*Xác định tầm quan trọng của các biến trong mô hình:
Các thành phần trong mô hình gồm: đội ngũ giảng viên, công việc của nhân viên khối văn phòng trong nhà trường, chương trình đào tạo, danh tiếng của nhà trường, khả năng tiếp cận dịch vụ của sinh viên, sự quan tâm thấu hiểu sinh viên là những thành phần ảnh hưởng quan trọng đến sự hài lòng của sinh viên. Thứ tự quan trọng của từng thành phần phụ thuộc vào giá trị tuyệt đối của hệ số hồi quy đã chuẩn hóa. Thành phần nào có giá trị tuyệt đối càng lớn thì ảnh hưởng đến mức độ hài lòng càng nhiều. Do đó, trong mô hình này chúng ta thấy sự hài lòng của sinh viên chịu ảnh hưởng nhiều nhất từ thành phần đội ngũ giảng viên (beta = 0,340), quan trọng thứ hai là thành phần chương trình đào tạo (beta = 0,302), thành phần thứ ba là công việc của nhân viên văn phòng (beta = 0,182), thứ tư là thành phần danh tiếng của nhà trường (beta = 0,171), thứ năm là thành phần sự quan tâm thấu hiểu sinh viên (beta = 0,149) và thứ sáu là thành phần khả năng tiếp cận dịch vụ của sinh viên (beta = 0,090).
Kết quả phân tích các hệ số hồi quy cho thấy mô hình không bị vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến do hệ số phóng đại phương sai (VIF) của các biến độc lập đều nhỏ hơn 2. Kết quả phân tích các hệ số hồi quy cho ta thấy giá trị Sig. của tất cả các biến độc lập đều nhỏ hơn 0,05. Do đó, có thể nói rằng tất cả các biến độc lập đều có ý nghĩa trong mô hình và tác động cùng chiều đến sự hài lòng của sinh viên (do các hệ số hồi quy đều mang dấu dương).
*Xây dựng phương trình hồi quy tuyến tính
Phương trình hồi quy có dạng như sau:
HL = B0 + B1NVi + B1GVi + B1DTi + B1TCi + B1CTDTi + B1QTi + ei
Dựa vào hệ số B ta có phương trình hồi quy có dạng như sau:
HL = 0,221 + 0,149NVi + 0,283GVi + 0,143DTi + 0,075TCi + 0,251CTDTi + 0,126QTi + ei
4.4.5 Kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Mô hình này giải thích được 84% sự thay đổi của biến hài lòng (HL) là do các biến độc lập trong mô hình tạo ra, còn lại 16% biến thiên được giải thích bởi các biến khác ngoài mô hình. Mô hình cho thấy các biến độc lập đều ảnh hưởng dương (thuận chiều) đến mức độ hài lòng của sinh viên với độ tin cậy 95%.
Bảng 4.18. Kết quả tổng hợp các kiểm định giả thuyết
Giả thuyết | Mức ý nghĩa (Sig.) | Kế quả | |
H1 | Đội ngũ giảng viên ảnh hưởng dương đến sự hài lòng sinh viên | 0,000 | Chấp nhận |
H2 | Công việc của nhân viên văn phòng ảnh hưởng dương đến sự hài lòng sinh viên | 0,000 | Chấp nhận |
H3 | Chương trình đào tạo ảnh hưởng dương đến sự hài lòng sinh viên | 0,000 | Chấp nhận |
H4 | Danh tiếng của nhà trường ảnh hưởng dương đến sự hài lòng sinh viên | 0,004 | Chấp nhận |
H5 | Khả năng tiếp cận dịch vụ của sinh viên ảnh hưởng dương đến sự hài lòng sinh viên | 0,000 | Chấp nhận |
H6 | Sự quan tâm thấu hiểu sinh viên ảnh hưởng dương đến sự hài lòng sinh viên | 0,000 | Chấp nhận |
Có thể bạn quan tâm!
-
Thang Đo Thành Phần Về Khả Năng Tiếp Cận Của Sinh Viên -
Đánh Giá Sơ Bộ Thang Đo Bằng Hệ Số Tin Cậy Cronbach’S Alpha -
Hệ Số Cronbach’S Alpha Cho Thang Đo Hài Lòng Của Sinh Viên -
Kết Luận Và Những Hàm Ý Cho Nhà Quản Trị Trường Cao Đẳng Saigonact -
Đánh giá sự hài lòng của sinh viên trường Cao đẳng Văn hóa Nghệ thuật và Du lịch Sài Gòn đối với chất lượng dịch vụ đào tạo - 12 -
Mô Tả Mẫu Khảo Sát Gioi Tinh
Xem toàn bộ 123 trang tài liệu này.
*Mô hình nghiên cứu hiệu chỉnh
Sự hài lòng của sinh viên
Công việc của nhân viên văn phòng 0,182
Đặc điểm cá nhân
Đội ngũ giảng viên 0,340
Danh tiếng nhà trường 0,171
Khả năng tiếp cận dịch vụ của sinh viên 0,090
Chương trình đào tạo 0,302
Sự quan tâm thấu hiểu 0,149
Hình 4.4. Mô hình nghiên cứu hiệu chỉnh về ảnh hưởng cảu chất lượng dịch vụ đào tạo đến sự hài lòng của sinh viên tại trường SaigonACT
Trong mô hình tác giả sẽ hiệu chỉnh một thành phần trong các thành phần tạo nên chất lượng dịch vụ đào tạo, đó là thành phần chương trình đào tạo. Cụ thể, sẽ loại bỏ đi biến CTDT4 (Chương trình đào tạo của nhà trường tạo cho sinh viên có nhiều hứng thú trong học tập) trong thành phần chương trình đào tạo của nhà trường.
4.4.6 Do tìm sự vi phạm các giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tính
*Giả định liên hệ tuyến tính
Hình 4.5. Kết quả kiểm định liên hệ tuyến tính (Nguồn: tính toán của tác giả)
Từ biểu đồ trên đã chứng minh rằng giả định tuyến tính được thỏa mãn bởi vì phần dư của chúng phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đường đi qua trục tung độ 0 chứ không tạo thành một hình dạng nào cả. Điều này cho thấy kết quả kiểm định các giả định liên hệ tuyến tính là phù hợp, chấp nhận mô hình nghiên cứu đã hiệu chỉnh.
*Phương sai của phần dư không đổi
Giả thuyết H0: Hệ số tương quan của tổng thể bằng 0
Bảng 4.19. Kết quả kiểm định phương sai của phần dư không đổi
HL | ABSCUARE | |||
Phương pháp đo Spearman (Spearman rho) | Hài lòng | Hệ số tương quan | 1,000 | ,407 |
Sig. (2-tailed) | 0,000 | |||
Tổng thể - N | 287 | |||
ABSCUARE | Hệ số tương quan | ,407 | 1,000 | |
Sig. (2-tailed) | 0,000 | |||
Tổng thể - N | 287 | 287 | ||
(Nguồn: tính toán của tác giả)
Từ kết quả kiểm định đã chứng minh rằng không đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 có nghĩa là phương sai của sai số là không đổi.
*Phân phối chuẩn của phần dư
Hình 4.6. Kết quả phân phối chuẩn của phần dư
(Nguồn: tính toán của tác giả)
Từ biểu đồ nhân thấy rằng có một đường cong phân phối chuẩn được chồng lên biểu đồ tần số, sẽ không hợp lý khi kỳ vọng rằng các phần dư quan sát có phân phối hoàn toàn chuẩn, vì luôn luôn có sự chênh lệch do lấy mẫu, kết quả từ biểu đồ cho thấy phần dư xấp xỉ chuẩn do giá trị trung bình Mean = 0 và độ lệch chuẩn Std.Dev = 0,989 hay có thể nói là gần bằng 1, từ đó có thể kết luận rằng giả thuyết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
*Tính độc lập của phần dư
Giả thuyết H0: Hệ số tương quan tổng thể các phần dư bằng 0
Bảng 4.20. Kết quả kiểm định tính độc lập của phần dư
R | R2 | R2 điều chỉnh | Ước lượng độ lệch chuẩn | Thống kê Durbin Watson | |
1 | 0,917 (a) | 0,842 | 0,843 | 0,24308703 | 1,909 |
(Nguồn: tính toán của tác giả)
Từ kết quả Durbin Watson cho thấy rất thấp (d = 1,909) nghĩa là các phần dư gần nhau có tương quan thuận.
*Hiện tượng đa cộng tuyến
Giả thuyết H0: các biến độc lập không có tương quan với nhau
Từ kết quả kiểm định bảng 4.17. cho thấy mô hình không bị vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến do hệ số phóng đại phương sai (VIF) của các biến độc lập đều nhỏ hơn 2 do đó có đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 điều này có nghĩa là các biến độc lập có tương quan chặt chẽ với nhau.
4.5 Kiểm định sự khác biệt về mức độ đánh giá các thành phần chất lượng dịch vụ đào tạo ảnh hưởng đến sự hài lòng của sinh viên theo các đặc điểm cá nhân.
Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng phân tích Independent Samples T-test và One – Way ANOVA để tìm hiểu mức độ cảm nhận sự hài lòng về chất lượng dịch vụ đào tạo của sinh viên theo khoa, giới tính và khóa học. Vấn đề nghiên cứu ở đây là mức độ quan trọng của sự hài lòng của sinh viên có khác biệt nhau không giữa sinh viên các khoa, giới tính và các năm học. Ta đặt giả thuyết:
H0 : Mức độ hài lòng của sinh viên về chất lượng dịch vụ đào tạo (theo các khoa khác nhau, giới tính khác nhau, năm học khác nhau) là như nhau. Có nghĩa là không có sự khác biệt về mức độ hài lòng của sinh viên về chất lượng dịch vụ đào tạo. Trong phân tích này, hệ số cần quan tâm là hệ số sig. Nếu hệ số sig. ≤ 0,05 (với mức ý nghĩa 95%) thì bác bỏ giả thuyết H0, tức có sự khác biệt về kết quả đánh giá của các đối tượng về mức độ quan trọng của các nhân tố. Nếu Sig > 0,05 thì chấp nhận giả thuyết H0.
63
4.5.1 Kiểm định sự khác biệt theo giới tính
Bảng 4.21. Kết quả kiểm định sự khác biệt về giới tính
Kiểm định phương sai đồng nhất - Levene | Kiểm định đồng nhất của giá trị trung bình (t-test) | |||||||||
(a)Phương sai đồng nhất | (b)Phương sai không đồng nhất | |||||||||
F | Sig. | T | Df | Sig. (2-tailed) | Độ lệch trung bình | Độ lệch chuẩn | Độ lệch tin cậy 95% | |||
Thấp hơn | Cao hơn | |||||||||
NV | A | 3,526 | ,061 | ,100 | 285 | ,920 | ,00975610 | ,09707802 | -,18132476 | ,20083696 |
B | ,094 | 130,883 | ,925 | ,00975610 | ,10378641 | -,19555988 | ,21507208 | |||
GV | A | ,011 | ,915 | ,667 | 285 | ,505 | ,06341463 | ,09506861 | -,12371107 | ,25054033 |
B | ,675 | 152,922 | ,501 | ,06341463 | ,09399509 | -,12228191 | ,24911118 | |||
DT | A | ,402 | ,526 | -,289 | 285 | ,773 | -,02731707 | ,09460107 | -,21352250 | ,15888836 |
B | -,300 | 162,486 | ,764 | -,02731707 | ,09098886 | -,20699017 | ,15235603 | |||
TC | A | ,126 | ,723 | ,474 | 285 | ,636 | ,04512195 | ,09519969 | -,14226176 | ,23250566 |
B | ,479 | 152,924 | ,632 | ,04512195 | ,09412395 | -,14082915 | ,23107305 | |||
CTDT | A | ,130 | ,718 | ,308 | 285 | ,758 | ,02926829 | ,09502753 | -,15777655 | ,21631314 |
B | ,306 | 147,155 | ,760 | ,02926829 | ,09568135 | -,15981874 | ,21835532 | |||
QT | A | ,089 | ,766 | 1,254 | 285 | ,211 | ,11707317 | ,09335045 | -,06667063 | ,30081697 |
B | 1,259 | 150,386 | ,210 | ,11707317 | ,09302335 | -,06672832 | ,30087467 | |||
HL | A | 1,058 | ,304 | ,205 | 285 | ,837 | ,01626016 | ,07914119 | -,13951524 | ,17203556 |
B | ,212 | 158,987 | ,833 | ,01626016 | ,07686455 | -,13554712 | ,16806744 | |||
(Nguồn: tính toán của tác giả)
Từ kết quả kiểm định T cho thấy tất cả các giá trị Sig. trong kiểm định Levene của tất cả các thành phần đều lớn hơn 0,05 nên ta sử dụng kết quả kiểm định t ở phần phương sai tổng thể đồng nhất (Equal variances assumed). Nhận thấy tất cả các giá trị Sig đều lớn hơn 0,05 nên có thể nói rằng không có sự khác biệt về đánh giá các thành phần của chất lượng dịch vụ đào tạo ảnh hưởng đến sự hài lòng theo giới tính.
Bảng 4.22. Giá trị trung bình theo giới tính
Giới tính | NV | GV | DT | TC | CTDT | QT | HL | |
Nam | Trung bình | 3,543 | 3,496 | 3,551 | 3,315 | 3,553 | 3,561 | 3,813 |
N | 291 | 287 | 291 | 272 | 291 | 292 | 313 | |
Nữ | Trung bình | 3,533 | 3,433 | 3,579 | 3,270 | 3,524 | 3,444 | 3,797 |
N | 724 | 704 | 734 | 670 | 722 | 706 | 778 | |
Total | Trung bình | 3,536 | 3,451 | 3,571 | 3,283 | 3,532 | 3,477 | 3,801 |
N | 1015 | 990 | 1025 | 942 | 1014 | 998 | 1091 | |
(Nguồn: tính toán của tác giả)
Bảng 4.22. trên cho thấy không có sự khác nhau nhiều lắm ở việc đánh giá chất lượng dịch vụ đào tạo giữa nam và nữ.
4.5.2 Kiểm định sự khác biệt theo khối ngành học
Bảng 4.23. Kết quả kiểm định theo chuyên ngành học
Thống kê Levene | df1 | df2 | Sig. | |
NV | ,803 | 3 | 283 | ,493 |
GV | ,534 | 3 | 283 | ,659 |
DT | ,881 | 3 | 283 | ,451 |
TC | ,558 | 3 | 283 | ,643 |
CTDT | ,106 | 3 | 283 | ,956 |
QT | ,625 | 3 | 283 | ,599 |
HL | ,534 | 3 | 283 | ,659 |
(Nguồn: tính toán của tác giả)
Qua bảng 4.23. chúng ta thấy với mức ý nghĩa Sig. của các biến độc lập đều lớn hơn 0,05, có thể nói phương sai của 4 nhóm chuyên ngành học trong việc đánh giá tầm quan trọng của các thành phần là không khác nhau và không có ý nghĩa thống kê. Vì vậy, tác giả không tiến hành phân tích ANOVA để tìm hiểu thêm về đặc tính cá nhân này.
4.5.3 Kiểm định sự khác biệt về số năm theo học của sinh viên Bảng 4.24. Kết quả kiểm định theo số năm đã học
Thống kê Levene | df1 | df2 | Sig. | |
NV | ,288 | 2 | 284 | ,750 |
GV | ,054 | 2 | 284 | ,947 |
DT | ,865 | 2 | 284 | ,422 |
TC | 3,150 | 2 | 284 | ,044 |
CTDT | ,117 | 2 | 284 | ,889 |
QT | 1,389 | 2 | 284 | ,251 |
HL | 2,913 | 2 | 284 | ,056 |
(Nguồn: tính toán của tác giả)
Qua bảng 4.24. chúng ta thấy với mức ý nghĩa Sig. của các biến độc lập gần như tất cả đều lớn hơn 0,05, có thể nói phương sai của 3 nhóm số năm theo đã theo học (K7, K8, K9) của sinh viên trong việc đánh giá tầm quan trọng của các thành phần là không có khác nhau và không có ý nghĩa thống kế. Chỉ duy có thành phần tiếp cận dịch vụ của sinh viên là ngược lại. Vì vậy, tác giả đưa nhân tố này vào phân tích ANOVA để tìm hiểu cụ thể.
Bảng 4.25. Kết quả kiểm định phương sai theo số năm đã học
TC | Tổng bình phương | Df | Trung bình bình phương | F | Sig. |
Giữa các nhóm | 1,634 | 2 | 0,817 | 1,549 | 0,214 |
Trong các nhóm | 149,773 | 284 | 0,527 | ||
Tổng | 151,406 | 286 |
(Nguồn: tính toán của tác giả)