3.5.1.1. Phân tích tương quan
Mối quan hệ giữa các nhân tố liên quan đến công tác tổ chức, dịch vụ đào tạo với sự hài lòng của SV được xem xét thông qua việc phân tích hệ số tương quan Pearson (ký hiệu là r). Trị tuyệt đối của r cho biết mức độ chặt chẽ của mối liên hệ
65
tuyến tính giữa 2 biến định lượng. Giá trị tuyệt đối của r tiến gần đến 1 khi hai biến có mối tương quan tuyến tính chặt chẽ. Giá trị r tiến đến 0 chỉ ra rằng hai biến không có mối liên hệ tuyến tính chặt chẽ (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Kết quả phân tích hệ số tương quan Pearson thể hiện trong ma trận tương quan được trình bày trong bảng 3.31.
Bảng 3.31. Kết quả phân tích tương quan Pearson
CS GV PK QT CT SHL
Tương quan hạng Pearson 1 0,343** 0,380** 0,426** 0,403** 0,730**
Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000
CS
N 400 400 400 400 400 400
Tương quan hạng Pearson 0,343** 1 0,220** 0,200** 0,289** 0,306**
Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000
GV
N 400 400 400 400 400 400
Tương quan hạng Pearson 0,380** 0,220** 1 0,184** 0,280** 0,389**
Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000
PK
N 400 400 400 400 400 400
Tương quan hạng Pearson 0,426** 0,200** 0,184** 1 0,324** 0,469**
Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000
QT
N 400 400 400 400 400 400
Tương quan hạng Pearson 0,403** 0,289** 0,280** 0,324** 1 0,525**
Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000
CT
N 400 400 400 400 400 400
Tương quan hạng Pearson 0,730** 0,306** 0,398** 0,469** 0,525** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 SHL
N 400 400 400 400 400 400
Nguồn: Xử lý số liệu điều tra bằng phần mềm SPSS
Từ kết quả phân tích tương quan ta nhận thấy sự hài lòng của SV có tương quan tuyến tính với năm biến độc lập và có mức ý nghĩa ở mức 0,01. Hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc (sự hài lòng) và các biến độc lập ở mức trung bình (thấp nhất là 0,306) nên sơ bộ ta có thể kết luận các biến độc lập này có thể đưa vào mô hình giải thích cho biến sự hài lòng của SV. Tuy nhiên, sự tương quan tuyến tính giữa các biến độc lập theo kết quả phân tích hệ số Pearson là tương đối thấp, điều này cho ta thấy khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến khi phân tích hồi quy bội là tương đối thấp.
3.5.1.2. Đánh giá độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính bội
Qua phân tích về tương quan, mô hình hồi quy bội được xem xét trong nghiên cứu chính thức có dạng:
66
Để đánh giá mức độ tác động của các thành phần công tác đào tạo lên sự hài lòng của SV 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 khẳn định tính đúng đắn của mô hình lý thuyết đã đưa ra và trong nghiên cứu tác giả đã giả thuyết rằng các yếu tố: cơ sở vật chất, đội ngũ giáo viên, công tác phục vụ của các phòng chức năng, sự quan tâm của nhà trường, chương trình đào tạo có tác động dương đến sự hài lòng của SV.
Sau khi phân tích hồi quy, tác giả đã tiến hành kiểm trả các giả thuyết của mô hình hồi quy tuyến tính, đặc biệt là giả thuyết về phân phối chuẩn của phần dư, đa cộng tuyến 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 xấp xỉ bằng 0 và phương sai xấp xỉ bằng 1. (xem hình 3.1)
67
Hình 3.2. Đồ thị phân tán giữa phần dư chuẩn hóa và giá trị ước lượng
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 (xem hình 3.2) 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 không). Do vậy, hiện tượng phương sai thay đổi không xuất hiện trong mô hình hồi quy này. Trong nghiên cứu này tác giả không tiến hành kiểm tra giả định về hiện tượng tự tương quan giữa các nhiễu vì dữ liệu nghiên cứu này là dữ liệu khảo sát (dữ liệu chéo điều tra tại một thời điểm) nên hiện tượng tương quan giữa các nhiễu thường 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 là đáng tin cậy.
68
Bảng 3.32. Kết quả hồi quy sử dụng phương pháp Enter của mô hình
Model Mô hình Hệ số R R Square Hệ số R2 Adjusted R Square R2 hiệu chỉnh Std. Error of the Estimate Sai số chuẩn ước
lượng
Durbin-Watson
1 0,788a 0,621 0,616 0,3593 2,100
Nguồn: Xử lý số liệu điều tra bằng phần mềm SPSS
Bảng 3.33. Phân tích phương sai ANOVA trong phân tích hồi quy
Model Mô hình Sum of Squares Tổng các chênh lệch bình phương Df Độ tự do Mean Square Trung bình các chênh lệch bình phương F Giá trị kiểm định F Sig Xác suất >F Regression (Hồi qui) 83,417 5 16,683 129,239 .000a Residual (Sai số) 50,861 394 0,129
1
Total (Tổng cộng) 134,277 399
Nguồn: Xử lý số liệu điều tra bằng phần mềm SPSS
Bảng 3.34. Phân tích hệ số hồi quy Unstandardized Coefficients Hệ số chưa chuẩn hóa Standardized Coefficients Hệ số đã chuẩn hóa Collinearity Statistics Thống kê cộng tuyến Model Mô hình B Std. Error
Sai số chuẩn Beta
t Sig Tolerance Độ chấp nhận VIF (Constant) 0,177 0,168 1,055 0,292 CS 0,520 0,037 0,537 13,974 0,000 0,650 1,537 GV 0,004 0,034 0,004 0,122 0,903 0,849 1,178 PK 0,091 0,034 0,091 2,682 0,008 0,831 1,203 QT 0,136 0,032 0,146 4,197 0,000 0,790 1,266 1 CT 0,213 0,032 0,235 6,662 0,000 0,773 1,294 a. Dependent Variable: SHL
Nguồn: Xử lý số liệu điều tra bằng phần mềm SPSS
Kết quả hồi quy tuyến tính (bảng 3.32.) có hệ số xác định R2 là 0,621 và hệ số xác định R2 điều chỉnh là 0,616. Điều này nói lên rằng độ thích hợp của mô hình là 61,6% hay nói cách khác là 61,6% độ biến thiên của biến sự hài lòng của SV (SHL) được giải thích chung bởi các biến trong mô hình.
69
Trong bảng phân tích phương sai ANOVA (bảng 3.33.), trị số thống kê F được tính từ giá trị R2 có giá trị sig rất nhỏ cho thấy sự thích hợp của mô hình hồi qui tuyến tính với tập dữ liệu phân tích. Điều này cho thấy các biến độc lập trong mô hình có quan hệ với biến phụ thuộc, mô hình có thể sử dụng được.
Với mức ý nghĩa 5% được chọn trong nghiên cứu này, nếu Sig. < 0,05 thì có thể nói các biến độc lập đều tác động lên biến phụ thuộc. Nhưng theo kết quả thực tế khi phân tích cho thấy chỉ có giá giá trị sig của bốn biến Cơ sở vật chất, Công tác phục vụ của các phòng chức năng, Chương trình đào tạo, Sự quan tâm của nhà trường đều nhỏ hơn 0,05, còn lại biến Đội ngũ giáo viên bằng 0,903 lớn hơn 0,05 do đó ta có thể nói trong năm thành phần công tác tổ chức, dịch vụ đào tạo chỉ có bốn thành phần có ý nghĩa trong mô hình và có tác động dương (cùng chiều) đến sự hài lòng của SV.
Như vậy, theo kết quả ở bảng 3.34 thì ta có phương trình 1.1 thể hiện mối liên hệ giữa các yếu tố hình thành nên công tác tổ chức, dịch vụ đào tạo và sự hài lòng của SV Trường CĐ. KT - KT KG:
Sự hài lòng của SV = 0,177+ 0,520*CS+ 0,091*PK + 0,136*QT + 0,213*CT (1.1) Qua kết quả phân tích hồi quy cho thấy tầm quan trọng của từng biến độc lập đối với biến phụ thuộc. Giá trị Beta tại bảng 3.34 cho thấy mức độ ảnh hưởng giữa 4 thành phần tác động đến sự hài lòng của SV cụ thể: SV hài lòng về Cơ sở vật chất ớ mức Beta = 0,537. SV hài lòng về Chương trình ở mức Beta = 0,235. SV hài lòng về Sự quan tâm của nhà trường ở mức Beta = 0,146. SVhài lòng về Công tác phục vụ của các phòng chức năng ở mức Beta = 0,091.
3.5.1.3. Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu trong mô hình
Giả thuyết H1: Có mối quan hệ dương giữa cơ sở vật chất tốt với sự hài lòng của SV.
Theo kết quả kiểm định trong mô hình hồi quy cho thấy thành phần Cơ sở vật chất có hệ số β = 0,520 > 0 và mức ý nghĩa thống kê là sig = 0,0 (xem bảng 3.34). Như vậy, cơ sở vật chất tốt và sự hài lòng của SV có mối quan hệ dương với nhau. Đồng thời, yếu tố cơ sở vật chất là yếu tố quan trọng nhất. Ngoài ra, thông qua hệ số β cũng cho ta thấy yếu tố chất lượng cơ sở vật chất là yếu tố quan trọng hàng đầu tác động đến mức độ hài lòng của SV về công tác tổ chức, dịch vụ đào tạo của nhà trường. Điều này gợi ý cho lãnh đạo nhà trường rằng phát triển cơ sở vật chất là việc cần phải được tiến hành thường xuyên và liên tục để đảm bảo phục vụ cho nhu cầu học tập của SV.
70
Giả thuyết H2: Có mối quan hệ dương giữa đội ngũ giáo viên tốt với sự hài lòng của SV.
Theo kết quả kiểm định trong mô hình hồi quy (bảng 3.34) cho thấy thành phần Đội ngũ giáo viên có hệ số (β = 0,004 > 0 và sig = 0,903). Vì vậy biến này không có ý nghĩa trong mô hình. Mặc dù về mặt số liệu, biến này bị bác bỏ nhưng điều đó không có nghĩa là đội ngũ giáo viên không tác động đến sự hài lòng của SV.
Giả thuyết H3: Có mối quan hệ dương giữa công tác phục vụ tốt của các phòng chức năng với sự hài lòng của SV.
Theo kết quả kiểm định trong mô hình hồi quy (bảng 3.34) cho thấy thành phần Công tác phục vụ tốt của các phòng chức năng có mối quan hệ dương với sự hài lòng của SV (β = 0,091> 0 và sig = 0,008). Như vậy, giả thuyết H3 được chấp nhận.
Giả thuyết H4: Có mối quan hệ dương giữa sự quan tâm của của nhà trường với sự hài lòng của SV.
Sự quan tâm của nhà trường cũng là một trong những thành phần quan trọng tác động đến sự hài lòng của SV. Theo kết quả phân tích hồi quy (bảng 3.34) cho thấy thành phần Sự quan tâm của nhà trường có tác động dương đến sự hài lòng của SV (β = 0,136 > 0 và sig = 0,0). Như vậy, giả thuyết H4 cũng được chấp nhận.
Giả thuyết H5: Chương trình đào tạo tốt có mối quan hệ dương với sự hài lòng của SV.
Kết quả phân tích hồi quy (bảng 3.34) cho thấy thành phần Chương trình đào tạo có hệ số (β = 0,213 > 0 và sig = 0,0). Như vậy, chương trình đào tạo tốt và sự hài lòng của SV có quan hệ dương với nhau. Đồng thời, yếu tố chương trình đào tạo là yếu tố quan trọng thứ 2 sau yếu tố cơ sở vất chất.
Tóm lại: Với các kết quả đã phân tích ở trên cho thấy rằng mô hình nghiên cứu hoàn toàn phù hợp và khẳng định có mối liên hệ chặt chẽ giữa các thang đo với sự hài lòng của SV về chất lượng công tác tổ chức, dịch vụ đào tạo của Trường CĐ. KT - KT KG.
Đồng thời, theo kết quả kiểm định các giả thuyết ở trên, ta có thể kết luận rằng sự hài lòng của SV về công tác tổ chức, dịch vụ đào tạo chịu tác động dương của các thành phần: Cơ sở vật chất, Chương trình đào tạo, Sự quan tâm của nhà trường, Công tác phục vụ của các phòng chức năng . Như vậy, các giả thuyết H1, H3, H4, H5 (đã
71
được xây dựng trong chương 2 của đề tài này) đều được chấp nhận chỉ có giả thuyết H2 bị bác bỏ. Trong đó, thành phần Cơ sở vật chất là yếu tố tác động lớn nhất đến sự hài lòng của SV, tiếp đến là các thành phần: Chương trình đào tạo, Sự quan tâm của nhà trường tới SV, Công tác phục vụ của các phòng chức năng.
Sau khi tiến hành các phân tích kiểm định các giả thuyết đã đề xuất ta được kết quả tổng quát như bảng 3.35:
Bảng 3.35. Tổng hợp kết quả kiểm định các giả thuyết của nghiên cứu Giả
thuyết Nội dung giả thuyết
Kết quả kiểm định
H1
Có mối quan hệ dương giữa cơ sở vật chất tốt với sự hài lòng của SV.
Chấp nhận; Beta =0,520; sig = 0,000 H2
Có mối quan hệ dương giữa đội ngũ giáo viên tốt với sự hài lòng của SV.
Bác bỏ; Beta =0,004; sig = 0,903 H3
Có mối quan hệ dương giữa công tác phục vụ tốt của các phòng chức năng với sự hài lòng của SV.
Chấp nhận; Beta =0,091; sig = 0,008 H4
Có mối quan hệ dương giữa sự quan tâm của của nhà trường với sự hài lòng của SV.
Chấp nhận; Beta =0,136; sig = 0,000 H5
Chương trình đào tạo tốt có mối quan hệ dương với sự hài lòng của SV.
Chấp nhận; Beta =0,213; sig = 0,000
72
KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ Kết luận
Mục tiêu chính của nghiên cứu này là xác định các thành phần tác động đến sự hài lòng của SV về chất lượng công tác tổ chức, phục vụ đào tạo của Trường CĐ. KT - KT KG, xây dựng và đánh giá các thang đo lường các thành phần về công tác tổ chức, phục vụ đào tạo. Để khẳn định sự tác động của các thành phần này vào sự hài lòng của SV, một mô hình lý thuyết được xây dựng và kiểm định. Mô hình lý thuyết được xây dựng dựa trên cơ sở lý thuyết về chất lượng dịch vụ, sự hài lòng của SV và các thành phần tác động vào sự hài lòng.
Tóm tắt các kết quả chính
Về đặc điểm chung của đối tượng nghiên cứu, kích thước mẫu của nghiên cứu chính thức n = 400 mẫu điều tra SV cao đẳng K4 (sắp tốt nghiệp). Đa số các SV đều trả lời đầy đủ các bảng câu hỏi phát ra.
Các thang đo lường các thành phần tác động vào sự hài lòng của SV sau khi đề xuất đều đạt được độ tin cậy và giá trị cho phép. Kết quả nghiên cứu hệ số Cronbach’s Alpha với năm thành phần của thang đo chất lượng đào tạo và thang đo Sự hài lòng đều đạt yêu cầu. Như vậy, thang đo thiết kế trong luận văn có ý nghĩa trong thống kê và đạt hệ số tin cậy cần thiết. Cụ thể:
Thành phần Cơ sở vật chất có hệ số Cronbach’s Alpha đạt giá trị 0,805;
Thành phần Đội ngũ giáo viên có hệ số Cronbach’s Alpha đạt giá trị 0,824;
Thành phần Công tác phục vụ của các phòng chức năng có hệ số Cronbach’s Alpha đạt giá trị 0,759;
Thành phần Sự quan tâm của nhà trường có hệ số Cronbach’s Alpha đạt giá trị 0,738;
Thành phần Chương trình đào tạo có hệ số Cronbach’s Alpha đạt giá trị 0,871;
Thành phần Sự hài lòng của SV có hệ số Cronbach’s Alpha đạt giá trị 0,815. Về kết quả kiểm định mô hình và các giả thuyết nghiên cứu, kết quả kiểm định mô hình lý thuyết cho thấy trong năm thành phần về công tác tổ chức, dịch vụ đào tạo đã đề xuất trong mô hình nghiên cứu có bốn thành phần có tác động dương đến sự hài lòng của SV về công tác tổ chức, dịch vụ đào tạo cụ thể: thành phần Cơ sở vật chất,
73
Chương trình đào tạo, Công tác phục vụ của các phòng chức năng, Sự quan tâm của nhà trường. Trong đó, thành phần tác động mạnh nhất đến sự hài lòng của SV là thành phần Cơ sở vật chất (β1 = 0,520), tiếp theo là thành phần Chương trình đào tạo (β5 = 0,213), Sự quan tâm của nhà trường (β4 = 0,136), Công tác phục vụ của các phòng chức năng (β3 = 0,091).
Kết quả nghiên cứu này có sự khác biệt so với nghiên cứu của các tác giả Lê Đức Tâm (2012), Trần Xuân Kiên (2009) và Tiểu ban dự án giáo dục (2008).
Thứ nhất: Kết quả các nghiên cứu trước cho thấy thành phần giáo viên có tác động mạnh đến sự hài lòng của SV trong khi ở nghiên cứu này thì yếu tố giáo viên lại không tác động đến sự hài lòng của SV.