Thành phần sự quan tâm thấu hiểu có Cronbach’s Alpha là 0,723. Các hệ số tương quan biến tổng của các biến đo lường thành phần này đều đạt được tiêu chuẩn cho phép. Nhỏ nhất là 0,500 (biến QT3) và cao nhất là 0,581 (biến QT1). Vì vậy, các biến đo lường thành phần này đều được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
Bảng 4.8. Hệ số Cronbach’s Alpha cho thang đo hài lòng của sinh viên
Trung bình thang đo nếu loại biến | Phương sai thang đo nếu loại biến | Tương quan biến tổng | Cronbach’s Alpha nếu loại biến | |
Hài lòng của sinh viên có hệ số Cronbach’s Alpha = 0,856 | ||||
HL1 | 7,6725 | 1,676 | 0,824 | 0,755 |
HL2 | 7,5436 | 1,494 | 0,735 | 0,819 |
HL3 | 7,5923 | 1,515 | 0,694 | 0,861 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Mối Quan Hệ Giữa Chất Lượng Dịch Vụ Đào Tạo Và Sự Hài Lòng Sinh Viên -
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 -
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 -
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
Xem toàn bộ 123 trang tài liệu này.
(Nguồn: Khảo sát của tác giả) Thành phần hài lòng của sinh viên có Cronbach’s Alpha là 0,856. Các hệ số tương quan biến tổng của các biến đo lường thành phần này đều đạt được tiêu chuẩn cho phép. Nhỏ nhất là 0,694 (biến HL3) và cao nhất là 0,824 (biến HL1). Vì vậy,
các biến đo lường thành phần này đều được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
Như vậy, thang đo các thành phần của chất lượng dịch vụ đào tạo và thành phần hài lòng của sinh viên đều đạt độ tin cậy và phân biệt cần thiết, nên sử dụng các phân tích tiếp theo.
4.3 Đánh giá thang đo lường bằng phân tích nhân tố khám phá (EFA – Exploratory Factor Analysis)
Phân tích nhân tố khám phá (EFA) để kiểm định độ hội tụ của thang đo. Thang đo đạt yêu cầu trong phân tích nhân tố khám phá cần phải đáp ứng được các tiêu chuẩn sau:
- KMO nằm trong khoảng 0,5 đến 1
- Kiểm định Bartlett có ý nghĩa thống kê với Sig. < 0.05
- Giữ lại các biến có hệ số tải thành phần (factor loading) > 0,4 và điểm dừng khi trích các thành phần có eigenvalue > 1, tổng phương sai trích ≥ 50%.
Bảng 4.9. Kết quả kiểm định KMO and Bertlett’s Test
Kaiser – Meyer – Olkin Measure of Sampling Adequacy. | 0,900 | |
Bartlett’s Test of Sphericity | Approx. Chi-Square | 3326,629 |
Df | 378 | |
Sig. | 0,000 | |
(Nguồn: tính toán của tác giả) Các biến đã đạt yêu cầu trong Cronbach’s Alpha đều được đưa vào phân tích EFA. Chỉ số KMO (Kaiser – Meyer – Olkin Measure of Sampling Adequacy) được
chấp nhận khi có giá trị lớn hơn 0,5
Các tiến hành phân tích được thực hiện như sau:
Phân tích tổ hợp 31 biến quan sát và kết quả thu được như sau:
Hệ số KMO = 0,900 ở ý nghĩa Sig. là 0,000 trong kiểm định Bartlett’s test.
Bảng 4.10. Kết quả phân tích EFA thang đo các thành phần sự hài lòng
Nhân tố (Factor) | |
1 | |
HL1 | 0,982 |
HL2 | 0,888 |
HL3 | 0,860 |
Eigenvalue | 2,39 |
Phương sai trích % | 79,7 |
(Nguồn: tính toán của tác giả)
Bảng 4.11. Kết quả phân tích EFA thang đo các thành phần của chất lượng dịch vụ
Nhân tố (Factor) | ||||||
1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | |
TC2 | ,827 | |||||
TC1 | ,820 | |||||
TC3 | ,759 | |||||
TC4 | ,560 | |||||
TC5 | ,517 | |||||
TC6 | ,490 | |||||
GV3 | ,851 | |||||
GV1 | ,737 | |||||
GV2 | ,723 | |||||
GV6 | ,720 | |||||
GV5 | ,607 | |||||
GV4 | ,588 | |||||
DT1 | ,843 | |||||
DT3 | ,819 | |||||
DT2 | ,797 | |||||
DT4 | ,600 | |||||
DT5 | ,584 | |||||
NV3 | ,811 | |||||
NV2 | ,810 | |||||
NV1 | ,798 | |||||
NV4 | ,688 | |||||
QT1 | ,808 | |||||
QT2 | ,686 | |||||
QT3 | ,643 | |||||
CTDT1 | ,838 | |||||
CTDT2 | ,820 | |||||
CTDT3 | ,458 | |||||
CTDT4 | ||||||
Eigenvalue | 3,26 | 3,14 | 2,84 | 2,47 | 1,93 | 2,49 |
Phương sai trích % | 54,2 | 52,3 | 56,8 | 61,8 | 64,4 | 62,3 |
Extraction Method: Principal Axis Factoring | ||||||
Rotation Method: Promax with Kaiser Normalization | ||||||
a. Rotation converged in 7 iterations. | ||||||
(Nguồn: tính toán của tác giả)
Kết quả phân tích nhân tố - EFA thang đo các thành phần của chất lượng dịch vụ và thang đo sự hài lòng cho thấy:
Hệ số KMO = 0,900 nên EFA phù hợp với dữ liệu. Kiểm định Bartlett’s test có mức ý nghĩa Sig. là 0,000, chứng tỏ dữ liệu phân tích phù hợp.
Kết quả phân tích EFA cho thấy có 28 biến quan sát còn lại thuộc 6 nhân tố có Eigenvalue > 1 và tổng phương sai trích đạt 62,3% > 50% (đạt yêu cầu). Các biến có trọng số đều lớn hơn 0,4 nên các biến quan sát đều quan trọng trong các thành phần. Có 1 biến quan sát bị loại do không đảm bảo độ tin cậy (hệ số tải nhân tố < 0,4).
Biến quan sát CTDT4 (Chương trình đào tạo của nhà trường tạo cho sinh viên có nhiều hứng thú trong học tập) bị loại, có hệ số tải của biến quan sát < 0,4. Nghĩa là biến quan sát này không đo lường được thành phần chương trình đào tạo, và chúng không tác động đến sự hài lòng của sinh viên. Lý do chính là tâm lý sinh viên học theo cách đối phó, cố gắng để thi qua cho được môn học, mà chưa có ý thức về tích lũy kiến thức cho công việc, vấn đề này một phần cũng do sự loãng hóa mục tiêu ban đầu, môt phần do sinh viên có ý thức học tập kém sao lãng việc học.
Bảng 4.12. Hệ số Cronbach’s Alpha sau khi phân tích nhân tố - EFA
Trung bình thang đo nếu loại biến | Phương sai thang đo nếu loại biến | Tương quan biến tổng | Cronbach’s Alpha nếu loại biến | |
Công việc của nhân viên văn phòng có hệ số Cronbach’s Alpha = 0,793 | ||||
NV1 | 10,6690 | 5,376 | 0,622 | 0,733 |
NV2 | 10,5401 | 4,711 | 0,683 | 0,700 |
NV3 | 10,5575 | 5,856 | 0,534 | 0,775 |
NV4 | 10,6620 | 5,225 | 0,582 | 0,753 |
Đội ngũ giảng viên có hệ số Cronbach’s Alpha = 0,816 | ||||
GV1 | 17,2334 | 12,991 | 0,682 | 0,764 |
GV2 | 17,2439 | 13,514 | 0,620 | 0,778 |
GV3 | 17,2404 | 13,736 | 0,585 | 0,786 |
GV4 | 17,3798 | 13,705 | 0,530 | 0,799 |
GV5 | 17,1951 | 13,864 | 0,559 | 0,791 |
GV6 | 17,2265 | 14,358 | 0,503 | 0,803 |
DT1 | 14,2962 | 8,160 | 0,685 | 0,744 |
DT2 | 14,2683 | 9,057 | 0,575 | 0,779 |
DT3 | 14,2753 | 8,480 | 0,629 | 0,762 |
DT4 | 14,2544 | 8,897 | 0,564 | 0,782 |
DT5 | 14,3206 | 9,198 | 0,528 | 0,792 |
Khả năng tiếp cận dịch vụ của sinh viên có hệ số Cronbach’s Alpha = 0,830 | ||||
TC1 | 16,4181 | 13,496 | 0,637 | 0,795 |
TC2 | 16,3659 | 13,240 | 0,683 | 0,786 |
TC3 | 16,4390 | 13,380 | 0,619 | 0,799 |
TC4 | 16,3275 | 14,599 | 0,535 | 0,815 |
TC5 | 16,4774 | 13,376 | 0,594 | 0,805 |
Biến quan sát | Trung bình thang đo nếu loại biến | Phương sai thang đo nếu loại biến | Tương quan biến tổng | Cronbach’s Alpha nếu loại biến |
Chương trình đào tạo có hệ số Cronbach’s Alpha = 0,768 | ||||
CTDT1 | 7,0557 | 2,354 | 0,657 | 0,624 |
CTDT2 | 7,1150 | 2,445 | 0,638 | 0,647 |
CTDT3 | 7,1115 | 2,932 | 0,518 | 0,776 |
Sự quan tâm thấu hiểu có hệ số Cronbach’s Alpha = 0,723 | ||||
QT1 | 6,9443 | 2,221 | 0,581 | 0,590 |
QT2 | 6,9129 | 2,360 | 0,553 | 0,625 |
QT3 | 7,0070 | 2,406 | 0,500 | 0,688 |
Hài lòng của sinh viên có hệ số Cronbach’s Alpha = 0,856 | ||||
HL1 | 7,6725 | 1,676 | 0,824 | 0,755 |
HL2 | 7,5436 | 1,494 | 0,735 | 0,819 |
HL3 | 7,5923 | 1,515 | 0,694 | 0,861 |
(Nguồn: tính toán của tác giả) Kết quả phân tích Cronbach’s Alpha sau phân tích EFA cho thấy tất cả các thành phần đều có hệ số Cronbach’s Alpha > 0.690. Đồng thời các hệ số tương quan biến tổng của các biến đo lường các thành phần này đều đạt tiêu chuẩn cho phép. Vì vậy, các biến đo lường của các thành phần này là đáng tin cậy đều được sử dụng
trong phân tích hồi quy tiếp theo.
Bảng 4.13. Kết quả sau khi phân tích nhân tố - EFA
Thành phần | Ký hiệu | Danh sách biến | |
1 | Đội ngũ giảng viên | GV | GV1, GV2, GV4,GV5,GV6 |
2 | Công việc của nhân viên khối văn phòng trong nhà trường | NV | NV1, NV2, NV3,NV4 |
3 | Chương trình đào tạo | CTDT | CTDT1, CTDT2,CTDT3 |
4 | Danh tiếng của nhà trường | DT | DT1, DT2, DT3, DT4, DT5 |
5 | Khả năng tiếp cận dịch vụ của sinh viên | TC | TC1, TC2, TC3, TC4, TC5 |
6 | Sự quan tâm thấu hiểu sinh viên | QT | QT1, QT2, QT3 |
7 | Hài lòng của sinh viên | HL | HL1, HL2, HL3, HL4 |
(Nguồn: tính toán của tác giả)
Như vậy có 27 biến được chọn thuộc 6 thành phần: 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, hài lòng của sinh viên. Thành phần chương trình đào tạo có 1 biến bị loại do có hệ số tải nhân tố (Factor loading) < 0,4.
4.4 Phân tích hồi quy tuyến tính
4.4.1 Xem xét ma trận hệ số tương quan
Để kiểm định sự phù hợp của mô hình, trước hết ma trận tương quan giữa biến phụ thuộc sự hài lòng và các biến độc lập là 06 thành phần của chất lượng dịch vụ đào tạo được thiết lập.
Kết quả phân tích tương quan như sau với hệ số Pearson và kiểm định 2 phía.
**: tương quan đạt mức ý nghĩa 0,05
Ma trận tương quan thể hiện sự hài lòng có tương quan chặt chẽ với tất các các thành phần của chất lượng dịch vụ đào tào Cao đẳng. Đồng thời 06 thành phần này cũng tương quan chặt chẽ với nhau. Vì vậy cả 06 thành phần đều được xem xét là biến độc lập trong các mô hình hồi quy tiếp sau.
Bảng 4.14. Ma trận hệ số tương quan
NV | GV | DT | TC | CTDT | DG | HL | |
NV | 1,000 | ||||||
GV | ,368** | 1,000 | |||||
DT | ,390** | ,402** | 1,000 | ||||
TC | ,402** | ,369** | ,501** | 1,000 | |||
CTDT | ,576** | ,546** | ,443** | ,446** | 1,000 | ||
DG | ,483** | ,349** | ,356** | ,512** | ,409** | 1,000 | |
HL | ,656** | ,725** | ,610** | ,585** | ,769** | ,569** | 1,000 |
(Nguồn: tính toán của tác giả)
4.4.2 Đánh giá sự phù hợp của mô hình
Bảng 4.15. Kết quả hồi quy của mô hình
R | R2 | R2 điều chỉnh | Ước lượng độ lệch chuẩn | |
1 | 0,917 (a) | 0,842 | 0,838 | 0,24308703 |
a. Predictors: (Constant), QT, GV, DT, NV, TC, CTDT | ||||
(Nguồn: tính toán của tác giả)
Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính bội cho thấy mô hình có R2 = 0,842 và R2 được điều chỉnh là 0,838. Điều này nói lên độ thích hợp của mô hình là gần 84% hay 84% sự biến thiên của sự hài lòng được giải thích bởi 06 thành phần biến của chất lượng dịch vụ đào tạo Cao đẳng.
4.4.3 Kiểm định độ phù hợp của mô hình
Phân tích ANOVA cho thấy thông số F = 248,268 có Sig. = ,000, chứng tỏ rằng mô hình hồi quy xây dựng là phù hợp với bộ dữ liệu thu thập được, và các biến đưa vào đều có ý nghĩa về mặt thống kê với mức ý nghĩa 5%. Như vậy các biến độc lập trong mô hình có quan hệ với biến phụ thuộc (HL).
Bảng 4.16. Kết quả kiểm định F
Mô hình | Tổng bình phương | Df | Trung bình bình phương | F | Sig. | |
1 | Hồi quy | 88,725 | 6 | 14,670 | 248,268 | 0,000b |
Số dư | 16,546 | 280 | 0,59 | |||
Tổng | 104,568 | 286 | ||||
a. Dependent Variable: HL | ||||||
b. Predictors: (Constant), QT, GV, DT, NV, TC, CTDT | ||||||
(Nguồn: tính toán của tác giả)
4.4.4 Kết quả phân tích hồi quy và đánh giá mức độ ảnh hưởng của từng thành phần
Bảng 4.17. Thông số thống kê của các biến trong mô hình
Mô hình | Hệ số chưa chuẩn hóa | Hệ số đã chuẩn hóa | T | Sig. | Thống kê cộng tuyến | |||
B | Std.Error | Beta | Dung sai | VIF | ||||
1 | (Const) | 0,221 | 0,096 | 2,295 | 0.022 | |||
NV | 0,149 | 0,025 | 0,182 | 5,868 | 0,000 | 0,585 | 1,709 | |
GV | 0,283 | 0,024 | 0,340 | 11,589 | 0,000 | 0,657 | 1,521 | |
DT | 0,143 | 0,024 | 0,171 | 5,838 | 0,000 | 0,661 | 1,512 | |
TC | 0,075 | 0,026 | 0,090 | 2,923 | 0,004 | 0,597 | 1,675 | |
CTDT | 0,251 | 0,028 | 0,302 | 9,062 | 0,000 | 0,510 | 1,962 | |
QT | 0,126 | 0,025 | 0,149 | 4,983 | 0,000 | 0,636 | 1,573 | |
a. Dependent Variable: HL | ||||||||
(Nguồn: tính toán của tác giả)