Để đánh giá mức độ tác động của các thành phần chất lượng dịch vụ đào tạo lên sự hài lòng của sinh viên, tác giả sử dụng hàm hồi quy tuyến tính bội với thủ tục chọn biến theo phương pháp ENTER (đồng thời), bởi vì mục tiêu của nghiên cứu này là muốn khẳng định tính đúng đắn của mô hình lý thuyết đã đưa ra và trong nghiên cứu tác giả đã giả thuyết rằng chương trình đào tạo, đội ngũ giảng viên, công tác quản lý và phục vụ đào tạo, cơ sở vật chất và trang thiết bị học tập, sự nhiệt tình cảm thông và đời sống văn hóa xã hội đều có tác động dương đến sự hài lòng của sinh viên.
Bảng 4.19. Kết quả phân tích hồi quy
Model Summaryb Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin-Watson 1 .643a .413 .406 .44332 1.701 a. Predictors: (Constant), VHXH, QLPV, CTDT, NTCT, CSVC, DNGV b. Dependent Variable: SHL
Bảng 4.20. Phân tích phương sai (ANOVA)
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. Regression 67.848 6 11.308 57.539 .000a Residual 96.299 490 .197 1 Total 164.147 496 a. Predictors: (Constant), VHXH, QLPV, CTDT, NTCT, CSVC, DNGV b. Dependent Variable: SHL
Bảng 4.21. Phân tích hệ số hồi quy
Unstandardized Coefficients
Standardized
Coefficients Collinearity Statistics Model B Std. Error Beta t Sig. Tolerance VIF
(Constant) 1.026 .166 6.197 .000 CTDT .158 .040 .158 3.979 .000 .755 1.324 DNGV .169 .045 .165 3.796 .000 .633 1.579 QLPV .130 .044 .117 2.936 .003 .750 1.334 CSVC .037 .035 .042 1.070 .285 .783 1.277 NTCT .231 .035 .256 6.636 .000 .803 1.246 1 VHXH .359 .041 .374 8.691 .000 .645 1.550
4.5.2.1. Kiểm tra các giả định của phương pháp OLS cho mô hình hồi quy
Sau khi phân tích hồi quy, tác giả đã tiến hành kiểm tra các giả thuyết của mô hình hồi quy tuyến tính, đặc biệt là giả thuyết về phân phối chuẩn của sai số, đa cộng tuyến, tự tương quan và phương sai thay đổi. Kết quả cho thấy các phần dư tuân theo quy luật phân phối chuẩn, vì giá trị trung bình (Mean) của phần dư chuẩn hóa bằng 0 và phương sai xấp xỉ bằng 1. Do đó có thể kết luận rằng giả thuyết phân phối chuẩn không bị vi phạm (xem hình 4.1).
Hình 4.1: Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa
Kết quả phân tích hồi quy cũng cho thấy mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập (VIF < 2). Kết quả này cũng tương tự như khi tiến hành phân tích ma trận tương quan cho thấy không có tương quan cao giữa các biến độc lập.
Kiểm tra bằng đồ thị ở trên (xem hình 4.2) mô tả mối quan hệ giữa phần dư chuẩn hóa và giá trị ước lượng, ta nhận thấy các phần dư phân bố tương đối đều xung quanh giá trị trung bình (giá trị trung bình của phần dư bằng 0). Do vậy, hiện tượng phương sai thay đổi không xuất hiện trong mô hình hồi quy này.
Kết quả thống kê Durbin-Watson = 1,701 gần bằng 2 nên hiện tượng tự tương quan giữa các nhiễu không xuất hiện.
Như vậy, qua kiểm tra các giả định của mô hình hồi quy tuyến tính với kết quả là các giả định đều không bị vi phạm. Do đó, các kết quả của mô hình hồi quy ở trên là đáng tin cậy.
4.5.2.2. Thảo luận các kết quả phân tích hồi quy
Kết quả hồi quy tuyến tính (bảng 4.19) có hệ số xác định R2 điều chỉnh là 0,406.
Điều này nói lên rằng độ thích hợp của mô hình là 40,6% hay nói cách khác là 40,6% độ biến thiên của biến sự hài lòng của sinh viên (SHL) được giải thích chung bởi 6 biến độc lập trong mô hình, có thể thấy, mức độ phù hợp của mô hình là tương đối tốt. Tuy nhiên sự phù hợp này chỉ đúng với dữ liệu mẫu. Để kiểm định xem có thể suy diễn mô hình cho tổng thể thực hay không ta phải kiểm định độ phù hợp của mô hình.
Trong bảng phân tích phương sai ANOVA (bảng 4.20), trị số thống kê F được
tính từ giá trị R2 có giá trị sig. rất nhỏ (sig = 0,000) cho thấy sự thích hợp của mô hình
hồi qui tuyến tính với tập dữ liệu phân tích.
Kết quả phân tích hệ số hồi quy (bảng 4.21) cho thấy có 5 biến có ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê đến sự hài lòng (SHL) của sinh viên (vì 5 biến này đều có giá trị sig < 0,05), đó là: (1) Chương trình đòa tạo (CTDT), (2) Đội ngũ giảng viên (DNGV), (3) Quản lý và phục vụ đào tạo (QLPV), (4) Sự nhiệt tình cảm thông (NTCT) và (5) Đời sống văn hóa xã hội (VHXH). Chỉ có 1 biến, đó là cơ sở vật chất và trang thiết bị học tập (CSVC) không có ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê đến sự hài lòng của sinh viên (sig = 0,285 > 0,05).
Dựa vào hệ số hồi quy chuẩn hóa ta có thể kết luận rằng mức độ tác động đến sự hài lòng của sinh viên theo thứ tự giảm dần như sau: Đời sống văn hóa xã hội (0,374), tiếp theo là sự nhiệt tình cảm thông (0,256), kế đến là đội ngũ giảng viên (0,165), kế nữa là chương trình đào tạo (0,158), và cuối cùng là quản lý và phục vụ đào tạo (0,117).
4.5.2.2. Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu trong mô hình
Giả thuyết 1 (H1): Chương trình đào tạo có tác động dương đến sự hài lòng của sinh viên.
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy hệ số hồi quy của biến chương trình đào tạo
= 0,158 với mức ý nghĩa thống kê là sig. = 0,000 (xem bảng 4.21). Như vậy, chương
trình đào tạo và sự hài lòng của sinh viên có quan hệ cùng chiều với nhau. Do vậy, giả thuyết H1 được chấp nhận.
Giả thuyết 2 (H2): Thành phần đội ngũ giảng viên có tác động dương đến sự hài lòng của sinh viên. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Tương tự, kết quả phân tích hồi quy cho thấy hệ số hồi quy của biến đội ngũ
giảng viên = 0,169 với mức ý nghĩa thống kê là sig. = 0,000 (xem bảng 4.21). Như
vậy, đội ngũ giảng viên và sự hài lòng của sinh viên có quan hệ cùng chiều có ý nghĩa thống kê với nhau. Do vậy, giả thuyết H2 được chấp nhận.
Giả thuyết 3 (H3): Công tác quản lý và phục vụ đào tạo có tác động dương đến sự độ hài lòng của sinh viên.
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy hệ số hồi quy của biến công tác quản lý và
phục vụ đào tạo = 0,130 với mức ý nghĩa thống kê là sig. = 0,003 (xem bảng 4.21).
Như vậy, công tác quản lý và sự hài lòng của sinh viên có quan hệ cùng chiều với nhau. Do vậy, giả thuyết H3 được chấp nhận.
Giả thuyết 4 (H4): Cơ sở vật chất và trang thiết bị có tác động dương đến sự hài lòng của sinh viên.
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy hệ số hồi quy của biến cơ sở vật chất và
trang thiết bị là = 0,037 với mức ý nghĩa thống kê là sig. = 0,285 (xem bảng 4.21).
Như vậy, cơ sở vật chất và trang thiết bị với sự hài lòng của sinh viên có quan hệ cùng chiều với nhau. Tuy nhiên, nó không có ý nghĩa thống kê. Do vậy, giả thuyết H4 bị bác bỏ.
Giả thuyết 5 (H5): Sự nhiệt tình cảm thông của Trường có tác động dương đến sự hài lòng của sinh viên.
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy hệ số hồi quy của biến sự nhiệt tình cảm
thông của Trường = 0,231 với mức ý nghĩa thống kê là sig. = 0,000 (xem bảng
4.21). Như vậy, sự nhiệt tình cảm thông của biến Trường và sự hài lòng của sinh viên có quan hệ cùng chiều với nhau. Do vậy, giả thuyết H5 được chấp nhận.
Giả thuyết 6 (H6): Đời sống văn hóa – xã hội có tác động dương đến sự hài lòng của sinh viên.
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy hệ số hồi quy của biến đời sống văn hóa –
xã hội = 0,359 với mức ý nghĩa thống kê là sig. = 0,000 (xem bảng 4.21). Như vậy,
đời sống văn hóa – xã hội và sự hài lòng của sinh viên có quan hệ cùng chiều với nhau. Do vậy, giả thuyết H6 được chấp nhận.