Mục đích chính của nghiên cứu là xác định các thành phần tác động vào sự hài lòng của sinh viên về chất lượng đào tạo của trường Đại học Kinh tế và Quản trị kinh doanh, xây dựng và đánh giá các thang đo lường các thành phần. Để khẳng định sự tác động của các thành phần này vào sự hài lòng của sinh viên, 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 sinh viên và các thành phần tác động vào sự hài lòng.
Luận văn gồm 78 trang
78 trang |
Chia sẻ: lvcdongnoi | Lượt xem: 10130 | Lượt tải: 3
Bạn đang xem trước 20 trang tài liệu Đánh giá sự hài lòng của sinh viên về chất lượng đào tạo tại Trường Đại học Kinh tế và Quản trị kinh doanh – Đại học Thái Nguyên, để xem tài liệu hoàn chỉnh bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên
i với nữ sinh viên chiếm tỉ lệ 75,41% trong tổng số 183 nữ sinh được
điều tra và kết quả học tập của nam sinh viên chiếm tỉ lệ 64,94% trong tổng số
77 nam sinh được điều tra.
3.2. Đánh giá thang đo
Như đã trình bày ở phần chương 2, thang đo các yếu tố tác động đến sự
hài lòng của sinh viên đối với chất lượng đào tạo gồm có 5 thành phần: (1) Cơ
sở vật chất, đo lường bằng 9 biến quan sát, được ký hiệu B11 đến B19; (2) Sự
nhiệt tình của cán bộ và giảng viên, đo lường bằng 7 biến quan sát, ký hiệu
B210 đến B216; (3) Đội ngũ giảng viên, đo lường bằng 12 biến quan sát
(trong đó biến B3280 có 4 yếu tố đo lường B3281 đến B3284), được ký hiệu
B317 đến B3280; (4) Khả năng thực hiện cam kết, đo lường bằng 13 biến
quan sát (trong đó biến B4410 có 4 yếu tố đo lường B4411 đến B4414), được
48
ký hiệu B429 đến B440; (5) Sự quan tâm của Nhà trường tới sinh viên, đo
lường bằng 16 biến quan sát, được ký hiệu B542 đến B557; (6) Thang đo sự
hài lòng của sinh viên đối với chất lượng đào tạo của Nhà trường, đo lường
bằng 5 biến quan sát, được ký hiệu SET_1 đến SET_5.
Các thang đo được đánh giá thông qua công cụ chính là hệ số Cronbach
Alpha. Hệ số Cronbach Alpha được sử dụng để loại bỏ các biến rác. Các biến
có hệ số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0,3 sẽ bị loại. Tiêu chuẩn chọn thang
đo khi nó có độ tin cậy Cronbach Alpha lớn hơn 0,6 (Nunnally & Burnstein,
1994).
3.2.1. Hệ số tin cậy Cronbach Alpha
3.2.1.1. Thang đo các thành phần Cơ sở vật chất
Kết quả phân tích thông qua phần mềm SPSS 13.0 về đánh giá thang đo
các yếu tố cơ sở vật chất được thể hiện qua Bảng 3.5. Giá trị báo cáo hệ số tin
cậy của thành phần Cơ sở vật chất là 0,831. Các hệ số tương quan biến tổng
của các biến đo lường thành phần đều đạt giá trị lớn hơn 0,3. Giá trị báo cáo
nhỏ nhất là 0,411 (biến B15) và giá trị báo cáo cao nhất là 0,701 (biến B18).
Bảng 3.5. Cronbach Alpha của thang đo Cơ sở vật chất
Scale Mean if Item Deleted
Scale
Variance if
Item Deleted
Corrected
Item-Total
Correlation
Cronbach's
Alpha if Item
Deleted
B11 21.19 35.891 .525 .815
B12 21.20 35.777 .538 .814
B13 20.75 34.140 .535 .814
B14 21.02 34.918 .572 .810
B15 19.66 35.554 .411 .829
B16 20.67 32.525 .609 .804
B17 20.04 34.153 .530 .814
B18 20.36 32.987 .701 .795
B19 20.90 35.468 .444 .824
Cronbach's Alpha N of Items
.831 9
49
3.2.1.2. Thang đo các thành phần Sự nhiệt tình của cán bộ và giảng viên
Bảng 3.6. Cronbach Alpha của thang đo Sự nhiệt tình của cán bộ và
giảng viên
Scale Mean if
Item Deleted
Scale
Variance if
Item Deleted
Corrected
Item-Total
Correlation
Cronbach's
Alpha if Item
Deleted
B210 17.63 33.140 .722 .915
B211 17.76 33.632 .747 .912
B212 17.59 32.832 .783 .909
B213 17.27 32.150 .807 .906
B214 17.55 33.791 .701 .917
B215 17.68 32.907 .774 .910
B216 17.48 32.530 .777 .909
Cronbach's Alpha N of Items
.923 7
Các hệ số tương quan biến tổng của các biến đo lường thành phần đều
đạt giá trị lớn hơn 0,3. Giá trị báo cáo nhỏ nhất là 0,701 (biến B214) và giá trị
báo cáo cao nhất là 0,807 (biến B213). Thành phần Sự nhiệt tình của cán bộ
và giảng viên có Cronbach Alpha là 0,923.
3.2.1.3. Thang đo các yếu tố Đội ngũ giảng viên
Qua phân tích hệ số Cronbach Alpha ta thấy, giá trị báo cáo hệ số
tương quan biến tổng của các biến đo lường thành phần đều có giá trị lớn hơn
0,3. Giá trị báo cáo nhỏ nhất là 0,512 (biến B327) và giá trị báo cáo lớn nhất
0,782 (biến B323). Giá trị hệ số Cronbach Alpha báo cáo bằng 0,940 (chi tiết
tại Bảng 3.7).
50
Bảng 3.7. Cronbach Alpha của thang đo Đội ngũ giảng viên
Scale Mean if
Item Deleted
Scale
Variance if
Item Deleted
Corrected
Item-Total
Correlation
Cronbach's
Alpha if Item
Deleted
B317 44.20 122.688 .645 .938
B318 44.17 120.125 .712 .936
B319 44.45 123.643 .665 .937
B320 44.67 119.396 .762 .935
B321 44.67 120.039 .725 .936
B322 44.95 121.132 .660 .937
B323 44.27 118.253 .782 .934
B324 44.20 119.633 .728 .936
B325 44.12 118.427 .706 .936
B326 44.34 118.957 .700 .936
B327 44.41 123.897 .512 .941
B3281 44.54 119.856 .666 .937
B3282 44.51 118.267 .750 .935
B3283 44.63 120.667 .688 .937
B3284 44.76 118.915 .722 .936
Cronbach's Alpha N of Items
.940 15
3.2.1.4. Thang đo các yếu tố Khả năng thực hiện cam kết
Giá trị hệ số Cronbach Alpha báo cáo giá trị bằng 0,928. Giá trị hệ số
tương quan biến tổng của các biến đo lường thành phần đều có giá trị lớn hơn
0,3. Giá trị báo cáo nhỏ nhất là 0,555 (biến B429) và giá trị báo cáo lớn nhất
0,704 (biến B436). Chi tiết được thể hiện tại Bảng 3.8.
51
Bảng 3.8. Cronbach Alpha của thang đo Khả năng thực hiện cam kết
Scale Mean if
Item Deleted
Scale
Variance if
Item Deleted
Corrected
Item-Total
Correlation
Cronbach's
Alpha if Item
Deleted
B429 44.82 125.658 .555 .926
B430 45.24 124.259 .663 .923
B431 44.92 125.545 .580 .925
B432 45.29 123.760 .624 .924
B433 44.74 123.462 .592 .925
B434 44.92 121.659 .675 .923
B435 45.12 123.915 .630 .924
B436 45.07 122.118 .704 .922
B437 44.98 121.941 .681 .923
B438 45.10 122.399 .697 .922
B439 45.01 123.268 .649 .924
B440 45.15 121.329 .693 .922
B4411 45.46 124.651 .608 .925
B4412 45.29 124.073 .629 .924
B4413 45.32 122.422 .687 .923
B4414 45.53 123.746 .620 .924
Cronbach’s Alpha N of Items
.928 16
3.2.1.5. Thang đo các yếu tố Sự quan tâm của Nhà trường
Nghiên cứu Bảng 3.9 ta thấy, giá trị hệ số Cronbach Alpha đạt giá trị
0,929. Giá trị báo cáo các hệ số tương quan biến tổng của các biến đo lường
thành phần đều có giá trị lớn hơn 0,3. Giá trị báo cáo nhỏ nhất là 0,395 (biến
B542) và giá trị báo cáo lớn nhất 0,767 (biến B549). Chi tiết thể hiện tại Bảng
3.9.
52
Bảng 3.9. Cronbach Alpha của thang đo Sự quan tâm của Nhà trường
Scale Mean if
Item Deleted
Scale
Variance if
Item Deleted
Corrected
Item-Total
Correlation
Cronbach's
Alpha if Item
Deleted
B542 42.07 142.646 .395 .931
B543 42.61 138.247 .615 .925
B544 42.88 135.827 .654 .924
B545 42.63 137.293 .621 .925
B546 43.32 136.131 .694 .923
B547 43.12 137.500 .653 .924
B548 43.01 134.631 .723 .922
B549 43.12 134.512 .767 .921
B550 43.45 136.083 .709 .923
B551 43.27 136.254 .683 .923
B552 43.16 136.687 .676 .924
B553 43.32 137.041 .708 .923
B554 43.22 137.952 .677 .924
B555 43.39 138.898 .607 .925
B556 42.69 136.685 .665 .924
B557 42.41 140.894 .505 .928
Cronbach's Alpha N of Items
.929 16
3.2.1.6. Thang đo sự hài lòng
Thang đo sự hài lòng của sinh viên về chất lượng đào tạo được đo
lường bằng 5 biến quan sát, qua phân tích hệ số Cronbach Alpha (chi tiết tại
Bảng 3.10) ta có hệ số Cronbach Alpha đạt giá trị là 0,761. Giá trị hệ số tương
quan biến tổng của các biến đo lường thành phần đều có giá trị lớn hơn 0,3.
Giá trị báo cáo nhỏ nhất là 0,441 (biến SET_5) và giá trị báo cáo lớn nhất
0,66 (biến SET_2).
53
Bảng 3.10. Cronbach Alpha của thang đo Sự hài lòng
Scale Mean if
Item Deleted
Scale
Variance if
Item Deleted
Corrected
Item-Total
Correlation
Cronbach's
Alpha if Item
Deleted
SET_1 12.3923 11.019 .467 .739
SET_2 12.0269 9.393 .660 .667
SET_3 11.9077 10.524 .561 .707
SET_4 12.1846 10.807 .524 .720
SET_5 12.5192 10.992 .441 .749
Cronbach's Alpha N of Items
.761 5
Thông qua kết quả phân tích Cronbach Alpha ta thấy 5 thành phần
của thang đo chất lượng đào tạo đều có độ tin cậy lớn hơn 0,6. Như vậy, thang
đo thiết kê trong luận văn có ý nghĩa trong thống kê và đạt hệ số tin cậy cần
thiết. Cụ thể: (i) Thành phần Cơ sở vật chất có Cronbach Alpha đạt giá trị
0,831; (ii) Thành phần Sự nhiệt tình của cán bộ và giảng viên có Cronbach
Alpha đạt giá trị 0,923; (iii) Thành phần Đội ngũ giảng viên có Cronbach
Alpha đạt giá trị 0,94; (iv) Thành phần Khả năng thực hiện cam kết có
Cronbach Alpha đạt giá trị 0,928; (v) Thành phần Sự quan tâm của Nhà
trường có Cronbach Alpha đạt giá trị 0,929. Thang đo Sự hài lòng có
Cronbach Alpha đạt giá trị 0,761. Vì vậy, năm thành phần trong chất lượng
đào tạo được sử dụng trong phân tích nhân tố khám phá EFA.
3.2.2. Phân tích nhân tố khám phá EFA
Như đã trình bày ở Chương 2, phương pháp phân tích nhân tố khám
phá EFA dùng để kiểm định thang đo trong nghiên cứu của luận văn. Thang
đo trong nghiên cứu gồm có 57 biến quan sát và sau khi kiểm tra mức độ tin
cậy bằng phương pháp Cronbach Alpha thì không có biến nào bị loại. Để
khẳng định mức độ phù hợp của thang đo với 57 biến quan sát, nghiên cứu sử
dụng phương pháp phân tích nhân tố khám phá EFA. Chỉ số KMO (Kaiser –
54
Meyer – Olkin Measure of Simping Adequacy) được dùng để phân tích sự
thích hợp của các nhân tố. Giá trị KMO lớn hơn 0,5 thì các nhân tố mới được
sử dụng.
3.2.2.1. Phân tích nhân tố khám phá EFA với 5 thành phần chất lượng
Với giả thuyết H0 đặt ra trong phân tích này là giữa 57 biến quan sát
trong tổng thể không có mối tương quan với nhau. Kiểm định KMO và
Barlett’s trong phân tích nhân tố cho thấy giả thuyết H0 bị bác bỏ
(sig.=0,000). Hệ số KMO báo cáo có giá trị 0,937 lớn hơn 0,5. Kết quả EFA
thu được 5 thành phần tại Eigenvalues là 1,831. Nghiên cứu đi đến kết luận
thang đo được chấp nhận. Tuy nhiên, trong 57 biến quan sát có 3 biến (B19,
B431 và B557) có giá trị không đạt yêu cầu (nhỏ hơn 0,4). Ba biến này trong
phân tích Cronbach Alpha đạt yêu cầu nhưng trong phân tích EFA lại không
đạt. Do đó, ba biến này sẽ bị loại. (Chi tiết tại Phụ lục 2A).
Tiến hành loại bỏ ba biến (B19, B431, B557) và phân tích nhân tố
khám phá EFA với 54 biến quan sát, nghiên cứu phát hiện biến B429 có giá
trị không đạt yêu cầu (nhỏ hơn 0,4). Tiếp tục loại bỏ biến B429, nghiên cứu
thu được kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA với 53 biến quan sát: kiểm
định KMO và Barlett’s có giá trị KMO báo cáo bằng 0,938 (lớn hơn 0,5) và
mức ý nghĩa có giá trị Sig.=0,000 (nhỏ hơn 0,05). Kết quả EFA thu được từ 5
thành phần tại Eigenvalues là 1,716. Phương sai trích có giá trị báo cáo bằng
56,16%, giá trị phương sai trích cho ta biết 5 thành phần được xác định giải
thích 56,16% biến thiên của dữ liệu. Từ đây, nghiên cứu rút ra kết luận thang
đo được chấp nhận, các biến quan sát có tương quan với nhau xét trên phạm
vi tổng thể của mẫu điều tra (Chi tiết tại Phụ lục 2B, 2C).
3.2.2.2. Phân tích nhân tố khám phá EFA với thành phần Sự hài lòng
Đối với thang đo Sự hài lòng về chất lượng đào tạo, sau khi phân tích
EFA trích được 1 nhân tố tại Eigenvalues là 2,573. Kiểm định KMO và
55
Barlett’s có giá trị báo cáo bằng 0,771 và mức ý nghĩa có giá Sig.=0,000 (nhỏ
hơn 0,05). Các biến có giá trị báo cáo lớn hơn 0,4 (biến SET_1: 0,523;
SET_2: 0,812; SET_3: 0,683; SET_4: 0,615 và SET_5:0,493) nên các biến
quan sát đều quan trọng trong thành phần Sự hài lòng của sinh viên đối với
chất lượng đào tạo. Phương sai trích có giá trị bằng 51,45% (Chi tiết tại Phụ
lục 3).
Như vậy, mô hình nghiên cứu ban đầu qua kết quả phân tích hệ số
Cronbach Alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA, năm thành phần đề xuất
đều đạt yêu cầu và có ý nghĩa trong thống kê. Các thành phần trên sẽ được sử
dụng trong phần tích kiểm định tiếp theo.
3.3. Kiểm định mô hình và giả thuyết nghiên cứu
Mô hình lý thuyết đề xuất gồm có 5 thành phần: (i) Cơ sở vật chất; (ii)
Sự nhiệt tình của cán bộ và giảng viên; (iii) Đội ngũ giảng viên; (iv) Khả
năng thực hiện cam kết; (v) Sự quan tâm của Nhà trường tới sinh viên và Sự
hài lòng của sinh viên về chất lượng đào tạo. Trong đó, Sự hài lòng của sinh
viên là thành phần phụ thuộc, 5 thành phần còn lại là những thành phần độc
lập và được giả định là các yếu tố tác động đến sự hài lòng của sinh viên.
Tiến hành phân tích hồi qui để xác định cụ thể trọng số của từng thành
phần tác động đến sự hài lòng của sinh viên. Giá trị của các yếu tố được dùng
để chạy hồi qui là giá trị trung bình của các biến quan sát đã được kiểm định.
Phân tích hồi qui được thực hiện bằng phương pháp hôi qui tổng thể các biến
với phần mềm SPSS version 13.0.
3.3.1. Kiểm định giả thuyết mô hình hồi qui giữa các thành phần chất
lượng của hoạt động đào tạo đối với sự hài lòng
Kiểm định giả thuyết mô hình hồi qui giữa 5 thành phần là biến độc
lập (i) Cơ sở vật chất (ký hiệu C); (ii) Sự nhiệt tình của cán bộ và giảng viên
(ký hiệu S); (iii) Đội ngũ giảng viên (ký hiệu D); (iv) Khả năng thực hiện cam
56
kết (ký hiệu K); (v) Sự quan tâm của Nhà trường tới sinh viên (ký hiệu Q) và
Sự hài lòng (ký hiệu SET) là biến phụ thuộc vào 5 thành phần trên. Kết quả
kiểm định mô hình hồi qui được thể hiện qua hệ thống các bảng sau (Chi tiết
tại Phụ lục 4)
Bảng 3.11. Kết quả hồi qui của mô hình
Model Summary(b)
Model R R Square
Adjusted R
Square
Std. Error of
the Estimate
1 .933(a) .871 .869 .28566
a Predictors: (Constant), Su quan tam cua Nha truong toi SV, Doi ngu giang vien, Co so vat chat, Su
nhiet tinh cua CB, GV, Kha nang thuc hien cam ket
b Dependent Variable: Su hai long
Trị số R có giá trị 0,933 cho thấy mối quan hệ giữa các biến trong mô
hình có mối tương quan rất chặt chẽ. Báo cáo kết quả hồi qui của mô hình cho
thấy giá trị R2 (R Square) bằng 0,871, điều này nói lên độ thích hợp của mô
hình là 87,10% hay nói cách khác là 87,10% sự biến thiên của biến Sự hài
lòng được giải thích bởi 5 thành phần trong chất lượng đào tạo. Giá trị R điều
chỉnh (Adjusted R Square) phản ánh chính xác hơn sự phù hợp của mô hình
đối với tổng thể, ta có giá trị R điều chỉnh bằng 0,869 (hay 86,90%) có nghĩa
tồn tại mô hình hồi qui tuyến tính giữa Sự hài lòng và 5 thành phần trong chất
lượng đào tạo.
57
Bảng 3.12. Phân tích phương sai ANOVA
ANOVA(b)
Model
Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 140.382 5 28.076 344.062 .000(a)
Residual 20.727 254 .082
Total 161.109 259
a Predictors: (Constant), Su quan tam cua Nha truong toi SV, Doi ngu giang vien, Co so vat chat, Su
nhiet tinh cua CB, GV, Kha nang thuc hien cam ket
b Dependent Variable: Su hai long
Phân tích phương sai ANOVA cho thấy trị số F có mức ý nghĩa
Sig.=0,000 (nhỏ hơn 0,05), có nghĩa là mô hình hồi qui phù hợp với sữ liệu
thu thập được và các biến đưa vào đều có ý nghĩa trong thống kê với mức ý
nghĩa 5%. Thống kê giá trị F = 344,062 được dùng để kiểm định giả thiết H0,
ở đây ta thấy mối quan hệ tuyến tính là rất có ý nghĩa với p_value < 0,05. Ta
có thể bác bỏ giả thiết H0 cho rằng hệ số góc của 5 thành phần trong chất
lượng đào tạo bằng 0. Như vậy, các biến độc lập trong mô hình có quan hệ
đối với biến phụ thuộc Sự hài lòng.
Bảng 3.13. Các hệ số hồi qui trong mô hình
Coefficients(a)
Unstandardized
Coefficients
Standardized
Coefficients t Sig. Model
B Std. Error Beta
1 (Constant) -0.157 0.082 -1.904 0.058
Co so vat chat 0.238 0.030 0.224 7.792 0.000
Su nhiet tinh cua CB, GV 0.243 0.034 0.274 7.156 0.000
Doi ngu giang vien 0.218 0.039 0.221 5.576 0.000
Kha nang thuc hien cam ket 0.250 0.047 0.239 5.316 0.000
Su quan tam cua Nha truong toi SV 0.150 0.038 0.152 3.892 0.000
a Dependent Variable: Su hai long
Kết quả phân tích các hệ số hồi qui trong mô hình cho thấy, mức ý
nghĩa của các thành phần Sig.=0,000 (nhỏ hơn 0,05). Do đó, ta có thể nói rằng
các biến độc lập đều có tác động đến sự hài lòng của sinh viên về chất lượng
58
đào tạo. Tất cả các thành phần trong chất lượng đào tạo đều có ý nghĩa trong
mô hình và tác động cùng chiều đến sự hài lòng của sinh viên, do các hệ số
hồi qui đều mang dấu dương. Giá trị hồi qui chuẩn của các biến độc lập trong
mô hình có giá trị báo cáo lần lượt: Cơ sở vật chất là 0,224; Sự nhiệt tình của
cán bộ và giảng viên là 0,274; Đội ngũ giảng viên là 0,221; Khả năng thực
hiện cam kết là 0,239; Sự quan tâm của Nhà trường tới sinh viên là 0,152.
Qua kết quả phân tích hồi qui ta có mô hình:
SET = 0,238C + 0,243S + 0,218D + 0,25K + 0,15Q – 0,157 + ε
Mô hình trên giả thích được 86,90% sự thay đổi của biến SET là do các
biến độc lập trong mô hình tạo ra, còn lại 12,10% biến thiên được giải thích
bởi các biến khác nằm ngoài mô hình.
Mô hình cho thấy các biến độc lập đều ảnh hưởng thuận chiều đến mức
độ thỏa mãn của người sử dụng ở độ tin cậy 95%. Qua phương trình hồi qui
chúng ta thấy, nếu giữ nguyên các biến độc lập còn lại không đổi thì khi điểm
đánh giá về Cơ sở vật chất tăng lên 1 thì sự hài lòng của sinh viên tăng trung
bình lên 0,238 điểm. Tương tự, khi điểm đánh giá về Sự nhiệt tình của cán bộ
và giảng viên tăng lên 1 điểm thì sự hài lòng của sinh viên về chất lượng đào
tạo tăng lên trung bình 0,243 điểm; khi điểm đánh giá về Đội ngũ giảng viên
tăng lên 1 điểm thì sự hài lòng của sinh viên về chất lượng đào tạo tăng lên
trung bình 0,218 điểm; khi điểm đánh giá về Khả năng thực hiện cam kết tăng
lên 1 điểm thì sự hài lòng của sinh viên về chất lượng đào tạo tăng lên trung
bình 0,25 điểm; khi điểm đánh giá về Sự quan tâm của Nhà trường tới sinh
viên tăng lên 1 điểm thì sự hài lòng của sinh viên về chất lượng đào tạo tăng
lên trung bình 0,15 điểm. Qua kết quả giá trị hồi quy chuẩn (Standardized
Coefficients Beta) cho ta biết tầm quan trọng của từng biến độc lập đối với
biến phụ thuộc. Giá trị Beta tại Bảng 3.13, cho ta biết mức độ ảnh hưởng giữa
5 biến độc lập và biến phụ thuộc, giá trị hồi qui chuẩn của Cơ sở vật chất ảnh
59
hưởng 22,4% đến Sự hài lòng; giá trị hồi qui chuẩn của Sự nhiệt tình của cán
bộ và giảng viên ảnh hưởng 27,4% đến Sự hài lòng; giá trị hồi qui chuẩn của
Đội ngũ giảng viên ảnh hưởng 22,1% đến Sự hài lòng; giá trị hồi qui chuẩn
của Khả năng thực hiện cam kết ảnh hưởng 23,9% đến Sự hài lòng; giá trị hồi
qui chuẩn của Sự quan tâm của Nhà trường tới SV ảnh hưởng 15,2% đến Sự
hài lòng của sinh viên về chất lượng đào tạo.
Tổng hợp kết quả kiểm định mô hình hồi qui với 5 biến độc lập và 1
biến phụ thuộc.
Bảng 3.14. Tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết
Giả thuyết
Kết quả
kiểm định
H1: Cơ sở vật chất quan hệ dương với sự hài lòng Chấp nhận
H2: Khả năng thực hiện cam kết quan hệ dương với sự hài lòng Chấp nhận
H3: Sự nhiệt tình của cán bộ và giảng viên quan hệ dương với sự hài lòng Chấp nhận
H4: Đội ngũ giảng viên quan hệ dương với sự hài lòng Chấp nhận
H5: Sự quan tâm của Nhà trường tới sinh viên quan hệ dương với sự hài
lòng
Chấp nhận
Qua bảng trên chúng ta thấy các giả thuyết H1, H2, H3, H4 và H5 đều
được chấp nhận, vì khi tăng những yếu tố này sẽ làm gia tăng mức độ hài lòng
của sinh viên về chất lượng đào tạo, hay nói cách khác khi cảm nhận của sinh
viên về chất lượng đào tạo tăng lên thì sự hài lòng cũng tăng theo.
Từ những phân tích trên ta có thể kết luận mô hình lý thuyết thích hợp
với dữ liệu nghiên cứu và các giả thuyết nghiên cứu được chấp nhận (giả
thuyết H1, H2, H3, H4 và H5). Kết quả kiểm định mô hình lý thuyết được
minh họa qua hình sau.
60
Cơ sở
vật chất
Sự quan tâm của
Nhà trường tới SV
Hình 3.1. Kết quả kiểm định mô hình lý thuyết
Qua hình 3.1 cho ta thấy được tầm quan trọng của các thành phần phụ
thuộc vào giá trị tuyệt đối của hệ số hồi qui đã chuẩn hóa. Thành phần nào có
giá trị tuyệt đối càng lớn thì càng ảnh hưởng đến mức độ hài lòng càng nhiều.
Do đó, trong hình 4.1 chúng ta thấy Sự hài lòng chịu nhiều nhất từ thành phần
Sự nhiệt tình của đội ngũ cán bộ và giảng viên (Beta = 0,274); quan trọng thứ
hai là thành phần Khả năng thực hiện cam kết (Beta = 0,239); quan trọng thứ
ba là thành phần Cơ sở vật chất (Beta = 0,224); quan trọng thứ tư là thành
phần Đội ngũ giảng viên (Beta = 0,221) và cuối cùng là thành phần Sự quan
tâm của Nhà trường tới sinh viên (Beta = 0,152).
3.3.2. Phân tích sự khác biệt theo yếu tố nhân khẩu học
Nghiên cứu của luận văn sử dụng phương pháp phân tích phương sai
một nhân tố để phát hiện sự khác biệt giữa các thành phần theo yếu tố nhân
khẩu học. Phân tích phương sai một nhân tố để kiểm định liệu rằng có sự khác
Khả năng thực
hiện cam kết
Đội ngũ
giảng viên
Sự nhiệt tình
của CB,GV
Sự hài lòng
của SV
HSHQ: 0,238
Hệ số Beta: 0,224
HSHQ: 0,243
Hệ số Beta: 0,274
HSHQ: 0,218
Hệ số Beta: 0,221
HSHQ: 0,25
Hệ số Beta: 0,239
HSHQ: 0,15
Hệ số Beta: 0,152
61
nhau nào tồn tại giữa các thành phần nghiên cứu với các yếu tố nhân khẩu học
(theo Khoa, Năm học, Kết quả học tập và Giới tính).
Với giả thiết được đặt ra là: Giả thiết H0: μ1 = μ2 = ... = μk
Trong đó, μi là trung bình của tổng thể thứ i được rút ra từ mẫu thứ i.
3.3.2.1. Kiểm định sự khác biệt đánh giá chất lượng
Kiểm định sự khác biệt về đánh giá chất lượng theo Khoa, ta có kết quả
sau (chi tiết tại Phụ lục 5A).
Bảng 3.15. Kết quả kiểm định phương sai theo Khoa
Test of Homogeneity of Variances
Levene
Statistic df1 df2 Sig.
Co so vat chat .056 2 257 .946
Su nhiet tinh cua CB, GV .107 2 257 .899
Doi ngu giang vien 2.482 2 257 .086
Kha nang thuc hien cam ket .045 2 257 .956
Su quan tam cua Nha truong toi SV .887 2 257 .413
Mức ý nghĩa Sig. của các biến độc lập trong kiểm định phương sai đều
lớn hơn 0,05. Có thể kết luận rằng phương sai sự đánh giá của sinh viên giữa
các Khoa không khác nhau và kết quả của phân tích ANOVA được sử dụng.
62
Bảng 3.16. Kết quả phân tích ANOVA theo Khoa
ANOVA
Sum of
Squares df
Mean
Square F Sig.
Co so vat chat Between Groups .050 2 .025 .044 .957
Within Groups 143.485 257 .558
Total 143.534 259
Su nhiet tinh cua CB, GV Between Groups 3.259 2 1.630 2.078 .127
Within Groups 201.560 257 .784
Total 204.820 259
Doi ngu giang vien Between Groups 1.036 2 .518 .806 .448
Within Groups 165.077 257 .642
Total 166.113 259
Kha nang thuc hien cam ket Between Groups .157 2 .079 .136 .872
Within Groups 147.944 257 .576
Total 148.101 259
Su quan tam cua Nha
truong toi SV Between Groups 1.816 2 .908 1.440 .239
Within Groups 162.093 257 .631
Total 163.909 259
Qua phân tích phương sai ANOVA chúng ta thấy với mức ý nghĩa Sig.
của tất cả các biến độc lập đều lớn hơn 0,05, ta có thể đi đến kết luận không
có sự khác nhau tồn tại giữa các biến độc lập và sự đánh giá của sinh viên
giữa các Khoa (hay nói cách khác là giả thiết H0 được chấp nhận).
Thống kê mô tả (Descriptives – Phụ lục 5A – Phân tích phương sai một
nhân tố với kiểm định sự khác nhau về đánh giá chất lượng theo Khoa) cho
thấy, mức độ đánh giá các thành phần trong chất lượng đào tạo chưa được cao
(giá trị báo cáo nằm trong khoảng 2,595 ÷ 3,238), cụ thể: đối với thành phần
Cơ sở vật chất đánh giá mức độ hài lòng chưa cao (giá trị báo cáo nằm trong
khoảng 2,595 ÷ 2,628) và không có sự khác nhau nhiều về mức độ hài lòng
của sinh viên ở các Khoa trong trường; đối với thành phần Sự nhiệt tình của
đội ngũ cán bộ và giảng viên, thành phần Đội ngũ giảng viên đánh giá mức độ
hài lòng ở mức trung bình (giá trị báo cáo đối hai thành phần này nằm trong
khoảng 2,840 ÷ 3,238), mức độ hài lòng đối với Sự nhiệt tình của đội ngũ cán
63
bộ và giảng viên được sinh viên khoa Kinh tế đánh giá cao nhất (giá trị báo
cáo 3,105) và thấp nhất là sinh viên khoa Kế toán (giá trị báo cáo 2,840),
thành phần Đội ngũ giảng viên được sinh viên đánh giá tương đối tốt, giá trị
trung bình báo cáo đạt 3,147 trong đó sinh viên khoa Kinh tế đánh giá cao
nhất (giá trị báo cáo 3,2380 và khoa QTKD thấp hơn (giá trị báo cáo 3,085);
đối với thành phần Khả năng thực hiện cam kết và Sự quan tâm của Nhà
trường tới sinh viên được sinh viên đánh giá ở mức thấp (giá trị báo cáo đối
với hai thành phần này nằm trong khoảng 2,730 ÷ 3,004), mức độ hài lòng
của sinh viên về thành phần Khả năng thực hiện cam kết được đánh giá ở mức
thấp hơn trung bình một ít, mức độ hài lòng của sinh viên khoa Kinh tế về
Khả năng thực hiện cam kết đánh giá cao nhất (giá trị báo cáo 3,004) và khoa
Kế toán đánh giá thấp nhất (giá trị báo cáo 2,948).
Tương tự, nghiên cứu sử dụng phương pháp phân tích ANOVA đối với
kiểm định sự khác biệt về đánh giá chất lượng theo Năm học, Học lực và Giới
tính.
Với kiểm định sự khác biệt về đánh giá chất lượng theo Năm học, ta có
kết quả kiểm định tính đồng nhất của phương sai (Test of Homogeneity of
Variances) với mức ý nghĩa Sig. của các biến độc lập trong kiểm định phương
sai đều lớn hơn 0,05. Có thể kết luận rằng phương sai sự đánh giá của sinh
viên giữa các Khoa không khác nhau và kết quả của phân tích ANOVA được
sử dụng. Trong phân tích phương sai một nhân tố ANOVA, giá trị báo cáo về
mức ý nghĩa của 3 biến độc lập (Sự nhiệt tình của cán bộ và giảng viên, Khả
năng thực hiện cam kết và Đội ngũ giảng viên) có mức ý nghĩa Sig. nhỏ hơn
0,05, tức là có sự khác biệt về đánh giá chất lượng theo năm học đối với 3
biến trên. Đối với hai biến (Cơ sở vật chất và Sự quan tâm của Nhà trường tới
sinh viên) có mức ý nghĩa Sig. lớn hơn 0,05, điều này có nghĩa đánh giá về
chất lượng theo năm học của sinh viên là không khác nhau. Hiện tượng này
64
xảy ra là do của sinh viên ở các năm học khác nhau có nhận thức và cảm nhận
về chất lượng đào tạo khác nhau (Chi tiết tại Phụ lục 5B)
Thống kê mô tả (Descriptives – Phụ lục 5B - Phân tích phương sai một
nhân tố với kiểm định sự khác nhau về đánh giá chất lượng theo Năm học),
đánh giá mức độ hài lòng của sinh viên đối với 5 thành phần trong chất lượng
đào tạo nằm trong khoảng giá trị (2,571 ÷ 3,414). Cụ thể, thành phần Cơ sở
vật chất đánh giá ở mức thấp (giá trị trung bình báo cáo 2,612), đánh giá
thành phần Cơ sở vật theo năm học không có sự khác nhau nhiều giữa sinh
viên năm thứ 2 và năm thứ 4 (giá trị báo cáo đánh giá mức độ hài lòng của
sinh viên năm thứ 2: 2,584, năm thứ 3: 2,571 và năm thứ 4: 2,676); đánh giá
của sinh viên về thành phần Sự nhiệt tình của đội ngũ cán bộ và giảng viên,
thành phần Đội ngũ giảng viên cao hơn so với thành phần Cơ sở vật chất (giá
trị báo cáo hai thành phần này nằm trong khoảng 2,742 ÷ 3,414), trong đánh
giá thành phần Sự nhiệt tình của đội ngũ cán bộ và giảng viên sinh viên năm
thứ 2 đánh giá cao nhất (giá trị báo cáo 3,343), điều này có thể dễ lý giải vì
sinh viên năm thứ 1 và năm thứ 2 là những người mới vào học và có nhiều bỡ
ngỡ khi học tập tại môi trường mới nên sự giúp đỡ và chỉ bảo nhiệt tình của
đội ngũ cán bộ và giảng viên đã tạo ấn tượng tốt. Đối với thành phần Đội ngũ
giảng viên đánh giá của sinh viên qua các năm học không có khác nhau nhiều,
các giá trị báo cáo về đánh giá của sinh viên nằm trong khoảng 2,976 ÷ 3,414;
đánh giá của sinh viên về thành phần Khả năng thực hiện cam kết và Sự quan
tâm của Nhà trường có giá trị nằm trong khoảng (2,756 ÷ 3,139). Sinh viên
năm thứ 2 có đánh giá tương đối tốt với hai thành phần này, giá trị báo cáo
đánh giá của sinh viên năm thứ 2 đối với thành phần Khả năng thực hiện cam
kết là 3,139 và giá trị báo cáo đánh giá của sinh viên năm thứ 2 đối với thành
phần Sự quan tâm của Nhà trường tới sinh viên là 2,903. Sinh viên năm thứ 3
và năm thứ 4 có đánh giá thấp hơn một ít so với sinh viên năm thứ 2 đối với
65
hai thành phần này hay nói cách khác là có sự giảm sút về mức độ hài lòng
của SV năm thứ 3 và năm thứ 4 đối với hai thành phần này.
Với kiểm định sự khác biệt về đánh giá chất lượng theo Học lực (kết
quả học tập), ta có kết quả kiểm định tính đồng nhất của phương sai với mức
ý nghĩa Sig. lớn hơn 0,05, điều này có nghĩa phương sai sự đánh giá của sinh
viên theo kết quả học tập không khác nhau và kết quả của phân tích ANOVA
được sử dụng. Trong phân tích phương sai một nhân tố ANOVA, giá trị báo
cáo về mức ý nghĩa của biến Cơ sở vật chất nhỏ hơn 0,05, điều này có nghĩa
là có sự khác nhau về đánh giá thành phần cơ sở vật chất trong chất lượng đào
tạo của sinh viên. Giá trị báo cáo về mức ý nghĩa Sig. của 4 thành phần còn
lại đều có giá trị lớn hơn 0,05, từ đây ta có thể đi đến kết luận rằng không có
sự khác biệt trong đánh giá chất lượng theo kết quả học tập đối với 4 thành
phần (Sự nhiệt tình của cán bộ và giảng viên, Đội ngũ giảng viên, Khả năng
thực hiện cam kết và Sự quan tâm của Nhà trường tới sinh viên). (Chi tiết tại
Phụ lục 5C)
Thống kê mô tả (Descriptives – Phụ lục 5C - Phân tích phương sai một
nhân tố với kiểm định sự khác nhau về đánh giá chất lượng theo Học lực).
Đánh giá năm thành phần trong chất lượng đào tạo về mức độ hài lòng nằm
trong khoảng (1,839 ÷ 3,296). Thành phần Cơ sở vật chất trong đánh giá của
sinh viên là có sự khác nhau, sinh viên có kết quả học lực Yếu đánh giá thành
phần cơ sở vật chất thấp nhất (giá trị báo cáo 1,893), điều này cho thấy Cơ sở
vật chất là yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến quá trình đào tạo của Nhà trường,
nếu cơ sở vật chất tốt sẽ đáp ứng được nhu cầu học tập của sinh viên và là
động lực cho sinh viên phấn đấu trong học tập; Giá trị trung bình báo cáo về
mức độ hài lòng đối với thành phần Đội ngũ giảng viên được đánh giá cao
nhất (giá trị trung bình báo cáo 3,147), thành phần Đội ngũ cán bộ, Sự nhiệt
tình của đội ngũ cán bộ và giảng viên luôn được sinh viên đánh giá tốt hơn so
66
với các thành phần khác. Đánh giá của sinh viên về hài thành phần này không
có sự khác biệt nhiều, giá trị báo cáo nằm trong khoảng 2,922 ÷ 3,296; Đối
với thành phần Khả năng thực hiện cam kết và Sự quan tâm của Nhà trường
tới sinh viên được đánh giá ở mức độ trung bình, giá trị báo cáo hai thành
phần này nằm trong khoảng (2,705 ÷ 3,083). Đánh giá của sinh viên học lực
Yếu đối với hai thành phần này là tương đối thấp, thành phần Khả năng thực
hiện cam kết có giá trị báo cáo 2,796 và thành phần Sự quan tâm của Nhà
trường tới sinh viên có giá trị báo cáo 2,705 so với các giá trị báo cáo về đánh
giá mức độ hài lòng sinh viên có kết quả từ học lực Trung bình đến Giỏi
Với kiểm định sự khác biệt về đánh giá chất lượng theo Giới tính, ta có
kết quả kiểm định tính đồng nhất của phương sai (Test of Homogeneity of
Variances) với mức ý nghĩa Sig. của các biến độc lập trong kiểm định phương
sai đều lớn hơn 0,05. Có thể kết luận rằng phương sai sự đánh giá của sinh
viên theo giới tính không khác nhau và kết quả của phân tích ANOVA được
sử dụng. Trong phân tích phương sai một nhân tố ANOVA, giá trị báo cáo về
mức ý nghĩa của 5 biến độc lập lớn hơn 0,05, điều này có nghĩa đánh giá về
chất lượng theo giới tính của sinh viên là không khác nhau (Chi tiết tại Phụ
lục 5D).
Thống kê mô tả (Descriptives – Phụ lục 5D - Phân tích phương sai một
nhân tố với kiểm định sự khác nhau về đánh giá chất lượng theo Giới tính).
Cho thấy, đánh giá mức độ hài lòng về chất lượng đào tạo theo Giới tính đối
với 5 thành phần nằm trong khoảng (2,497 ÷ 3,207). Tương tự như trên, thành
phần Cơ sở vật chất luôn được đánh giá thấp hơn với các thành phần khác về
mức độ hài lòng. Giá trị báo cáo về mức độ hài lòng của sinh viên về cơ sở
vật chất không có sự khác nhau nhiều giữa giới tính nam (giá trị báo cáo
2,661) và nữ (giá trị báo cáo 2,497). Thành phần Sự quan tâm của đội ngũ cán
bộ và giảng viên, thành phần Đội ngũ giảng viên và Khả năng thực hiện cam
67
kết được đánh giá tương đối tốt (giá trị báo cáo nằm trong khoảng 2,909 ÷
3,207), sinh viên nữ đánh giá mức độ hài lòng đối với thành phần Đội ngũ
giảng viên cao nhất và sinh viên nam đánh giá mức độ hài lòng đối với Khả
năng thực hiện cam kết thấp nhất trong ba thành phần được xác định ở trên.
Thành phần Sự quan tâm của Nhà trường tới sinh viên được đánh giá mức
tương đối thấp, giá trị báo cáo nằm trong khoảng (2,777 ÷ 2,864). So sánh
toàn bộ giá trị báo cáo về mức độ hài lòng đối với 5 thành phần, cho thấy, giới
tính nữ đánh giá mức độ hài lòng cao hơn giới tính nam.
Tóm lại, qua phân tích phương sai một nhân tố ANOVA đối với sự
khác biệt về đánh giá chất lượng theo Khoa, Năm học, Học lực và Giới tính.
Phân tích phương sai một nhân tố với kiểm định sự khác nhau về đánh
giá chất lượng theo Khoa cho thấy, mức độ đánh giá các thành phần trong
chất lượng đào tạo chưa được cao, giá trị báo cáo nằm trong khoảng (2,595 ÷
3,238). Phân tích phương sai một nhân tố với kiểm định sự khác nhau về đánh
giá chất lượng theo Năm học, mức độ hài lòng của sinh viên đối với 5 thành
phần trong chất lượng đào tạo nằm trong khoảng giá trị (2,571 ÷ 3,414). Phân
tích phương sai một nhân tố với kiểm định sự khác nhau về đánh giá chất
lượng theo Học lực, mức độ hài lòng nằm trong khoảng (1,839 ÷ 3,296). Phân
tích phương sai một nhân tố với kiểm định sự khác nhau về đánh giá chất
lượng theo Giới tính, mức độ hài lòng về chất lượng đào tạo theo Giới tính
đối với 5 thành phần nằm trong khoảng (2,497 ÷ 3,207). Nhìn chung đánh giá
của sinh viên về mức độ hài lòng đối với chất lượng đào tạo của Nhà trường ở
mức độ trung bình.
3.3.2.2. Kiểm định sự khác biệt mức độ hài lòng
Tương tự như trên, nghiên cứu sử dụng phương pháp phân tích phương
sai một nhân tố ANOVA để kiểm định sự khác biệt về mức độ hài lòng của
68
sinh viên về theo Khoa, Năm học, Học lực và Giới tính. Kết quả sau khi phân
tích thu được như sau (chi tiết tại Phụ lục 6).
Với kiểm định sự khác biệt về mức độ hài lòng theo Khoa, Năm học và
theo Học lực, ta có kết quả kiểm định tính đồng nhất của phương sai (Test of
Homogeneity of Variances) với mức ý nghĩa Sig. của các biến độc lập trong
kiểm định phương sai đều lớn hơn 0,05. Có thể kết luận rằng phương sai mức
độ hài lòng của sinh viên theo Khoa, Năm học và theo Học lực là không khác
nhau và kết quả của phân tích ANOVA được sử dụng. Trong phân tích
phương sai một nhân tố ANOVA, giá trị báo cáo về mức ý nghĩa của 5 biến
độc lập lớn hơn 0,05, điều này có nghĩa mức độ hài lòng về chất lượng theo
Khoa, Năm học và theo Học lực của sinh viên là không khác nhau.
Với kiểm định sự khác nhau về mức độ hài lòng theo Giới tính, kết quả
kiểm định tính đồng nhất của phương sai (Test of Homogeneity of Variances)
với mức ý nghĩa Sig. của các biến độc lập trong kiểm định phương sai nhỏ
hơn 0,05 (giá trị báo cao Sig.=0,047). Có thể kết luận rằng phương sai mức độ
hài lòng của sinh viên theo giới tính là khác nhau và kết quả phân tích
ANOVA cho giá trị Sig. lớn hơn 0,05. Với kiểm định sự khác nhau về mức độ
hài lòng theo giới tính, ta có thể kết luận, mức độ hài lòng của sinh viên là
khác nhau về chất lượng đào tạo hay mức độ hài lòng của sinh viên nữ khác
với mức độ hài lòng của sinh viên nam.
Tóm tắt
Chương 3 đã trình bày và giải quyết những vấn đề đặt ra của luận văn.
Kết quả nghiên cứu với năm thành phần chất lượng đào tạo tác động đến sự
hài lòng của sinh viên, bao gồm: Cơ sở vật chất; Sự nhiệt tình của đội ngũ cán
bộ và giảng viên; Đội ngũ giảng viên; Khả năng thực hiện cam kết; Sự quan
tâm của Nhà trường tới sinh viên.
69
Trong nghiên cứu và kiểm định mô hình hồi qui, năm thành phần đề
xuất đều phù hợp và có ý nghĩa trong thống kê, mô hình hồi qui phù hợp với
dữ liệu thu thập. Trong năm thành phần được xác định trong mô hình nghiên
cứu, mức độ tác động của các thành phần khác nhau đối với sự hài lòng của
sinh viên về chất lượng đào tạo. Cụ thể, tác động mạnh nhất đến sự hài lòng
của sinh viên là thành phần Sự nhiệt tình của đội ngũ cán bộ và giảng viên
(Beta = 0,274); thứ hai là thành phần Khả năng thực hiện cam kết (Beta =
0,239); thứ ba là thành phần Cơ sở vật chất (Beta = 0,224); thứ tư là thành
phần Đội ngũ giảng viên (Beta = 0,221) và cuối cùng là thành phần Sự quan
tâm của Nhà trường tới sinh viên (Beta = 0,152).
Đối với kiểm định sự khác biệt về đánh giá chất lượng và mức độ hài
lòng theo yếu tố nhân khẩu học. Nghiên cứu cũng đã chỉ ra được sự khác biệt
về đánh giá chất lượng theo Khoa, Năm học, Học lực và Giới tính. Cụ thể,
không có sự khác biệt về đánh giá chất lượng theo Khoa và Giới tính. Với
kiểm định về sự khác biệt trong đánh giá chất lượng theo Năm học có sự khác
nhau về cảm nhận của sinh viên đối với ba biến (Sự nhiệt tình của đội ngũ cán
bộ và giảng viên, Đội ngũ giảng viên và Khả năng thực hiện cam kết), hai
biến còn lại không có sự khác nhau trong đánh giá chất lượng của sinh viên.
Với kiểm định về sự khác biệt trong đánh giá chất lượng theo Học lực, biến
Cơ sở vật chất có sự khác nhau trong đánh giá chất lượng, bốn biến còn lại
không có sự khác nhau trong đánh giá chất lượng của sinh viên.
Nghiên cứu sự khác biệt về mức độ hài lòng theo yếu tố nhân khẩu học,
nghiên cứu đã chỉ ra được không có sự khác nhau về mức độ hài lòng của sinh
viên theo Khoa, Năm học và Học lực. Tuy nhiên, trong nghiên cứu sự khác
biệt về mức độ hài lòng theo Giới tính có sự khác nhau giữa giới tính nam và
nữ về mức độ hài lòng.
70
Kết quả nghiên cứu của luận văn đã góp phần khẳng định các nhận định
đề xuất, tuy nhiên, do chất lượng đào tạo là lĩnh vực không ổn định vì phụ
thuộc vào mức độ cảm nhận của sinh viên nên tùy thuộc vào từng điều kiện
thực tế của từng đơn vị đào tạo cần có sự điều chỉnh khái niệm và thang đo
cho phù hợp. Bên cạnh đó, sự hài lòng của sinh viên về chất lượng đào tạo
phụ thuộc vào nhiều yếu tố khác bên ngoài.
Chương tiếp theo sẽ đề xuất giải pháp và kiến nghị đối với trường Đại
học Kinh tế và Quản trị kinh doanh trong việc nâng cao chất lượng đào tạo
nhằm thỏa mãn hơn nữa sự hài lòng của sinh viên.
71
KẾT LUẬN VÀ GIẢI PHÁP
1. Kết luận
Mục đích chính của nghiên cứu là xác định các thành phần tác động
vào sự hài lòng của sinh viên về chất lượng đào tạo của trường Đại học Kinh
tế và Quản trị kinh doanh, xây dựng và đánh giá các thang đo lường các thành
phần. Để khẳng định sự tác động của các thành phần này vào sự hài lòng của
sinh viên, 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 sinh viên và các thành phần tác động vào sự hài lòng.
Phương pháp nghiên cứu được sử dụng để xây dựng, đo lường các
thang đo và kiểm định mô hình (được trình bày ở chương 2) bao gồm hai
bước chính: nghiên cứu sơ bộ và nghiên cứu chính thức. Nghiên cứu sơ bộ sử
dụng phương pháp định tính thông qua phương pháp thảo luận nhóm. Nghiên
cứu chính thức được thực hiện bằng phương pháp định lượng thông qua kỹ
thuật phỏng vấn trực tiếp với một mẫu có kích thước 260. Cả hai nghiên cứu
trên đều được thực hiện tại trường Đại học Kinh tế và Quản trị kinh doanh với
đối tượng nghiên cứu là sinh viên đại học hệ chính qui đang học tập tại
trường. Kết quả nghiên cứu chính thức được sử đụng dể phân tích, đánh giá
thang đo lường các thành phần tác động vào sự hài lòng của sinh viên thông
qua hệ số tin cậy Cronbach Alpha, phân tích nhân tố EFA, kiểm định mô hình
lý thuyết và các giả thuyết thông qua phân tích phương sai một nhân tố
ANOVA (được trình bày ở chương 3).
Sau đây là trình bày tóm tắt lại các kết quả nghiên cứu và đưa ra kết
luận từ nghiên cứu, đặc biệt là những hàm ý của nghiên cứu đối với hoạt động
giáo dục đào tạo tại các đơn vị đào tạo nói chung và tại các trường đại học nói
riêng.
72
Các thang đo lường các thành phần tác động vào sự hài lòng của sinh
viên sau khi đề xuất và bổ sung đều đạt được độ tin cậy và giá trị cho phép.
Kết quả nghiên cứu cho thấy, đối với chất lượng đào tạo thì các thành phần
tác động đến sự hài lòng của sinh viên bao gồm 5 thành phần chính: (1) Cơ sở
vật chất; (2) Sự nhiệt tình của đội ngũ cán bộ và giảng viên; (3) Đội ngũ giảng
viên; (4) Khả năng thực hiện cam kết, (5) Sự quan tâm của Nhà trường tới
sinh viên và thang đo Sự hài lòng của sinh viên về chất lượng đào tạo.
Kết quả đánh giá thang đo với hệ số tin cậy Cronbach Alpha và phân
tích nhân tố EFA. Kết quả nghiên cứu hệ số Cronbach Alpha với 5 thành phần
của thang đo chất lượng đào tạo và thang đo Sự hài lòng đều có độ tin cậy lớn
hơn 0,6. 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: (i) Thành phần Cơ sở vật chất có
Cronbach Alpha đạt giá trị 0,831; (ii) Thành phần Sự nhiệt tình của cán bộ và
giảng viên có Cronbach Alpha đạt giá trị 0,923; (iii) Thành phần Đội ngũ
giảng viên có Cronbach Alpha đạt giá trị 0,94; (iv) Thành phần Khả năng
thực hiện cam kết có Cronbach Alpha đạt giá trị 0,928; (v) Thành phần Sự
quan tâm của Nhà trường có Cronbach Alpha đạt giá trị 0,929. Thang đo Sự
hài lòng có Cronbach Alpha đạt giá trị 0,761.
Nghiên cứu phân tích nhân tố khám phá EFA với 57 biến quan sát
thuộc 5 thành phần trong chất lượng đào tạo và 5 biến quan sát trong thành
phần Sự hài lòng (giá trị đạt yêu cầu lớn hơn 0,4). Kết quả phân tích cho thấy,
5 thành phần trong chất lượng đào tạo có 53 biến quan sát đạt giá trị yêu cầu
và có ý nghĩa trong thống kê (giá trị nhỏ nhất 0,402 và giá trị lớn nhất là
0,818), trong đó, 4 biến quan sát không đạt giá trị yêu cầu và bị loại ra khỏi
nghiên cứu. Thành phần Sự hài lòng có 5 biến quan sát có giá trị đạt yêu cầu
và có ý nghĩa trong thống kê (giá trị báo cáo biến SET_1: 0,523; SET_2:
0,812; SET_3: 0,683; SET_4: 0,615 và SET_5: 0,493).
73
Kết quả kiểm định mô hình lý thuyết cho thấy tất cả 5 thành phần vừa
nêu trên đều tác động đến sự hài lòng của sinh viên về chất lượng đào tạo.
Trong đó thành phần tác động mạnh nhất đến sự hài lòng của sinh viên là
thành phần Sự nhiệt tình của đội ngũ cán bộ và giảng viên (Beta = 0,274); thứ
hai là thành phần Khả năng thực hiện cam kết (Beta = 0,239); thứ ba là thành
phần Cơ sở vật chất (Beta = 0,224); thứ tư là thành phần Đội ngũ giảng viên
(Beta = 0,221) và cuối cùng là thành phần Sự quan tâm của Nhà trường tới
sinh viên (Beta = 0,152).
Kiểm định giả thuyết về sự khác nhau về đánh giá chất lượng và sự
khác nhau về mức độ hài lòng của sinh viên theo yếu tố nhân khẩu học đã
được làm rõ trong nghiên cứu. Nghiên cứu sử dụng phương pháp phân tích
phương sai một nhân tố ANOVA để kiểm định giả thuyết. Kết quả phân tích
sự khác nhau về đánh giá chất lượng cho thấy, không có sự khác biệt về đánh
giá chất lượng theo Khoa và Giới tính. Với kiểm định về sự khác biệt trong
đánh giá chất lượng theo Năm học có sự khác nhau về cảm nhận của sinh viên
đối với ba biến (Sự nhiệt tình của đội ngũ cán bộ và giảng viên, Đội ngũ
giảng viên và Khả năng thực hiện cam kết), hai biến còn lại không có sự khác
nhau trong đánh giá chất lượng của sinh viên. Với kiểm định về sự khác biệt
trong đánh giá chất lượng theo Học lực, biến Cơ sở vật chất có sự khác nhau
trong đánh giá chất lượng, bốn biến còn lại không có sự khác nhau trong đánh
giá chất lượng của sinh viên. Kết quả phân tích sự khác nhau mức độ hài lòng
của sinh viên về chất lượng đào tạo cho thấy, không có sự khác nhau về mức
độ hài lòng của sinh viên theo Khoa, Năm học và Học lực. Tuy nhiên, trong
nghiên cứu sự khác biệt về mức độ hài lòng theo Giới tính có sự khác nhau
giữa giới tính nam và nữ về mức độ hài lòng.
Kết quả của phân tích mô hình trong nghiên cứu góp phần làm rõ thêm
cho các nhà nghiên cứu trong lĩnh vực khoa học hành vi thấy rằng các thang
74
đo lường trong nghiên cứu cần phải được đánh giá giá trị và độ tin cậy khi
dùng chúng để đo lường. Nếu không thực hiện việc đánh giá thang đo và
không thực hiện một cách khoa học thì kết quả nghiên cứu sẽ không có sức
thuyết phục cao và ý nghĩa trong thống kê.
Kết quả kiểm định mô hình cho thấy sự phù hợp của mô hình lý thuyết
với chất lượng đào tạo cũng như việc chấp nhận các lý thuyết đã đề ra trong
mô hình nghiên cứu có ý nghĩa thiết thực cho các nhà quản lý, các cơ sở đào
tạo nói chung và các trường đại học nói riêng. Đây chính là nhứng căn cứ để
xây dựng một số giải pháp nhằm nâng cao hiệu quả trong công tác đào tạo và
chất lượng giáo dục nhằm thỏa mãn hơn nữa sự hài lòng của sinh viên.
Kết quả nghiên cứu cho thấy, với các yếu tố nhân khẩu học khác nhau
thì mức hài lòng cũng khác nhau. Đây sẽ là cơ sở cho các nhà quản lý, các
nhà hoạch định chiến lược giáo dục trong việc lựa chọn công cụ đánh giá chất
lượng phù hợp đẻ đem lại hiệu quả tối ưu trong giáo dục và đào tạo.
Về mặt phương pháp nghiên cứu, nghiên cứu này góp phần vào hệ
thống thang đo chất lượng dịch vụ nói chung, chất lượng đào tạo nói riêng và
sự hài lòng của sinh viên bằng cách bổ sung đó một hệ thống thang đo chất
lượng dịch vụ và sự hài lòng của sinh viên. Các nhà nghiên cứu có thể xem
mô hình này như là một mô hình tham khảo cho các nghiên cứu khác và tại
các đơn vị khác.
Bên cạnh đó, kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng nếu đo lường một khái
niệm tiềm ẩn bằng nhiều biến quan sát sẽ làm tăng độ giá trị và độ tin cậy của
thang đo lường. Các biến quan sát trong thang đo này có thể điều chỉnh và bổ
sung cho phù hợp với từng đơn vị đào tạo và từng thành phần cụ thể. Lý do là
mỗi ngành dịch vụ nói chung và dịch vụ giáo dục đào tạo nói riêng đều có
những đặc thù riêng của nó.
75
2. Một số giải pháp nâng cao chất lượng đào tạo tại trường Đại học
Kinh tế và Quản trị kinh doanh
Cơ sở vật chất: Trường Đại học Kinh tế và Quản trị kinh doanh là đơn
vị mới thành lập nên cơ sở vật chất còn khó khăn, hiện nay Nhà trường đang
sử dụng cơ sở vật chất chung với Trường Đại học Kĩ thuật Công nghiệp nên
việc đầu tư xây dựng và mua sắm còn gặp nhiều hạn chế. Để khắc phục
những khó khăn hiện tại và đáp ứng yêu cầu thực tế, Nhà trường cần đầu tư
tăng cường trang thiết bị dạy và học. Xây dựng mạng lưới thông tin, thư viện
và thư viện điện tử đủ mạnh để đáp ứng nhu cầu học tập của sinh viên và
nghiên cứu của giảng viên. Bên cạnh đó, Nhà trường cần đẩy mạnh triển khai
việc xây dựng cơ sở đào tạo mới theo qui hoạch của tỉnh Thái Nguyên.
Đội ngũ cán bộ phục vụ và cán bộ giảng dạy: Nâng cao chất lượng đào
tạo và chất lượng quản lý trong Nhà trường điều đầu tiên cần chú trọng là xây
dựng đội ngũ cán bộ giảng dạy đủ về số lượng, vững vàng về chuyên môn,
đồng bộ cơ cấu quản lý và có chuyên môn nghiệp vụ tốt. Thúc đẩy công tác
đào tạo, bồi dưỡng đội ngũ cán bộ giảng dạy và cán bộ quản lý trình độ cao.
Khuyến khích và tạo điều kiện cho cán bộ đi du học tại các nước phát triển.
Gắn chặt nhiệm vụ nghiên cứu khoa học với nhiệm vụ giảng dạy, khuyến
khích đội ngũ giảng viên sử dụng kết quả nghiên cứu khoa học lồng ghép vào
chương trình giảng dạy môn học. Bồi dưỡng trình độ ngoại ngữ cho đội ngũ
cán bộ giảng dạy, khuyến khích cán bộ giảng dạy tìm kiếm học bổng của các
tổ chức trong và ngoài nước.
Nhà trường cần có biện pháp cụ thể nhằm bồi dưỡng chuyên môn
nghiệp vụ cho đội ngũ cán bộ phục vụ (cử đi học tập các khóa đào tạo ngắn
hạn về chuyên môn, định kỳ hàng năm mở các lớp tập huấn về nghiệp vụ
nhằm cập nhật những thay đổi trong các qui định của Bộ Giáo dục và Đào
tạo...).
76
Khả năng thực hiện cam kết và Sự quan tâm của Nhà trường tới sinh
viên: Nhà trường cần đổi mới mạnh mẽ chương trình, nội dung, phương pháp
đào tạo, thực hiện liên kết đào tạo quốc tế và trao đổi sinh viên với các trường
đại học tiên tiến nước ngoài, áp dụng chương trình và giáo trình tiên tiến.
Xây dựng chương trình phù hợp với nhu cầu thực tế, nâng cao khả năng
ứng dụng trong bối cảnh bùng nổ thông tin, công nghiệp hóa, hiện đại hóa và
hội nhập quốc tế. Nhà trường cần giảm thời gian giảng dạy lý thuyết, tăng
thời lượng nghiên cứu và thực hành, ứng dụng trong phân bổ thời gian giữa
các môn học lý thuyết và các môn ứng dụng của mỗi ngành đào tạo, phân bổ
thời lượng giữa hướng dẫn lý thuyết và thực hành ứng dụng cho từng môn
học.
Mời các doanh nghiệp, các nhà hoạt động thực tiễn tham gia giảng dạy
nhằm trang bị cho sinh viên những kỹ năng làm việc khi tốt nghiệp. Tăng
cường đào tạo và bồi dưỡng kiến thức ngoại ngữ, tin học và kỹ năng cho sinh
viên dưới nhiều hình thức như mở các lớp đào tạo ngắn hạn, các buổi thảo
luận hoặc sinh hoạt theo chủ đề.
Đổi mới phương pháp giảng dạy theo phương châm lấy người học làm
trung tâm, học đi đôi với hành, biến quá trình đào tạo thành tự đào tạo.
Chuyển đổi mạnh mẽ từ dạy kiến thức là chủ yếu sang phương pháp khai thác
thông tin, phương pháp nghiên cứu, ứng dụng là chủ yếu. Đào tạo theo học
chế tín chỉ để giúp cho sinh viên có thể có được kế hoạch học tập mềm dẻo,
linh hoạt.
Nhà trường cần xác định, định hướng mục đích và động cơ học tập
đúng đắn cho sinh viên, đặc biệt là sinh viên năm thứ nhất và thứ hai, tránh
tình trạng thiếu định hướng trong học tập, thiếu tinh thần học tập và nghiên
cứu. Nhà trường cần tạo môi trường học tập và nghiên cứu cho sinh viên với
các hoạt động như: sinh viên làm đề tài nghiên cứu khoa học, sinh viên và cơ
77
hội việc làm, tạo môi trường cho sinh viên tham gia vào công việc thực tế tại
các đơn vị sản xuất kinh doanh. Trang bị phương tiện học tập nhằm đáp ứng
yêu cầu của các môn học trong quá trình học tập và nghiên cứu tại Nhà
trường. Trang bị cho sinh viên phương pháp học tập nhằm giúp sinh viên học
tập đúng đắn, phù hợp với môi trường giáo dục đại học. Nhà trường cần tổ
chức các khóa học hoặc thảo luận chuyên đề về các vấn đề liên quan đến quá
trình học tập như phương pháp nghe giảng trên lớp, phương pháp tự học, cách
thức đọc và ghi chép tài liệu... nâng cao năng lực học trên lớp và năng lực tự
học, tự nghiên cứu.
Bên cạnh đó, Nhà trường cần có nhiều cách thức trong việc đánh giá và
kiểm tra kết quả đào tạo thông qua hình thức thi cuối kỳ, cuối năm học. Xây
dựng các biện pháp nhằm kiểm tra kỹ năng, kỹ xảo đã tích lũy được trong quá
trình học tập và rèn luyện tại Nhà trường như trình độ tin học, trình độ ngoại
ngữ, khả năng làm việc độc lập, khả năng làm việc theo nhóm...
Thực hiện dân chủ hóa trường học, xây dựng môi trường giáo dục thân
thiện, phát huy vai trò trung tâm của sinh viên, vai trò làm chủ của sinh viên,
giảng viên và cán bộ phục vụ đào tạo.
Để hiện thực hóa các giải pháp trên cần có sự ủng hộ, nhận thức một
cách đúng đắn của toàn thể cán bộ quản lý, cán bộ giảng dạy, cán bộ phục vụ
và đặc biệt là sinh viên đang học tập tại Nhà trường.
78
Các file đính kèm theo tài liệu này:
- Luan van Tran Xuan Kien DLDG2006.pdf
- Tom tat LV Kien DLDG06.pdf