân khẩu học và gia đình đến kết quả học tập
Tên biến Hệ số hồi
quy chưa chuẩn hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa Giá trị P Hằng số 489.683 0.000 1. Giới tính (nữ =1, nam =0) -1.462 -.008 .236
2. Không học mẫu giáo -20.712 -.096 .000
3. Học mẫu giáo một năm hoặc ít hơn -4.518 -.021 .005
4. Tuổi vào tiểu học -9.256 -.053 .000
5. Quốc tịch (việt nam = 1, các nước đông á
= 0) 99.026 .542 .000
6. Trình độ học vấn cao nhất của cha mẹ, 0.215 .049 .000
7. Điều kiện kinh tế xã hội (của gia đình) 7.054 .085 .000
8. Tài sản của gia gia đình 1.602 .020 .547
9. Sự giàu có của gia đình .355 .005 .837
10. Nguồn lực giáo dục của gia đình 12.586 .138 .000
11. Sở hữu văn hóa của gia đình -.675 -.006 .543
Số quan sát (N) 11552
R square 0.487
F 961,6
4.4.4. Mơ hình 3 phân tích hồi quy đa biến ảnh hưởng của đặc điểm tâm lý xã hội đến kết quả học tập
Mơ hình 3 trong bảng 4.26 giải thích được 16.7% những thay đổi trong kết quả học tập của học sinh. Ảnh hưởng của tất cả sáu đặc điểm tâm lý xã hội đều có ý nghĩa thống kê. Trong đó, hai đặc điểm “động cơ bên trong” và “động cơ bên ngoài” có ảnh hưởng ngược chiều (-) có thể làm giảm kết quả học tập. Bốn đặc điểm “nghề nghiệp mong đợi”, “tự đánh giá hiệu quả bản thân”, “niềm tin nhận
143
thức” và “nhận thức về mơi trường” đều có ảnh hưởng thuận chiều, thúc đẩy kết quả học tập.
Bảng 4.26. Mơ hình 3 phân tích hồi quy đa biến ảnh hưởng của các yếu tố tâm lý xã hội đến kết quả học tập
Tên biến Hệ số hồi quy chưa chuẩn
hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa Giá trị P Hằng số 453.127 0.000
1. Nghề nghiệp mong đợi tương lai 0.808 .139 .000
2. Động cơ bên trong của việc học
khoa học -4.320 -.045 .000
3. Động cơ bên ngoài của việc học
khoa học -13.033 -.118 .000
4. Tự đánh giá hiệu quả của bản thân
về lĩnh vực khoa học 2.125 .024 .000 5. Niềm tin nhận thức 30.649 .268 0.000 6. Nhận thức về môi trường 19.007 .194 .000 Số quan sát (N) 26063 R square 0.167 F 872,31
4.4.5. Mơ hình tổng hợp (1+2+3) phân tích hồi quy đa biến ảnh hưởng của đặc điểm nhân khẩu học, gia đình và tâm lý xã hội đến kết quả học tập
Mơ hình tổng hợp (1+2+3) gồm ba nhóm đặc điểm với 17 đặc điểm có thể giải thích được 52.4% những thay đổi trong kết quả học tập. Trong 17 đặc điểm này, bốn đặc điểm có ảnh hưởng khơng ý nghĩa thống kê là “học mẫu giáo 1 năm hoặc ít hơn”, “tài sản của gia đình”, “sự giàu có của gia đình” và “động cơ bên ngoài”. Trong số 13 đặc điểm cịn lại, bốn đặc điểm có ảnh hưởng ngược chiều có thể làm giảm kết quả học tập và chín đặc điểm có ảnh hưởng thuận chiều, làm tăng kết quả học tập. Đáng chú ý là trong mơ hình trước, đặc điểm giới tính có ảnh hưởng nhưng khơng có ý nghĩa thống kê. Nhưng trong mơ hình này giới tính có ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê đối với kết quả học tập của học sinh. Điều này có nghĩa là học sinh nữ có nhiều khả năng đạt kết quả học tập thấp hơn so với nam giới. Kết quả này có lẽ phù hợp với nhiều nghiên cứu khác về bất bình đẳng giới trong kết quả học tập và thường được giải thích là do vai trị giới tạo nên áp lực đối với học sinh nữ. Đặc điểm “tài sản của gia đình” và “sự giàu có của gia đình” tiếp tục có ảnh hưởng nhưng khơng có ý nghĩa thống kê. Đặc điểm “sở hữu văn hóa của gia
144
đình” có ảnh hưởng và trở nên có ý nghĩa thống kê. Đặc điểm “động cơ bên ngồi của việc học khoa học” có ảnh hưởng nhưng khơng cịn có ý nghĩa thống kê. Qua đây có thể thấy rõ ảnh hưởng tương tác giữa các đặc điểm tâm lý xã hội với các đặc điểm nhân khẩu học và đặc điểm gia đình đối với kết quá học tập của học sinh. Điều này có thể gợi ý cho việc phải tính đến các giải pháp mang tính tổng hợp, tích hợp, kết hợp các yếu tố cá nhân, gia đình, nhà trường để cải thiện kết quả học tập của học sinh nhằm nâng cao chất lượng giáo dục.
Bảng 4.27. Mơ hình tổng hợp phân tích hồi quy đa biến
ảnh hưởng của đặc điểm nhân khẩu học, gia đình và tâm lý xã hội đến kết quả học tập
Tên biến Hệ số hồi quy
chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy
chuẩn hóa Giá trị P
Hằng số 452.288 0.000
1. Giới tính (nữ =1, nam =0) -3.668 -.020 .005
2. Không học mẫu giáo -16.611 -.077 .000
3. Học mẫu giáo một năm hoặc ít
hơn -2.305 -.011 .175
4. Tuổi vào tiểu học -9.497 -.054 .000
5. Quốc tịch (việt nam = 1, các nước
đông á = 0) 88.346 .487 0.000
6. Trình độ học vấn cao nhất của cha
mẹ, 0.797 .030 .001
7. Nghề nghiệp của cha mẹ 0.333 .076 .000
8. Tài sản của gia gia đình 4.194 .054 .122
9. Sự giàu có của gia đình -1.121 -.015 .542
10. Nguồn lực giáo dục của gia đình 9.608 .106 .000
11. Sở hữu văn hóa của gia đình -4.347 -.036 .000
12. Nghề nghiệp mong đợi tương lai 0.398 .077 .000
13. Động cơ bên trong của việc học
khoa học 2.774 .023 .003