Các yếu tố tác động đến sự hài lòng của học viên cao học trường Đại học Kinh tế Công nghiệp Long An

định tính để điều chỉnh thang đo bổ sung thêm 4 biến quan sát ở thang đo của thành phần CTDT, DNGV, CSVC, DNQLPV các thành phần khác vẫn không đổi, nâng tổng số biến quan sát từ 30 lên 34. Phân tích Cronbach’s Alpha Bảng 1. Kết quả Cronbach’s Alpha các nhân tố LOẠI BIẾN BIẾN HỆ SỐ CRONBACH’S ALPHA SỐ BIẾN QUAN SÁT Độc lập CTDT .894 6 DNGV .939 7 CSVC .914 9 DNQLPV .833 4 CPHT .874 4 Phụ thuộc MDHL .843 4 Nguồn: kết quả chạy dữ liệu SPSS20 Kết quả phân tích Cronbach’s Alpha có kết quả như sau (xem bảng 1). Trong phân tích Cron của các biến CTDT có hệ số là .894 và hệ số tương quan biến – tổng thấp nhất là CTDT5=.670 do đó 6 biến quan sát được chấp nhận; DNGV có hệ số là .939 và và hệ số tương quan biến – tổng thấp nhất là DNGV3=.732 do đó 7 biến quan sát được chấp nhận; CSVC có hệ số là .914 và và hệ số tương quan biến – tổng thấp nhất là CSVC2=.625 do đó 9 biến quan sát được chấp nhận; DNQLPVcó hệ số là .833 và và hệ số tương quan biến – tổng thấp nhất là DNQLPV4=.608 do đó 4 biến quan sát được chấp nhận; CPHT có hệ số là .874 và và hệ số tương quan biến – tổng thấp nhất là CPHT1=.713 do đó 4 biến quan sát được chấp nhận; MDHL có hệ số là .843 và và hệ số tương quan biến – tổng thấp nhất là MDHL4=.492 do đó 4 biến quan sát được chấp nhận. Phân tích EFA: Bảng 2. Kiểm định KMO và Bartlett các biến độc lập Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy .930 Bartlett’s Test of Sphericity Approx. Chi-Square 8384.124 df 406 Sig. .000 Nguồn: kết quả chạy dữ liệu SPSS20 Bảng 3. Kiểm định KMO và Bartlett các biến phụ thuộc Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy .720 Bartlett’s Test of Sphericity Approx. Chi-Square 640.890 df 6 Sig. .000 Nguồn: kết quả chạy dữ liệu SPSS20 TẠP CHÍ KINH TẾ - CÔNG NGHIỆP Số 24 – Tháng 7/2020 22 Kết quả phân tích với các biến độc lập (xem bảng 2). Trích được 5 nhân tố tại eigenvalue 1.055, với tổng phương sai trích TVE là 73,37% (sau khi loại biến DNQLPV3). Kết quả phân tích với các biến phụ thuộc (xem bảng 3). Trích được 1 nhân tố tại eigenvalue 2.791 với tổng phương sai trích TVE là 69,78%. Kiểm định mô hình nghiên cứu: Qua phân tích mô hình hồi quy bội với 5 biến độc lập cho thấy 1 biến không có ý nghĩa thống kê là CTDT (Sig=0.285) do vậy tác giả chạy lại hồi quy với 4 biến độc lập (loại biến CTDT). Sau khi hồi quy lần 2 với 4 biến độc lập cho thấy mô hình phù hợp với dữ liệu và tất cả các biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê ở mức 95%. Kết quả chỉ ra sự hài lòng của học viên cao học phụ thuộc vào 4 thành phần là (1) đội ngũ giảng viên (DNGV), (2) cơ sở vật chất (CSVC), (3) đánh giá khả năng đội ngũ quản lý và phục vụ học viên (DNQLPV), (4) chi phí học tập (CPHT) 4 giả thuyết được thỏa mãn là H2, H3, H4, H5 với độ tin cậy 95% và phương trình hồi quy chuẩn hóa là: MDHL= 0.192 DNGV+ 0.24* CSVC+ 0.229* DNQLPV+ 0.227* CPHT Thông qua phương trình hồi quy ta thấy nhân tố CSVC (Cơ sở vật chất) có tác động mạnh nhất. Khi dò tìm sự vi phạm của các giả định cần thiết cho thấy các giả định như sự phù hợp của mô hình (F=90.123, Sig=0,000), hiện tượng phương sai thay đổi (chẩn đoán bằng hình ảnh – ScatterPlot) ta không thấy có quan hệ nào rõ ràng giữa giá trị dự báo và phần dư chuẩn hoá, sai số có phân phối chuẩn (Mean=4.85E-16; Std.Dve=0,993), xem như sai số có phân phối chuẩn, phần dư là độc lập không xảy ra hiện tượng tự tương quan (Durbin Watson=2,072) và không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến (0<=VIF<=5), tất cả được thỏa mãn (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008)). Phân tích T- Test Khi xem xét có sự khác biệt về mức độ hài lòng của học viên cao học theo yếu tố giới tính ta thấy rằng, phương sai của 2 mẫu nam và nữ là có sự khác biệt (F= 16.641; sig=.000) và kiểm định T- Test cho sự khác biệt 2 mẫu là có ý nghĩa thống kê (t= 4.23; sig= .000). Khi xem xét có sự khác biệt về mức độ hài lòng của học viên cao học theo yếu tố năm học ta thấy rằng, phương sai của 2 mẫu năm thứ 1 và năm thứ 2 là không có sự khác biệt (F= 7.995 sig=.005) và kiểm định t cho sự khác biệt 2 mẫu là có ý nghĩa thống kê (t= 4.129; sig= .000). Như vậy, có sự khác biệt về mức độ hài lòng của học viên cao học giữa học viên nam và học viên nữ, và có sự khác biệt về mức độ hài lòng của học viên cao học năm thứ 1 với năm thứ 2. 5. Hàm ý quản trị Qua phân tích hồi quy cho thấy rằng, để tăng sự hài lòng của học viên cao học khi tham gia học tại trường thì nhà trường cần quan tâm đến các yếu tố đội ngũ giảng viên, cơ sở vật chất, đánh giá khả năng đội ngũ quản lý và phục vụ học viên, chi phí học tập. Trong đó yếu tố cơ sở vật chất có tác động mạnh nhất đến mức độ hài lòng của học viên, tiếp theo đó là yếu tố đánh giá khả năng đội ngũ quản lý và phục vụ học viên, và chi phí học tập, còn yếu tố đội ngũ giảng viên có tác động yếu nhất đến mức độ hài lòng của học viên. Do đó, để nâng cao sự hài lòng của học viên cao học nhà trường cần duy trì và có những định hướng phát triển liên quan đến các yếu tố trên cho phù hợp. Qua kiểm định T-Test cho thấy có sự khác biệt về mức độ hài lòng của học viên cao học về giới tính và năm học. Do vậy, nhà trường cũng cần chú ý đến những yếu tố này. Việc phân tích mức độ quan trọng của từng nhân tố tác động vào sự hài lòng của học viên có ý nghĩa hết sức quan trọng trong các hoạt động của nhà trường. Đây là nhân tố rất quan trọng nên nhà trường cần phải tập trung cải tiến nhằm thỏa mãn nhu cầu thiết thực của học viên. Tuy TẠP CHÍ KINH TẾ - CÔNG NGHIỆP Số 24 – Tháng 7/2020 23 nhiên, trong thực tế, nhà trường luôn bị ràng buộc về nguồn lực nên không thể cùng lúc cải tiến, hoàn thiện được hàng loạt các nhân tố. Vì vậy cần phải có sự ưu tiên giải quyết các nhân tố quan trọng sao cho đạt hiệu quả cao nhất. Tài liệu tham khảo Tiếng Việt [1]. Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), Phân tích dữ liệu nghiên cứu với SPSS, Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh, NXB Hồng Đức. [2]. Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), Thống kê ứng dụng trong kinh tế xã hội, NXB Thống Kê. [3]. Hồ Thúy Trinh (2013), Đo lường mức độ hài lòng của học viên về chất lượng đào tạo cao học của trường Đại học Tài chính - Marketing, Trường Đại học Tài chính - Marketing, Luận văn thạc sỹ. [4]. Nguyễn Đình Thọ và Nguyễn Thị Mai Trang (2009), Phương pháp nghiên cứu khoa học trong quản trị kinh doanh. Hà Nội: NXB Thống Kê. [5]. Nguyễn Đình Thọ (2013), Phương pháp nghiên cứu khoa học trong kinh doanh, Giáo trình Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh, NXB Tài chính. [6]. Tạ Thị Kiều An và cộng sự (2010), Quản lý chất lượng, Giáo trình Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh, NXB Thống kê. Tiếng Anh [7]. Joseph, M.J. (2011), Quality Planning Process, McGraw - Hill Companies. [8]. Parasuraman, A., Zeithaml, V.A., & Berry, L., (1985), A conceptual model of service quality and its implicatons for future research, Journal of Marketing, pp.41- 50. [9]. Parasuraman, A., Zeithaml, V., & Berry, L (1988) Servqual: A multiple - item scale for measuring consumer perc of service quality, Journal of retailing 64 (1), pp. 12- 40. [10]. Peter & Angela (2006), Service Marketing Management, Third Edition, ISBN 987-0- 7506-6674-9, 2011, pp. 85 - 110. [11]. Zeithmal V.A & Bitner MJ (2000), Service Marketing: Intergrating Customer Focus arross the Firm, Irwin McGrow - Hill, Second Edition, ISBN 0- 07-1169946, 2000. Ngày nhận: 18/02/2018 Ngày duyệt đăng: 07/07/2020