Sau khi tiến hành phõn tớch nhõn tố thỡ cú 6 nhõn tố trong mụ hỡnh ủo lường mức ủộ hài lũng của sinh viờn về chất lượng dịch vụủào tạo. ðểủưa ra ủược những kết luận và cỏc giải phỏp sỏt với thực tiển ta cần kiểm ủịnh ủộ phự hợp của mụ hỡnh nghiờn cứu (Phõn tớch tương quan và hồi quy).
Trong ủú cỏc biến cụ thể như sau:
HH : Phương tiện hữu hỡnh ( HH1, HH2, HH3, HH4, HH5) PV : Năng lực phục vụ ( PV1, PV3, PV4, PV5 )
DU : Khả năng ủỏp ứng (DU1, DU3, DU6, DU7 ) CP : Chi phớ (CP4, CP4, CP6)
TC : Sự tin cậy (TC1, TC2, TC4, TC5) CT : Sự cảm thụng ( CT1, CT2, CT4, CT5 )
HL : Sự hài lũng của sinh viờn (HL1,HL2,HL3, HL4, HL5, HL6 )
3.3.4.1 Phõn tớch tương quan
Kết quả phõn tớch hệ số tương quan Pearson thể hiện trong ma trận tương quan
ủược trỡnh bày trong bảng 3.21 như sau:
Bảng 3.21 Ma trận tương quan TC DU PV CT HH CP HL Pearson Correlation 1 .000 .000 .000 .000 .000 .563 ** Sig. (2-tailed) 1.000 1.000 1.000 1.000 1.000 .000 TC N 351 351 351 351 351 351 351 Pearson Correlation .000 1 .000 .000 .000 .000 .318 ** Sig. (2-tailed) 1.000 1.000 1.000 1.000 1.000 .000 DU N 351 351 351 351 351 351 351 PV Pearson Correlation .000 .000 1 .000 .000 .000 .262 **
Sig. (2-tailed) 1.000 1.000 1.000 1.000 1.000 .000 N 351 351 351 351 351 351 351 Pearson Correlation .000 .000 .000 1 .000 .000 .176 ** Sig. (2-tailed) 1.000 1.000 1.000 1.000 1.000 .001 CT N 351 351 351 351 351 351 351 Pearson Correlation .000 .000 .000 .000 1 .000 .250 ** Sig. (2-tailed) 1.000 1.000 1.000 1.000 1.000 .000 HH N 351 351 351 351 351 351 351 Pearson Correlation .000 .000 .000 .000 .000 1 .324 ** Sig. (2-tailed) 1.000 1.000 1.000 1.000 1.000 .000 CP N 351 351 351 351 351 351 351 Pearson Correlation .563 ** .318** .262** .176** .250** .324** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .001 .000 .000 HL N 351 351 351 351 351 351 352
Nguồn: Tớnh toỏn từ dữ liệu ủiều tra
Từ kết quả phõn tớch tương quan (Bảng 3.21) ta nhận thấy rằng sự hài lũng của sinh viờn cú tương quan tuyến tớnh với 06 nhõn tố ủộc lập và cú mức ý nghĩa ở mức 5%. Hệ số tương quan giữa nhõn tố “Sự hài lũng” và nhõn tố “Sự tin cậy” là cao nhất (0.563);tiếp ủến là nhõn tố “Chi phớ” (0.324), “Sự ủỏp ứng” (0.318), “Năng lực phục vụ” (0.262), “Phương tiện hữu hỡnh” (0.250) và thấp nhất là “Sự cảm thụng” (0.176).
Kết quả từ bảng 3.21, hệ số tương quan giữa cỏc biến ủộc lập là tương ủối thấp (cao nhất chỉ ở mức 0,563), ủiều này cho ta thấy khả năng xảy ra hiện tượng ủa cộng tuyến khi phõn tớch hồi quy bội là tương ủối thấp.
Mục ủớch của phõn tớch tương quan Peason là ủể lượng húa mức ủộ chặt chẽ của mối liờn hệ tuyến tớnh giữa cỏc biến ủịnh lượng. Như vậy, qua kết quả phõn tớch tương quan Pearson (bảng 3.21) ta thấy giữa biến phụ thuộc và cỏc biến ủộc lập trong mụ hỡnh nghiờn cứu của tỏc giả cú mối tương quan thuận, khả năng xảy ra hiện tượng ủa cộng tuyến giữa cỏc biến ủộc lập trong mụ hỡnh là tương ủối thấp..
3.3.4.2. Phõn tớch hồi quy tuyến tớnh
Qua phõn tớch về tương quan, mụ hỡnh hồi quy bội ủược xem xột trong nghiờn cứu chớnh thức cú dạng:
HL = β0 + β1*HH + β2*DU + β3*PV + β4*CP + β5*TC + β6*CT
Trong ủú:
• Biến phụ thuộc: HL (Sự hài lũng của sinh viờn)
• Biến ủộc lập: HH (Phương tiện hữu hỡnh); DU (Sự ủỏp ứng); PV (Năng lực phục vụ); CP (Chi phớ); TC (Sự tin cậy); CT (Sự cảm thụng).
ðểủỏnh giỏ mức ủộ tỏc ủộng của cỏc thành phần chất lượng ủào tạo lờn sự hài lũng của sinh viờn, tỏc giả sử dụng hàm hồi quy tuyến tớnh bội với thủ tục chọn biến theo phương phỏp ENTER, bởi vỡ mục tiờu của nghiờn cứu này là muốn khẳng ủịnh tớnh ủỳng ủắn của mụ hỡnh lý thuyết ủó ủưa ra và trong nghiờn cứu tỏc giả ủó giả
thuyết rằng phương tiện hữu hỡnh, sự ủỏp ứng, năng lục phục vụ, chi phớ, sự tin cậy, sự cảm thụng của nhà trường tới sinh viờn cú tỏc ủộng dương ủến sự hài lũng của sinh viờn.
Sau khi phõn tớch hồi quy, tỏc giả tiến hành kiển tra cỏc giả thuyết của mụ hỡnh hồi quy tuyến tớnh, ủặc biệt là giả thuyết về phõn phối chuẩn của phần dư, ủa cộng tuyến và phương sai thay ủổi. Kết quả cho thấy cỏc phần dư tuõn theo quy luật phõn phối chuẩn, vỡ giỏ trị trung bỡnh (mean) của phần dư bằng 0 và phương sai (=Std.Dev2 = 0,991) xấp xỉ bằng 1. Do ủú cú thể kết luận rằng giả thuyết phõn phối chuẩn khụng bị vi phạm (xem hỡnh 3.8) Kết quả phõn tớch hồi quy cũng cho thấy mụ hỡnh khụng cú hiện tượng ủa cộng tuyến giữa cỏc biến ủộc lập (VIF < 2). Kết quả này cũng tương tự
như khi tiến hành phõn tớch ma trận tương quan cho thấy khụng cú tương quan cao giữa cỏc biến ủộc lập. Kiểm tra bằng ủồ thị (xem hỡnh 3.9) mụ tả mối quan hệ giữa phần dư
chuẩn húa và giỏ trị ước lượng chuẩn húa, ta nhận thấy cỏc phần dư phõn bố tương ủối
ủều xung quanh giỏ trị trung bỡnh (giỏ trị trung bỡnh của phần dư bằng 0). Do vậy, hiện tượng phương sai thay ủổi khụng xuất hiện trong mụ hỡnh hồi quy này.
Nguồn: Tớnh toỏn từ dữ liệu ủiều tra
Hỡnh 3.8. Biểu ủồ Histogram
Kiểm tra bằng biểu ủồ tần số P-P Plot cũng cho thấy cỏc chấm phõn tỏn sỏt với
ủường thẳng kỳ vọng, như vậy phõn phối cú thể xem như chuẩn (hỡnh 3.9) (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Nguồn: Tớnh toỏn từ dữ liệu ủiều tra
Trong nghiờn cứu này tỏc giả khụng tiến hành kiểm tra giảủịnh về hiện tượng tự
tương quan giữa cỏc nhiễu vỡ dữ liệu nghiờn cứu này là dữ liệu khảo sỏt nờn hiện tượng tự tương quan giữa cỏc nhiễu thường khụng xuất hiện. Như vậy, qua kiểm tra giả ủịnh của mụ hỡnh hồi quy tuyến tớnh với kết quả là cỏc giả ủịnh ủều khụng bị vi phạm. Do ủú, cỏc kết quả của mụ hỡnh hồi quy là ủỏng tin cậy.
Bảng 3.22 Kết quả hồi quy sử dụng phương phỏp Enter của mụ hỡnh
Mẫu Hệ số R Hệ số R2 R 2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng Durbin-Watson 1 .828a .686 .680 .566 1.802
Nguồn: Tớnh toỏn từ dữ liệu ủiều tra
Kết quả hồi quy tuyến tớnh (bảng 3.22) cú hệ số xỏc ủịnh R2 là 0.686 và hệ số
xỏc ủịnh R2 ủiều chỉnh là 0.680. ðiều này núi lờn rằng ủộ thớch hợp của mụ hỡnh là 68% hay núi cỏch khỏc là 68% ủộ biến thiờn của sự hài lũng của sinh viờn ủược giải thớch chung bởi cỏc biến trong mụ hỡnh. Cú thể thấy ủộ phự hợp của mụ hỡnh là tương
ủối tốt. Tuy nhiờn, sự phự hợp này chỉ ủỳng với dữ liệu mẫu. ðể kiểm ủịnh xem cú thể
suy diễn mụ hỡnh cho tổng thể thực hay khụng ta phải kiểm ủịnh ủộ phự hợp của mụ hỡnh.
Bảng 3.23 Phõn tớch phương sai ANOVA trong phõn tớch hồi quy
Model Sum of Squares Df Mean Square F Sig. Regression 240.561 6 40.094 125.029 .000a Residual 110.312 344 .321 1 Total 350.873 350
Nguồn: Tớnh toỏn từ dữ liệu ủiều tra
Trong bảng phõn tớch phương sai ANOVA (Bảng 3.23). trị số thống kờ F (125.029) ủược tớnh từ giỏ trị R2 cú giỏ trị sig rất nhỏ (sig = 0,000) cho thấy sự thớch hợp của mụ hỡnh hồi quy tuyến tớnh với tập dữ liệu phõn tớch.
Bảng 3.24 Phõn tớch hệ số hồi quy Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients Collinearity Statistics Model B Std. Error Beta t Sig. Tolerance VIF (Constant) -.001 .030 -.033 .973 HH .564 .030 .563 18.636 .000 1.000 1.000 DU .318 .030 .318 10.511 .000 1.000 1.000 PV .263 .030 .262 8.677 .000 1.000 1.000 CP .176 .030 .176 5.807 .000 1.000 1.000 TC .251 .030 .250 8.285 .000 1.000 1.000 1 CT .324 .030 .324 10.711 .000 1.000 1.000
Nguồn: Tớnh toỏn từ dữ liệu ủiều tra
Kết quả phõn tớch hồi quy (bảng 3.24) cho ta thấy giỏ trị Sig của cỏc biếnHH, DU, PV, CP, TC. CT nhỏ hơn 0,05, do ủú ta núi rằng thành phần biến HH, DU, PV, CP, TC. CT cú ý nghĩa trong mụ hỡnh và cú tỏc ủộng dương (cựng chiều) ủến sự hài lũng của sinh viờn.
Ta cú phương trỡnh thể hiện mối liờn hệ giữa cỏc yếu tố hỡnh thành nờn chất lượng ủào tạo và sự hài lũng của sinh viờn trường cao ủẳng nghề Kiờn Giang như sau:
HL =0.563*HH + 0.318*DU + 0.262*PV + 0.176*CP + 0.250*TC + 0.324*CT Trong ủú: HH : Phương tiện hữu hỡnh PV : Năng lực phục vụ DU : Khả năng ủỏp ứng CP : Chi phớ TC : Sự tin cậy CT : Sự cảm thụng
HL : Sự hài lũng của sinh viờn
3.3.4. 3. Kiểm ủịnh cỏc giả thuyết
Kiểm ủịnh cỏc giả thuyết của mụ hỡnh
Giả thuyết H1: Sự tin cậy cú mối quan hệ dương với sự hài lũng của sinh viờn về chất lượng dịch vụủào tạo .
Kết quả hồi quy (bảng 3.24) cú hệ số beta ủó chuẩn húa là 0.250 dấu dương của hệ số beta cú ý nghĩa là mối quan hệ giữa yếu tố “Sự tin cậy” và “Sự hài lũng của sinh viờn” là mối quan hệ dương với nhau. ðiều này cú nghĩa là khi sinh viờn càng tin tưởng vào giỏo viờn, nhõn viờn của nhà trường tăng thỡ mức ủộ hài lũng tăng. Theo thống kờ mụ tả ở (bảng 3.17) cho thấy sinh viờn ủỏnh giỏ rất cao yếu tố sự tin cậy ,
ủõy là ủiều ủỏng mừng và càng phỏt huy hơn nữa ủể sinh viờn tin tưởng vào nhà trường nhiều hơn, cú như vậy thỡ việc dạy và học mới ủạt ủược hiệu quả cao.
Giả thuyết H2: Sựủỏp ứng cú mối quan hệ dương với sự hài lũng của sinh viờn về chất lượng dịch vụủào tạo của trường.
Kết quả hồi quy (bảng 3.24) cú hệ số beta ủó chuẩn húa là 0.318 dấu dương của hệ số beta cú ý nghĩa là khả năng ủỏp ứng của trường và sự hài lũng của sinh viờn nhà trường cú quan hệ dương với nhau. ðiều này cho thấy trong quỏ trỡnh tổ chức ủào tạo, nhà trường cần phải giải quyết cỏc vấn ủề của sinh viờn phải kịp thời và nhanh chúng cú như vậy thỡ sinh viờn cảm thấy hài lũng hơn.
Giả thuyết H3: Năng lực phục vụ cú mối quan hệ dương vúi sự hài lũng của sinh viờn về chất lượng dịch vụủào tạo của trường.
Theo kết quả hồi quy (bảng 3.24) cú hệ số beta ủó chuẩn húa là 0.262 dấu dương của hệ số beta cú ý nghĩa là mối quan hệ giữa yếu tố “Năng lực phục vụ” và “Sự hài lũng của sinh viờn” là mối quan hệ cựng chiều. ðiều này cho thấy năng lực phục vụ của trường cú tỏc ủộng ủến sự thỏa món của sinh viờn. Khi năng lực phục vụ
của trường càng ủược nõng lờn thỡ sự hài lũng của sinh viờn cũng tăng theo. Theo ủỏnh giỏ của sinh viờn thỡ năng lực phục vụ của nhà trường là tương ủối ở mức giao ủộng từ (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
3,6 ủến 3.93 ( bảng 3.16) do ủú nhà trường cần phải chỳ ý hơn trong phong cỏc phục vụ, nõng cao nõng lực và tay nghề của giỏo viờn cú như vậy mới thu hỳt ủược sinh viờn tham gia theo học tại trường.
Giả thuyết H4: Sự cảm thụng cú mối quan hệ dương vúi sự hài lũng của sinh viờn về chất lượng dịch vụủào tạo của trường.
Theo kết quả hồi quy (bảng 3.24) thỡ Sự cảm thụng là yếu tố tỏc ủộng mạnh ủến sự hài lũng của sinh viờn, cú hệ số beta ủó chuẩn húa là 0.324 dấu dương của hệ số
beta cú ý nghĩa là mối quan hệ giữa yếu tố “Sự cảm thụng” và “mức ủộ hài lũng của sinh viờn ủối với chất lượng ủào tạo của trường’’ là mối quan hệ cựng chiều. ðiều này cú nghĩa là khi sinh viờn nhận ủược nhiều sự cảm thụng từ nhà trường thỡ mức ủộ hài lũng với nhà trường càng tăng, theo thống kờ mụ tảở bảng 3.17 thỡ sinh viờn ủỏnh giỏ
rất cao về việc giỏo viờn nhõn viờn tại cỏc phũng khoa là quan tõm tới ủiều kiện học tập, ăn ở của cỏc em. ðiều này cho thấy sự gần gũi của giỏo viờn và sinh viờn, giỳp sinh viờn cảm thấy ấm ỏp hơn, tự tin hơn trong việc giao tiếp giữa thầy và trũ. Từ ủú nhà trường nắm ủược tõm tư nguyện vọng của cỏc em ủể giỏo dục cho tốt hơn.
Giả thuyết H5: Phương tiện hữu hỡnh cú mối quan hệ dương vúi sự hài lũng của sinh viờn về chất lượng dịch vụủào tạo của trường.
Yếu tố “Phương tiện hữu hỡnh” là yếu tố cú ảnh hưởng lớn nhất ủến mức ủộ hài lũng của sinh viờn ủối với chất lượng ủào tạo tại trường (cú hệ số hồi quy lớn nhất). Dấu dương của hệ số beta cú ý nghĩa là mối quan hệ giữa yếu tố “Phương tiện hữu hỡnh” với “mức ủộ hài lũng của sinh viờn” là mối quan hệ cựng chiều. Kết quả hồi quy (bảng 3.24) cú hệ số beta ủó chuẩn húa là 0.563 nghĩa là khi tăng mức ủộ thoả món về
phương tiện hữu hỡnh lờn 1 ủơn vị ủộ lệch chuẩn thỡ mức ủộ hài lũng chung của sinh viờn tăng thờm 0.563 ủơn vị lệch chuẩn. Theo phõn tớch mụ tả về phương tiện hữu hỡnh ủược thể hiện ở bảng 3.18 thỡ sự ủỏng giỏ của sinh viờn trung bỡnh là 3,8. Sự hài lũng của sinh viờn về trang thiết bị dạy học tại trường cũng chưa cao lắm . Do ủú trong tương lai nhà trường cần phải ủầu tư những thiết bị hiện ủại cú thể là sản xuất thực tế ủược, cú thể là dựa vào những thiết bị này học sinh làm ra những sản phẩm mà chất lượng tương ủương như trờn thị trường với những sản phẩm cựng loại.
Giả thuyết H6: Chi phớ học tập của sinh viờn tại trường cú mối quan hệ dương vúi sự hài lũng của sinh viờn về chất lượng dịch vụủào tạo của trường.
Yếu tố cuối cựng cú ảnh hưởng ủến mức ủộ hài lũng của sinh viờn về chất lượng ủào tạo của nhà trường ủú là “Chi phớ”. Kết quả hồi quy (bảng 3.24) cú hệ số
beta ủó chuẩn húa là 0.176 dấu dương của hệ số beta cú ý nghĩa là mối quan hệ giữa yếu tố “Chi phớ” và “Sự hài lũng của sinh viờn” là mối quan hệ cựng chiều. ðiều này cho thấy mức ủộ phự hợp của mụ hỡnh xo với thực tế. Khi giỏ cả hợp lớ thỡ mức ủộ hài lũng của sinh viờn sẽ ủược tăng lờn .Túm lại, với kết quả kiểm ủịnh cỏc giả thuyết ở
trờn, ta cú thể kết luận rằng sự hài lũng của sinh viờn về chất lượng dịch vụủào tạo tại Trường Cao ủẳng Nghề Kiờn Giang chịu tỏc ủộng dương của cỏc thành phần là phương tiện hữu hỡnh,sự cảm thụng,sự ủỏp ứng” ,năng lực phục vụ,sự tin cậy và chi phớ. Trong ủú, “Phương tiện hữu hỡnh” là vấn ủề quan trọng nhất, tỏc ủộng lớn nhất
ủến sự thỏa món của sinh viờn (β’ = 0.563), kếủến là “Sự cảm thụng” (β’= 0.324), “Sự ủỏp ứng” (β’= 0.318), “Năng lực phục vụ” (β’=0.262); “Sự tin cậy” (β’=0.250), và cuối cựng là “Chi phớ” (β’=0.176).
Kiểm ủịnh sự khỏc biệt của cỏc ủặc ủiểm cỏ nhõn ủến sự hài lũng của sinh viờn
ðể xem xột cú sự khỏc nhau về sự hài lũng của sinh viờn theo cỏc ủặc ủiểm cỏ nhõn tỏc giả tiến hành phõn tớch ANOVA. ðiều kiện ủể phõn tớch ANOVA là:
• Cỏc nhúm so sỏnh phải ủộc lập và ủược chọn một cỏch ngẫu nhiờn.
• Cỏc nhúm so sỏnh phải cú phõn phối chuẩn hoặc cỡ mẫu phải ủủ lớn ủể ủược xem như tiệm cận phõn phối chuẩn.
• Phương sai của cỏc nhúm so sỏnh phải ủồng nhất.
Nếu giả ủịnh tổng thể cú phõn phối chuẩn với phương sai bằng nhau khụng ủỏp
ứng ủược thỡ kiểm ủịnh phi tham số Kruskal-Wallis sẽ là một giải phỏp thay thế hữu