Bảng 4 .1 Bảng tóm tắt đặc điểm của mẫu
Bảng 4.6 Ma trận xoay nhân tố
Bảng 4.6: Ma trận xoay nhân tốNhân tố Nhân tố 1 2 3 4 5 6 AT7 0,802 AT4 0,759 AT3 0,721 AT1 0,721 AT5 0,717 CS3 0,601 GV2 0,827 GV3 0,799
GV6 0,753 GV7 0,751 GV1 0,675 GV4 0,658 DT4 0,83 DT1 0,824 DT5 0,782 DT2 0,764 DT3 0,731 TT4 0,802 TT3 0,776 TT2 0,772 TT1 0,742 CS4 0,919 CS2 0,888 CS1 0,808 CP1 0,782 CP2 0,751 CP3 0,679 Hệ số Eigenvalues 9,190 2,634 2,255 1,958 1,366 1,288 Phƣơng sai trích (%) 34,036 9,757 8,352 7,253 5,059 4,771
(Nguồn: số liệu điều tra của tác giả (Phụ lục 5))
Tại lần rút trích này tất cả các biến quan sát đều thỏa mãn điều hệ số tải nhân tố > 0.3 nên đạt yêu cầu.
Nhƣ vậy, các thang đo cho các khái niệm đƣợc chấp nhận và đảm bảo độ tin cậy của thang đo và đƣợc sử dụng cho phân tích hồi quy tuyến tính bội.
Tuy nhiên, ta nhận thấy trong ma trận xoay nhân tố, các biến quan sát đƣợc sắp xếp theo 6 nhóm tƣơng ứng nhƣ thang đo ban đầu, riêng biến CS3 có sự thay đổi, do đó:
Kết quả nhóm nhân tố nhƣ sau:
Nhóm nhân tố 1 bao gồm các biến quan sát
- AT7: Trƣờng học có dịch vụ y tế hợp lý.
- AT4: Bếp ăn của trƣờng nấu đảm bảo vệ sinh an toàn thực phẩm. - AT3: Chế độ dinh dƣỡng hợp lí.
- AT1: Thực đơn hàng tuần đƣợc thơng báo cho phụ huynh biết. - AT5: Trẻ ít bị nhiễm bệnh từ trƣờng học.
- CS3: Trƣờng học có khu ăn uống riêng
Ở nhóm nhân tố này, các biến quan sát đều thuộc thành phần “an toàn và sức khỏe” nên nhân tố thứ 1 vẫn có tên là “an tồn và sức khỏe”.
Nhóm nhân tố 2 bao gồm các biến quan sát
- GV2: Giáo viên có kinh nghiệm chăm sóc trẻ.
- GV3: Giáo viên ln thƣơng u chăm sóc trẻ chu đáo.
- GV6: Nhân viên trƣờng biết tiếp thu ý kiến đóng góp của anh/chị. - GV7: Lãnh đạo trƣờng thực hiện đúng cam kết.
- GV1: Giáo viên có bằng cấp chun mơn.
- GV4: Giáo viên thơng báo tình hình trẻ sau mỗi buổi học.
Ở nhóm nhân tố này, các biến quan sát khơng có gì thay đổi và vẫn có tên là “đội ngũ giáo viên và nhân viên”
Nhóm nhân tố 3 bao gồm các biến quan sát
- DT4: Trƣờng học có các chƣơng trình ngoại khóa. - DT1: Có lịch học cụ thể từng tuần.
- DT5: Tỉ lệ trẻ trên số giáo viên theo đúng tỉ lệ. - DT2: Thời gian sinh hoạt ở trƣờng khoa học. - DT3: Chƣơng trình học giúp trẻ giao tiếp tốt.
Ở nhóm nhân tố này, các biến quan sát khơng có gì thay đổi và vẫn có tên là “chƣơng trình đào tạo”
Nhân tố 4 bao gồm các biến quan sát
- TT4: Trƣờng có camera để phụ huynh theo dõi từ xa.
- TT2: Giờ đƣa đón trẻ linh động.
- TT1: Trƣờng nhận giữ trẻ ngồi giờ quy định.
Ở nhóm nhân tố này, các biến quan sát khơng có gì thay đổi và vẫn có tên là “sự thuận tiện”
Nhân tố 5 bao gồm các biến quan sát
- CS4: Trang thiết bị dạy học hiện đại. - CS2: Lớp học thống mát, sạch sẽ. - CS1: Có khu ăn uống riêng.
- Trƣờng học có sân chơi ngồi trời.
- Trƣờng học có nhiều đồ chơi phù hợp với trẻ.
Ở nhóm nhân tố này, các biến quan sát khơng có gì thay đổi và vẫn có tên là “cơ sở vật chất”
Nhân tố 6 bao gồm các biến quan sát
- CP1: Học phí của trƣờng phù hợp với chất lƣợng giữ trẻ. - CP2: Trƣờng học có chi phí tiền ăn hợp lí.
- CP3: Trƣờng học có các khoản phụ thu hợp lí.
Ở nhóm nhân tố này, các biến quan sát khơng có gì thay đổi và vẫn có tên là “chi phí”
Phân tích nhân tố khám phá EFA đối với biến phụ thuộc
Thang đo chất lƣợng dịch vụ gồm 3 biến quan sát, sau khi đạt độ tin cậy bằng phân tích hệ số Cronbach‟s alpha đƣợc sử dụng để phân tích nhân tố khám phá. Kết quả kiểm định Bartlett trong bảng kiểm định KMO và Bartlett's với sig = 0.000 và Chỉ số KMO = 0.673 > 0.5 cho thấy điều kiện đủ để phân tích nhân tố là thích hợp.
Bảng hệ số KMO và kiểm định Barlett
Hệ số Kaiser-Meyer-Olkin (Đo lƣờng độ hoàn chỉnh của mẫu) 0,673
Kiểm định khối cầu Bartlett
Chi-Square tƣơng đƣơng 192,621
Df 3
Tổng phƣơng sai tích lũy
Nhân tố Hệ số Eigenvalue ban đầu Tổng hệ số tải bình phƣơng trích
Tổng cộng % Phƣơng sai Tổng cộng % Phƣơ Tổng cộng % Phƣơng sai
1 1,937 64,554 64,554 1,937 64,554 64,554 2 0,591 19,709 84,263 3 0,472 15,737 100,000 Ma trận xoay Nhân tố 1 CL2 0,834 CL3 0,800 CL1 0,776
(Nguồn: số liệu điều tra của tác giả (Phụ lục 5))
Tại mức giá trị Eigenvalues là 1,937 > 1, phân tích nhân tố đã rút trích đƣợc 1 nhân tố từ 3 biến quan sát với phƣơng sai trích là 64.554% (>50%) đạt yêu cầu.
Tất cả các hệ số tải nhân tố của các biến đều lớn hớn 0,5 đạt yêu cầu (CL2:0,834, CL3: 0,800, CL1: 0,776).
Nhƣ vậy, các thang đo cho các khái niệm đƣợc chấp nhận và đảm bảo độ tin cậy của thang đo và đƣợc sử dụng cho phân tích hồi quy tuyến tính bội.
4.3 Phân tích tƣơng quan
Phân tích tƣơng quan là một bƣớc quan trọng trƣớc khi thực hiện phép phân tích hồi quy tuyến tính bội. Phân tích hệ số tƣơng quan nhằm xem xét mối quan hệ tƣơng quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc và từng biến độc lập, cũng nhƣ mối tƣơng quan giữa từng biến độc lập với nhau. Với giá trị tuyệt đối của hệ số tƣơng
quan bằng 1 thể hiện mối tƣơng quan khá chặt chẽ, nếu hệ số tƣơng quan thấp hơn 0,85 chứng tỏ có giá trị tồn tại phân biệt giữa hai biến, theo John và Benet-Martinez (2000). Kết quả hệ số tƣơng quan của Bảng 4.8 có mức ý nghĩa α ≤ 0,05, và các hệ số tƣơng quan giữa các biến dao động trong khoảng từ 0,242 đến 0,602 (thỏa điều kiện -1≤ r ≤ +1) cho thấy 6 biến độc lập có mối tƣơng quan tuyến tính khá chặt chẽ với biến phụ thuộc là chất lƣợng dịch vụ mẫu giáo và có thể đƣa vào mơ hình để giải thích cho biến phụ thuộc. Nhƣ vậy, các khái niệm an toàn và sức khỏe, đội ngũ giáo viên và nhân viên, sự thuận tiện, cơ sở vật chất, chi phí đạt đƣợc giá trị phân biệt, nghĩa là tất cả các thang đo trong kết quả nghiên cứu này đã đo lƣờng đƣợc các khái niệm nghiên cứu khác nhau.
Bảng 4.8 Ma trận hệ số tƣơng quan giữa các thành phầnTƣơng quan Tƣơng quan AT GV DT TT CS CP CL AT 1 ,430** ,464** 548** ,258** ,408** ,602** GV ,430** 1 ,349** ,326** ,286** ,340** ,543** DT ,464** ,349** 1 ,527** ,242** ,341** ,509** TT ,548** ,326** ,527** 1 ,344** ,387** ,583** CS ,258** ,286** ,242** ,344** 1 ,329** ,464** CP ,408** ,340** ,341** ,387** ,329** 1 ,491** CL ,602** ,543** ,509** ,583** 464** ,491** 1
**. Tƣơng quan có ý nghĩa ở mức 0,01 (2-đầu).
Tương quan Pearson có ý nghĩa thống kê ở mức p< 0.01, n = 316.
(Nguồn: số liệu điều tra của tác giả (Phụ lục 6))
4.4. Phân tích hồi quy tuyến tính bội
Căn cứ vào mơ hình nghiên cứu lý thuyết, ta có phƣơng trình hồi quy tuyến tính bội diễn tả các nhân tố ảnh hƣởng đến Chất lƣợng dịch vụ là:
• β0: hằng số
• Các biến độc lập: AT: An toàn
GV: Đội ngũ giáo viên, nhân viên DT: Chƣơng trình đào tạo
TT: Sự thuận tiện CS: Cơ sở vật chất CP: Chi phí
• Biến phụ thuộc: CL: Chất lƣợng dịch vụ
• βk là hệ số hồi quy riêng phần (k = 0…6)
Để kiểm định sự phù hợp giữa các thành phần AT, GV, DT, TT, CS, CP với CL tác giả sử dụng hàm hồi quy tuyến tính với phƣơng pháp đƣa vào một lƣợt (Enter). Kết quả cho thấy mức ý nghĩa sig rất nhỏ 0,00 và hệ số xác định R2 = 0.601 (hay R hiệu chỉnh = 0,593) chứng minh cho sự phù hợp của mơ hình. Nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính đƣợc xây dựng phù hợp với tập dữ liệu 59,3%. Nói cách khác khoảng 59,3% sự khác biệt của biến độc lập có thể giải thích bởi sự khác biệt của biến phụ thuộc, các nhân tố còn lại chiếm 40,7%.
Kết quả phân tích phƣơng sai chỉ ra giá trị kiểm định F=77,452 với mức ý nghĩa Sig là 0,000 < 0,05, điều này đảm bảo ý nghĩa về mặt thống kê, chứng tỏ mơ hình hồi quy bội này phù hợp với tập dữ liệu và đảm bảo độ tin cậy.
Với kết quả phân tích hồi qui tại bảng, các giá trị Sig. tƣơng ứng với các biến AT, GV, DT, TT, CS, CP đều nhỏ hơn 0,05. Vì vậy, có thể khẳng định lần nữa các biến này có ý nghĩa trong mơ hình.
Hệ số phóng đại phƣơng sai VIF nhỏ hơn 10 (hệ số VIF từ 1,223 đến 1,700) cho thấy các biến độc lập này khơng có quan hệ chặt chẽ với nhau nên khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến xảy ra. Do đó mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hƣởng đáng kể đến kết quả giải thích của mơ hình hồi quy.
Mơ hình tóm tắt
R2
0,601 R2 hiệu chỉnh0,593 Mơ hình
1 0,775aR Sai số chuẩn0,374 Durbin-Watson1,913 Dự báo: (Hằng số), AT, GV, DT, TT, CS, CP
Biến phụ thuộc: CL
ANOVAa
Tổng bình Mơ hình Hồi quy 1Phần dƣ Total df 6 309 315 Bình phƣơng trung bình 10,834 0,14 F 77,452 Sig 0,000b phƣơng 65,001 43,221 108,222 Dự báo: (Hằng số), AT, GV, DT, TT, CS, CP Biến phụ thuộc: CL
Các thơng số thống kê trong phƣơng trình hồi quy
Hệ số chuẩn hóa Hệ số chƣa chuẩn hóa
Thống kê đa cộng tuyến
Mơ hình T Sig. Độ chấp Nhân tử phóng Hằng số AT GV DT TT CS CP a. 1 Biến phụ thuộc: CL
Đại lƣợng thống kê Durbin-Watson (d) đƣợc dùng để kiểm định tƣơng quan của các sai số kề nhau. Đại lƣợng d có giá trị từ 0 đến 4. Kết quả phân tích hồi quy bội cho thấy giá trị d = 1.913 nằm trong vùng chấp nhận nên khơng có tƣơng quan giữa các phần dƣ. Nhƣ vậy, giả định khơng có tƣơng quan giữa các phần dƣ khơng bị vi phạm. Kết luận, mơ hình hồi quy tuyến tính trên có thể sử dụng đƣợc.
Bảng 4.9: Bảng thống kê phân tích các hệ số hồi quy
B Sai sốchuẩn Beta nhận của
biến đại phƣơng sai VIF 0,251 0,172 10,462 0,145 0,169 0,034 0,231 4,919 0,000 0,588 1,700 0,223 0,039 0,235 5,649 0,000 0,747 1,338 0,084 0,030 0,124 2,787 0,006 0,656 1,523 0,138 0,034 0,196 4,117 0,000 0,570 1,755 0,187 0,038 0,196 4,931 0,000 0,818 1,223 0,13 0,04 0,134 3,210 0,001 0,737 1,357
Phƣơng trình hồi quy tuyến tính bội
Với tập dữ liệu thu đƣợc trong phạm vi nghiên cứu của đề tài và dựa vào bảng 3.11 kết quả hồi quy tuyến tính bội phƣơng trình hồi quy tuyến tính bội thể hiện các nhân tố ảnh hƣởng đến Chất lƣợng dịch vụ nhƣ sau:
CL = 0.251 + 0.223* GV + 0.084* DT + 0.169* AT + 0.187* CS +0.138* TT +
0.130* CP (4.1)
Hệ số hồi quy mang dấu dƣơng thể hiện các yếu tố trong mơ hình hồi quy trên ảnh hƣởng tỷ lệ thuận chiều đến giá trị cảm nhận của khách hàng. Điều này phù hợp với giả thiết trong mơ hình nghiên cứu đã trình bày trong phần trƣớc.
Kết quả mơ hình hồi quy cho thấy Chất lƣợng dịch vụ chịu tác động cùng chiều của 6 thành phần: An toàn/sức khỏe (AT), Đội ngũ giáo viên, nhân viên (GV), Chƣơng trình đào tạo (DT), Sự thuận tiện (TT), Cơ sở vật chất và thiết bị giảng dạy (CS), Chi phí (CP). Các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5, H6 nhƣ trong mơ hình nghiên cứu đƣợc chấp nhận. Trong đó, nhân tố ảnh hƣởng mạnh nhất đến Chất lƣợng dịch vụ dựa trên hệ số Beta chuẩn hóa là Đội ngũ giáo viên, nhân viên (GV) với hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa là 0,235, thứ hai là An tồn/sức khỏe (AT) với hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa là 0,231, Sự thuận tiện (TT) và Cơ sở vật chất và thiết bị giảng dạy (CS) đều có mức tác động nhƣ nhau với hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa là 0,196, tiếp đến là Chi phí (CP) với hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa là 0,134 và cuối cùng là Chƣơng trình đào tạo (DT) với hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa là 0,127.
Từ phƣơng trình hồi quy tuyến tính 4.1 và bảng 4.9 ta có các kết luận sau:
Thứ nhất: Đội ngũ giáo viên, nhân viên (GV) với hệ số hồi quy Beta chuẩn
hóa là 0,235 => đây là nhân tố ảnh hƣởng mạnh nhất và có tác động cùng chiều đến chất lƣợng dịch vụ mẫu giáo. Điều này có nghĩa là khi phụ huynh đánh giá về đội ngũ giáo viên tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 đơn vị thì chất lƣợng dịch vụ mẫu giáo sẽ tăng lên (hoặc giảm xuống) 0,235 lần với điều kiện ảnh hƣởng của các yếu tố khác là không thay đổi.
Thứ hai: An toàn/sức khỏe (AT) với hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa là 0,231.
=> nhân tố tác động mạnh thứ 2 và có tác động cùng chiều đến chất lƣợng dịch vụ. Điều này có nghĩa là khi phụ huynh đánh giá về mức độ an toàn và sức khỏe cho trẻ em tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 đơn vị thì chất lƣợng dịch vụ mẫu giáo sẽ tăng lên (hoặc giảm xuống) 0,231 lần với điều kiện ảnh hƣởng của các yếu tố khác là không thay đổi.
Thứ ba: Cơ sở vật chất (CS), sự thuận tiện với hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa
là 0,196 => hai nhân tố này tác động mạnh thứ 3 và có tác động cùng chiều đến chất lƣợng dịch vụ. Điều này có nghĩa là khi phụ huynh đánh giá về cơ sở vật chất và thiết bị giảng dạy hoặc đánh giá về sự thuận tiện của trƣờng học tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 đơn vị thì chất lƣợng dịch vụ mẫu giáo sẽ tăng lên (hoặc giảm xuống) 0,196 lần với điều kiện ảnh hƣởng của các yếu tố khác là khơng thay đổi.
Thứ tư: nhân tố Chi phí với hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa là 0,134 có mức
tác động mạnh thứ 4 và có tác động cùng chiều đến chất lƣợng dịch vụ. Điều này có nghĩa là khi phụ huynh đánh giá về chi phí tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 đơn vị thì chất lƣợng dịch vụ mẫu giáo sẽ tăng lên (hoặc giảm xuống) 0,134 lần với điều kiện ảnh hƣởng của các yếu tố khác là khơng thay đổi.
Thứ năm: nhân tố Chƣơng trình đào tạo (DT) hệ số hồi quy Beta chuẩn hóa
là 0,124 là nhân tố tác động yếu nhất trong 6 nhân tố và có tác động cùng chiều đến chất lƣợng dịch vụ. Điều này có nghĩa là khi phụ huynh đánh giá về chƣơng trình đào tạo tăng lên (hoặc giảm xuống) 1 đơn vị thì chất lƣợng dịch vụ mẫu giáo sẽ tăng lên (hoặc giảm xuống) 0,125 lần với điều kiện ảnh hƣởng của các yếu tố khác là không thay đổi.
4.5. Kiểm định sự phù hợp của mơ hình hồi quy
Kiểm tra phân phối của phần dƣ chuẩn hóa
Kiểm tra biểu đồ phân tán của phần dƣ cho thấy phân phối phần dƣ xấp xỉ chuẩn (trung bình mean gần = 0 và độ lệch chuẩn Std. = 0,99 tức là gần bằng 1). Nhƣ vậy, giả định phần dƣ có phân phối chuẩn khơng bị vi phạm khi phân tích hồi quy
Tần số
Giá trị kỳ vọng
Biến phụ thuộc: chất lƣợng
Hình 4.1: Biểu đồ tần số Histogram
(Nguồn: xử lý của tác giả (Phụ lục 8))
Khảo sát phân phối của phần dƣ
Bằng cách quan sát mức độ các điểm thực tế phân tán xung quanh đƣờng thẳng kỳ vọng, ta có kết luận phân phối phần dƣ gần chuẩn và mơ hình nghiên cứu là mơ hình hồi quy tuyến tính.
Biến phụ thuộc: chất lƣợng
Hình 4.2: Biểu đồ phân tần số P-Plot của phần dƣ chuẩn hóa hồiquy quy
Chất lượng
(Nguồn: xử lý của tác giả (Phụ lục 8))
Mức độ phân tán của dữ liệu phân tích
Kiểm tra bằng biểu đồ phân tán scatter cho phần dƣ chuẩn hóa và giá trị dự đốn chuẩn hóa. Kết quả cho thấy phần dƣ phân tán ngẫu nhiên qua đƣờng thẳng qua điểm 0, khơng tạo thành một hình dạng nào cụ thể. Nhƣ vậy, giả định liên hệ