Luận án Nghiên cứu xây dựng giải pháp nâng cao chất lượng dịch vụ học tập và tập luyện thể dục thể thao của sinh viên trường Đại học Quốc tế - Đại học Quốc gia Thành phố Hồ Chí Minh

a của dữ liệu phân tích thì các nhân tố khi được phân tích phải được thực hiện với phép trích Principle Component với phép xoay Varimax với các tiêu chuẩn Communality > 0.5, hệ số chuyển tải (factor loading) > 0.4, eigenvalue >=1 và tổng phương sai trích >=0.5 (50%). Tuy nhiên hệ số KMO (Maiser-Meyer-Olkin) phải > 0.5 để đảm bảo tập dữ liệu đưa vào là có ý nghĩa cho phân tích nhân tố. Nguyên tắc loại các biến được thực hiện theo thứ tự (hệ số chuyển tải (factor loading) < 0.4; sau đó đến các biến đứng độc lập không nằm trong các nhân tố nào). Đối với nghiên cứu này kết quả phân tích dữ liệu thu thập được từ điều tra, bằng sự hỗ trợ của phần mềm SPSS đề tài thực hiện phép xoay nhân tố và kiểm định độ tin cậy của các biến CLDV học tập và tập luyện TDTT và các biến hài lòng về CLDV học tập và tập luyện TDTT của Trường ĐHQT được thực hiện theo quy trình và phải đạt 5 tiêu chí sau: Xét hệ số Cronbach Apha > 0.6 với hệ số tương quan biến tổng (Corrected Item-Total Correlation) > 0.3. Phân tích nhân tố EFA (Exploratoty Factor Analysis) thực hiện phép xoay Varimax với hệ số truyền tải (factor loading) > 0.4). Phân tích nhân tố CFA (Principal axit factorinh) thực hiện phép xoay “Promax” các tiêu chuẩn Communality > 0.5, hệ số chuyển tải (factor loading) >0.4, eigenvalue >=1. Xét hệ số KMO (Maiser-Meyer-Olkin) > 0.5. Xét tổng phương sai trích > 50%. Thang đo đáp ứng được các tiêu chí trên chúng tôi sẽ tiếp tục nghiên cứu sâu và giải quyết các nhiệm vụ của đề tài đặt ra. Tóm lại: Việc đánh giá CLDV học tập và tập luyện TDTT của Trường ĐHQT đóng vai trò quan trọng nhằm nâng cao công tác quản lý, nâng cao chất lượng chương trình đào tạo các môn học, nâng cao đội ngũ giảng viên, xây dựng phát triển cơ sở vật chất và các trang thiết bị dụng cụ tập luyện đạt chất lượng đáp ứng nhu cầu học tập, tập luyện TDTT của sinh viên và đáp ứng các điều kiện đảm bảo cho giảng viên giảng dạy đạt kết quả tốt nhất. Để duy trì và đảm bảo được CLDV học tập và tập luyện TDTT của Trường ĐHQT, Bộ môn GDTC cần thực hiện triển khai đánh giá theo từng học kỳ của năm học từ đó đưa ra những giải pháp kịp thời để nâng cao được CLDV học tập và tập luyện TDTT đáp ứng tốt nhu cầu của người học. 3.2.6. Kiểm nghiệm mối quan hệ giữa các yếu tố về CLDV học tập và tập luyện TDTT của sinh viên trường Đại học Quốc tế 3.2.6.1. Thực hiện kiểm định thang đo CLDV học tập và tập luyện TDTT Luận án tiến hành kiểm định 4 nhân tố đo lường CLDV học tập và tập luyện TDTT và 2 nhân tố đo lường SHL về CLDV học tập và tập luyện TDTT, kết quả cho thấy độ tin cậy của thang đo (reliability test) hệ số Cronbach Alpha của thang đo thu được như sau bảng 3.16. Bảng 3.16: Bảng hệ số Cronbach's Alpha sự hài lòng về CLDV học tập và tập luyện TDTT Code Scale Mean if Item Deleted Scale Variance if Item Deleted Corrected Item-Total Correlation Cronbach's Alpha if Item Deleted Nhân tố “tin cậy và đáp ứng”; α = 0.897; n =8 TinCay4 26.32 38.863 .749 .877 TinCay2 26.36 40.306 .714 .881 TinCay3 26.32 38.457 .747 .877 Nluc1 26.01 39.209 .712 .881 DUng5 26.19 40.037 .684 .884 DUng2 26.23 41.023 .635 .888 DUng1 26.31 40.396 .626 .889 Nluc2 25.92 41.132 .573 .894 Nhân tố "Năng lực và đáp ứng"; α = 0.900; n=5 Nluc3 15.84 16.794 .747 .879 Nluc4 15.89 18.000 .654 .898 LSu1 15.74 15.791 .779 .872 TCan1 15.71 15.266 .797 .868 TCan2 15.71 15.173 .791 .869 Nhân tố “Tín nhiệm” α = 0.855; n= 5 TTin1 14.22 18.246 .680 .822 TNhiem1 14.03 17.719 .709 .814 AToan1 14.12 16.745 .757 .800 HHinh1 14.15 20.389 .478 .850 AToan2 14.05 17.518 .722 .810 Nhân tố “Hiểu biết” α = 0.841; n = 4 HBiet1 12.05 8.571 .718 .782 HBiet2 12.13 8.123 .699 .787 AToan3 12.26 7.917 .683 .796 HBiet3 12.06 8.788 .606 .827 Nhân tố “Hài lòng về chất lượng kỹ thuật” α = 0.815; n= 5 CLCN2 16.68 13.663 .588 .783 CLCN3 16.73 12.686 .589 .785 CLKT1 16.65 12.545 .700 .749 CLKT2 16.40 14.703 .502 .806 CLKT3 16.71 12.877 .649 .765 Nhân tố “ Thỏa mãn” α = 0.723; n= 3 TMan1 6.23 4.351 .573 .601 TMan2 5.90 4.387 .537 .643 CLCN1 6.22 4.021 .525 .662 Nguồn số liệu được xuất từ SPSS Theo quy định về đánh giá độ tin cậy của hệ số Cronbach's Alpha, các nhân tố đáp ứng được độ tin cậy phải thỏa mãn 3 điều kiện: Điều kiện đầu tiên, mỗi nhân tố xét hệ số Cronbach's Alpha phải có từ 3 biến trở lên, điều kiện thứ 2 được thể hiện là tính tin cậy, hệ số Cronbach's Alpha phải có giá trị lớn hơn 0.65 (α >0.65); điều kiện cuối cùng là xét đến hệ số tương quan biến tổng (Corrected Item-Total Correlation) phải lớn hơn >0.3 và giá trị (Cronbach's Alpha if Item Deleted) phải nhỏ hơn giá trị (α) tính được. Thông qua bảng 3.15 đã cho thấy các giá trị đều thỏa mãn yêu cầu: Thứ nhất, giá trị Allpha (α) tính được đều lớn hơn 0.65 (ở đây các giá trị (α)tính được đều lớn hơn 0.70 (α >0.70). Thứ hai, mỗi nhân tố đều có tập hợp từ 3 biến trở lên. Thứ ba, hệ số tương quan biến tổng (Corrected Item-Total Correlation) đều lớn hơn >0.3 và giá trị (Cronbach's Alpha if Item Deleted) đều nhỏ hơn giá trị (α) tính được. Trong phần kiểm định thang đo chất lượng dịch vụ, sau 3 lần thực hiện phân tích nhân tố EFA luận án thu được mô hình thang đo gồm 4 nhân tố và 22 biến quan sát, cụ thể như sau: Trong Lần 1 thực hiện phân tích nhân tố EFA tiến hành loại biến Hhinh2, biến có nội dung (Có hệ thống Wifi chất lượng tốt phục vụ nghiên cứu, học tập trực tuyến; Biến này bị loại do có hệ số truyền tải <0.4). Lần 2 thực hiện phân tích nhân tố EFA tiến hành loại biến Dung6, biến có tên là (tổ chức các đợt Hội thao, các hoạt động ngoại khóa đáp ứng nhu cầu giao lưu học hỏi của sinh viên) biến này bị loại do đứng độc lập không nằm trong nhóm nhân tố nào. Lần 3 thực hiện phân tích nhân tố EFA tiến hành loại biến AToan2, biến có tên là (Giảng viên sẵn sàng hỗ trợ và giúp đỡ sinh viên), biến này bị loại do vi phạm phép phân bố hệ số truyền tải (biến này nằm phân vị trong 2 nhóm nhân tố). Như vậy sau 3 lần thực hiện phân tích nhân tố luận án đã thu được 4 nhân tố đánh giá CLDV học tập và tập luyện TDTT cho sinh viên ĐHQT (bảng 3.16) Để thuận lợi cho các phân tích sâu sau này, tiến hành đặt tên cho 4 nhân tố đã được hình thành thông qua tính chất và đặc điểm của các biến hỏi trong từng nhân tố (xem bảng 3.17). Bảng 3.17: Kết quả xoay Nhân tố EFA lần 3 và hiệu chỉnh tên gọi các nhân tố CLDV học tập và tập luyện TDTT được hình thành Biến Nhóm hệ số truyền tải (Factor loading) % of Variance Tên gọi các nhân tố chất lượng dịch vụ 1 2 3 4 TinCay2 .795 22.44 Tin cậy và đáp ứng TinCay4 .794 TinCay3 .763 DUng5 .745 Nluc1 .714 DUng2 .710 DUng1 .638 Nluc2 .547 Nluc3 .856 12.92 Năng lực và tiếp cận Nluc4 .841 LSu1 .802 TCan2 .640 TNhiem1 .752 12.35 Tín nhiệm TTin1 .720 AToan1 .677 HHinh1 .662 TCan1 .627 HBiet1 .817 11.27 Hiểu biết HBiet2 .700 TinCay1 .619 HBiet3 .613 AToan3 .600 Như vậy thông qua 3 lần phân tích nhân tố theo phép xoay Varimax với các tiêu chuẩn Communality > 0.4, hệ số chuyển tải (factor loading) > 0.5, đại lượng eigenvalue >=1 luận án xác định được 4 nhân tố CLDV học tập và tập luyên TDTT đã được tập hợp, và đã đặt tên cho 4 nhân tố này, các tên gọi đó là: Nhân tố tin cậy và đáp ứng. Nhân tố năng lực và tiếp cận. Nhân tố tín nhiệm. Nhân tố hiểu biết. Tiếp tục xét đến hệ số KMO - Bartlett và tổng phương sai trích (Total Variance Explained). Sau khi phân tích EFA lần 3 luận án thu được kết quả sau: (xem bảng 3.18) Bảng 3.18: Bảng giá trị KMO and Bartlett's Test của biến CLDV học tập và tập luyện TDTT KMO and Bartlett's Test Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .882 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 10298.484 df 231 Sig. .000 Nguồn tác giả xuất từ SPSS. Chỉ số ở bảng 3.18 thể hiện: Hệ số KMO = 0.882 > 0.50 cho thấy mức độ có ý nghĩa của tập dữ liệu đưa vào phân tích nhân tố khá cao và kiểm tra Bartlett’s cũng cho thấy Pvalue =0.00 (Sig. = Pvalua= 0.000 < 0.001) như vậy, các nhân tố trên đảm bảo tính khoa học để tiếp tục khảo sát. Xét tổng phương sai trích (Total Variance Explained), bảng 3.19 cho thấy kết quả tổng phương sai trích là 58.97 % > 50% điều này giải thích được độ biến thiên của dữ liệu đáp ứng được yêu cầu để tiến hành khảo sát các bước tiếp theo. Như vậy từ kết quả phân tích khám phá nhân tố EFA cho thấy từ 10 nhân tố lý thuyết ban đầu của các biến chất lượng dịch vụ, sau khi thực hiện phép xoay chỉ hình thành 4 nhân tố thông qua dữ liệu điều tra với 22 biến quan sát (xem bảng 3.19). Bảng 3.19: Bảng giá trị tổng phương sai trích các nhân tố CLDV học tập và tập luyện TDTT Tổng phương sai trích (Total Variance Explained) Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings Rotation Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % 1 7.230 32.862 32.862 7.230 32.862 32.862 4.936 22.437 22.437 2 2.200 9.999 42.860 2.200 9.999 42.860 2.842 12.916 35.353 3 1.959 8.905 51.766 1.959 8.905 51.766 2.717 12.348 47.702 4 1.585 7.206 58.972 1.585 7.206 58.972 2.479 11.270 58.972 5 .951 4.321 63.293 6 .824 3.746 67.039 7 .768 3.492 70.531 8 .745 3.385 73.917 9 .691 3.141 77.058 10 .671 3.048 80.106 11 .536 2.438 82.544 12 .512 2.329 84.873 13 .477 2.166 87.039 14 .450 2.044 89.082 15 .415 1.887 90.970 16 .352 1.600 92.570 17 .342 1.556 94.125 18 .309 1.404 95.530 19 .295 1.341 96.871 20 .269 1.221 98.091 21 .213 .966 99.058 22 .207 .942 100.000 Nguồn tác giả xuất từ SPSS. Thực hiện kiểm định thang đo hài lòng về CLDV học tập và tập luyện TDTT Tương tự như thang đo CLDV, ở thang đo về SHL luận án cũng tiến hành thực hiện phân tích nhân tố EFA, kiểm định hệ số KMO và giá trị tổng phương sai trích, kết quả kiểm định như sau: Thực hiện phân tích nhân tố khán phá EFA cho thấy từ 3 nhân tố lý thuyết ban đầu đã hình thành nên 2 nhân tố mới (bảng 3.19). Để thuận lợi cho các phân tích sâu sau này, luận án tiến hành đặt tên cho 2 nhân tố đã được hình thành thông qua tính chất và đặc điểm của các biến hỏi trong từng nhân tố (bảng 3.20). Bảng 3.20: Kết quả xoay Nhân tố EFA giữa các nhân tố của biến hài lòng về CLDV học tập và tập luyện TDTT Biến Nhóm hệ số truyền tải (Factor loading) % of Variance Tên gọi các nhân tố hài lòng về lượng dịch vụ GDTC 1 2 CLKT1 .848 35.79 Hài lòng về chất lượng kỹ thuật CLKT3 .816 CLCN2 .718 CLCN3 .711 CLKT2 .669 TMan2 .816 24.26 Thỏa mãn TMan1 .805 CLCN1 .778 Sau khi thực hiện phép xoay nhân tố và từ kết quả phân tích khám phá nhân tố EFA cho thấy từ 3 nhân tố lý thuyết ban đầu của các biến về hài lòng về CLDV học tập và tập luyện TDTT, sau khi thực hiện phép xoay chỉ hình thành 2 nhân tố thông qua dữ liệu điều tra với 8 biến quan sát. Như vậy thông qua phân tích nhân tố theo phép xoay Varimax với các tiêu chuẩn Communality > 0.4, hệ số chuyển tải (factor loading) > 0.5, đại lượng eigenvalue >=1, luận án xác định được 2 nhân tố hài lòng đã được tập hợp, và đã đặt tên cho 2 nhân tố này, các tên gọi đó là: Nhân tố hài lòng về chất lượng kỹ thuật. Nhân tố thỏa mãn. Tiếp tục xét đến hệ số KMO - Bartlett và tổng phương sai trích (Total Variance Explained). Sau khi phân tích EFA của các biến hài lòng về CLDV học tập và tập luyện TDTT đã thu được kết quả thông qua 2 bảng (bảng 3.19 và bảng 3.20). Bảng 3.21 thể hiện chỉ số KMO = 0.7.34 > 0.50 cho thấy mức độ có ý nghĩa của tập dữ liệu đưa vào phân tích đáp ứng yêu cầu, kết quả kiểm tra Bartlett’s cũng cho thấy điều đó (Sig. = Pvalua= 0.000 < 0.001) như vậy, các nhân tố trên đảm bảo tính khoa học để tiếp tục khảo sát (bảng 3.21). Bảng 3.21 Bảng giá trị KMO and Bartlett's Test của biến hài lòng về CLDV học tập và tập luyện TDTT KMO and Bartlett's Test Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .734 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 2520.334 df 28 Sig. .000 Tiếp đến luận án tiến hành xét tổng phương sai trích (Total Variance Explained), bảng 3.22 cho thấy kết quả tổng phương sai trích là 60.05%>50% điều này giải thích là độ biến thiên của dữ liệu đáp ứng được yêu cầu để tiến hành khảo sát các bước tiếp theo. Như vậy từ kết quả phân tích khám phá nhân tố EFA cho thấy từ 8 nhân tố lý thuyết ban đầu của các biến hài lòng, sau khi thực hiện phép xoay chỉ hình thành 2 nhân tố thông qua dữ liệu điều tra với 8 biến quan sát (xem bảng 3.22). Bảng 3.22: Bảng tổng phương sai trích các nhân tố hài lòng về CLDV học tập và tập luyện TDTT Total Variance Explained Component Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings Rotation Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % 1 2.924 36.548 36.548 2.924 36.548 36.548 2.863 35.789 35.789 2 1.880 23.504 60.052 1.880 23.504 60.052 1.941 24.263 60.052 3 .811 10.135 70.186 4 .644 8.045 78.232 5 .567 7.088 85.320 6 .495 6.182 91.502 7 .463 5.790 97.292 8 .217 2.708 100.000 Nguồn số liệu được xuất từ SPSS. Qua thực hiện phép xoay nhân tố và kiểm định KMO, kiểm định tổng phương sai trích (Total Variance Explained), thang đo đã đáp ứng được một phần của độ tin cậy. Như vậy thông qua các bước kiểm định, thang đo CLDV học tập và tập luyện TDTT và SHL về CLDV học tập và tập luyện TDTT đã đáp ứng được độ tin cậy đảm bảo để phân tích sâu và thực hiện các nhiệm vụ nghiên cứu của luận án đặt ra. Tiếp theo để thực hiện các phân tích sâu cho các nhân tố được hình thành luận án tiến hành đặt tên các nhóm (groups) nhân tố, sau đó lấy giá trị trung bình của tập hợp tất cả các biến trong cùng một nhóm để tiến hành kiểm định và phân tích sâu (xem bảng 3.23): Bảng 3.23: Bảng nhóm các biến tên nhân tố SHL về CLDV học tập và tập luyện TDTT của SV STT Tập hợp biến trong cùng một nhóm (group) Tổng số biến Tên nhân tố Mã hóa nhân tố (TinCay4+TinCay2+TinCay3+Nluc1+ DUng5+DUng2+DUng1+Nluc2)/8 8 Tin cậy và đáp ứng TCay_DUng (Nluc3+Nluc4+LSu1+TCan1+TCan2)/5 5 Năng lực và tiếp cận Nluc_TCan (TTin1+TNhiem1+AToan1+HHinh1+AToan2)/5 5 Tín nhiệm TinNhiem (HBiet1+HBiet2+AToan3+HBiet3)/4 4 Hiểu biết HieuBiet (CLCN2+CLCN3+CLKT1+CLKT2+CLKT3)/5 5 Hài lòng CLKT Hlong_CLKT (TMan1+TMan2+CLCN1)/3 3 Thoả mãn ThoaMan Thực hiện phân tích nhân tố CFA về CLDV học tập và tập luyện TDTT Để tìm hiểu các mối quan hệ tác động lẫn nhau giữa biến tiềm ẩn (biến độc lập) là các nhân tố tác động đến CLDV học tập và tập luyện TDTT; Các biến phụ thuộc là biến mục tiêu chịu tác động đang được nghiên cứu; Biến điều tiết là biến tác động đến quan hệ giữa biến độc lập và phụ thuộc; Biến kiểm soát (có một ảnh hưởng tiềm năng và như một biến độc lập vào biến phụ thuộc. Luận án tiến hành phân tích nhân tố khẳng định (Confirmatory Factor Analysis), viết tắt là “CFA” và tiến hành kiểm định mô hình SEM trong Amos  20.0 quá trình thực hiện được thông qua các bước sau: Bước 1: Phân tích nhân tố CFA Bước 2: Hiệu chỉnh mô hình nghiên cứu Bước 3: Phân tích đánh giá mô hình SEM * Phân tích nhân tố CFA Nhân tố CFA là viết tắt của từ (Confirmatory Factor Analysis), dịch nghĩa là phân tích nhân tố khẳng định CFA, dạng phân tích này liên quan đến nội dung kiểm định về lý thuyết, nền tảng của các nghiên cứu khoa học đánh giá về hành vi nhận thức, lòng trung thành, sự hài lòng, đặc biệt khi thực hiện phân tích CFA các nhà nghiên cứu cần phải chỉ ra cả các khía cạnh cụ thể của mô hình lý thuyết; do đó, thông thường các nhà nghiên cứu cần căn cứ vào các nghiên cứu trước đó hoặc lý thuyết để quyết định số lượng nhân tố tồn tại trong dữ liệu, biến quan sát nào liên quan đến từng nhân tố. Phân tích nhân tố CFA là một công cụ phân tích không thể thiếu để xác nhận các cấu trúc trong các ngành khoa học xã hội và hành vi. Các kết quả của phân tích nhân tố khẳng định CFA có thể cung cấp bằng chứng thuyết phục về giá trị hội tụ (convergent validity) và giá trị phân biệt (discriminant validity) của cấu trúc lý thuyết. - Giá trị hội tụ được sử dụng để chỉ ra các bằng chứng cho thấy các chỉ báo trong cùng một thang đo của cấu trúc lý thuyết có mối quan hệ mạnh với nhau. - Giá trị phân biệt được sử dụng để cho thấy các khái niệm khác nhau trong một cấu trúc lý thuyết là không có mối quan hệ mạnh. Quá trình phân tích nhân tố CFA được luận án tiến hành tương tự như phân tích EFA (Exploratoty Factor Analysis), chỉ khác nhau ở chỗ, quá trình phân tích nhân tố CFA được thể hiện ở phép trích “Principal axit factorinh” với phép xoay “Promax” các tiêu chuẩn Communality > 0.5, hệ số chuyển tải (factor loading) >0.4, đại lượng eigenvalue >=1, để đảm bảo tập dữ liệu đưa vào là có ý nghĩa. Phân tích CFA mô hình SERVQUAL. Với 25 biến quan sát thu được trong phân tích EFA, luận án tiến hành phân tích CFA với phép trích “Principal axit factorinh” với phép xoay “Promax”; qua 3 lần xoay “Promax”; luận án đã loại bỏ 9 biến không phù hợp (các biến bị loại bao gồm: TinCay1; DapUng1; DapUng6; TiepCan2; AnToan1; AnToan2; AnToan3: HieuBiet3; Hhinh2); kết quả thu được sau khi thực hiện phép xoay “Promax” có 16 biến đạt yêu cầu như lý thuyết đã đề cập; đồng thời luận án tiến hành đặt tên cho nhân tố trong bảng phân tích nhân tố CFA mô hình SERVQUAL như sau, bảng 3.24. Bảng 3.24: Bảng phân tích nhân tố CFA về CLDV học tập và tập luyện TDTT theo mô hình Servqual (n=662) Pattern Matrixa STT Biến hỏi Factor Tên gọi 1 2 3 4 DUng5 .892 Tin Cậy (Nhân tố phụ thuộc) TinCay2 .852 TinCay4 .833 TinCay3 .733 DUng2 .719 Nluc1 .710 Nluc2 .656 Nluc3 .890 Năng Lực (Nhân tố độc lập) Nluc4 .812 LSu1 .613 TNhiem1 .699 Tín nhiệm (Nhân tố phụ thuộc) HHinh1 .578 TTin1 .575 TCan1 .533 HBiet2 .734 Hiểu biết (Nhân tố độc lập) HBiet1 .693 Từ bảng 3.24, luận án căn cứ vào tính chất câu hỏi trong 4 nhóm của mô hình nghiên cứu CLDV Servqual, đã đề xuất mô hình SEM như sau: NĂNG LỰC HIỂU BIẾT TIN CẬY TÍN NHIỆM N Hình 3.1: Hiệu chỉnh và đề xuất mô hình SEM của CLDV Servqual Từ kết quả CFA của mô hình CLDV Servqual và mô hình nghiên cứu SEM đã được hiệu chỉnh và đề xuất; luận án tiến hành phân tích kiểm định SEM của mô hình chất lượng dịch vụ Servqual kết quả được trình bày qua hình 3.2 Hình 3.2: Phân tích mô hình SEM chất lượng dịch vụ Servqual Thông thường khi đánh giá mô hình SEM luận án xét đến giá trị các chỉ số sau: Giá trị Chi- square (đây là thống kê chi-bình phương: χ2); giá trị χ2 thể hiện độ phù hợp của mô hình với dữ liệu được quan sát (dữ liệu thu thập) Giá trị CFI (Comparative Fit Index) và chỉ số TLI (Tucker & Lewis Index), đây là hai chỉ số dùng để đánh giá sự phù hợp để so sánh trong mô hình với các mối liên hệ đưa ra trong SEM. Giá trị GFI (Goodness of Fix Index) là chỉ số đo lường dùng để đánh giá mức độ tốt của mô hình sau khi đã được hiệu chỉnh Giá trị RMSEA viết tắt của từ Root Mean Square Error of Approximation nghĩa là xem xét giá trị sai số của mô hình; theo Steiger và Lind (1980), chỉ số RMSEA đạt giá trị càng thấp càng tốt; Thông thường, khi phân tích nhân tố khẳng định CFA được sử dụng để kiểm định độ phù hợp của mô hình các thang đo với dữ liệu thị trường. Theo tác giả Hair et al. (2010), Multivariate Data Analysis, 7th edition (Phân tích dữ liệu đa biến ấn bản lần thứ 7 năm 2010) [59]; các chỉ số trong phân tích mô hình SEM được xem xét để đánh giá trong Model Fit gồm: CMIN/df ≤ 2 là tốt, CMIN/df ≤ 5 là chấp nhận được CFI ≥ 0.9 là tốt, CFI ≥ 0.95 là rất tốt, CFI ≥ 0.8 là chấp nhận được (CFA dao động trong vùng 0 đến 1) TLI ≥ 0.9 là tốt, TFI ≥ 0.95 là rất tốt (TLI có thể dưới 0 và trên 1) GFI ≥ 0.9 là tốt, GFI ≥ 0.95 là rất tốt RMSEA ≤ 0.08 là tốt, RMSEA ≤ 0.03 là rất tốt Kết quả mô hình SEM của thang đo Servqual ở hình 3.2 cho thấy: Giá trị Chi-Square (Chi bình phương - CMIN); Chi-Square điều chỉnh theo bậc tự do (CMIN/df) < 5 được coi là chấp nhận được. Chỉ số GFI (Goodness of Fit Index), có GFI=0.914 > 0.9; chỉ số TLI (Tucker & Lewis Index) có TLI > 0.88 (gần bằng 0.9); như vậy đánh giá chung chỉ số thể hiện khá tốt và đạt yêu cầu trong so sánh. Chỉ số CFI (Comparative Fit Index), có CFI= 0.909 > 0.90 điều cho thấy mô hình Servqual phù hợp và đạt yêu cầu tốt so với thực tế; Chỉ số RMSEA (Root Mean Square Error Approximation), có RMSE=0.084 > 0.08, điều này cho thấy giá trị sai số của mô hình nằm trong ngưỡng cho phép, đánh giá ở mức độ tốt theo Hair et al (2010) [59]. Như vậy qua hình 3.2, các giá trị biểu biểu thị (CMIN/df; CFI; TLI; GFI; RMSEA) đều nằm trong ngưỡng cho phép ở mức “Chấp nhận được” đến mức “Tốt”; các mối quan hệ của các biến độc lập và các biến phụ thuộc của mô hình SEM mà luận án đề xuất đều đáp ứng với tình hình thực tiễn về CLDV học tập và tập luyện TDTT của trường ĐHQT. Để tiến hành phân tích sâu, tiếp theo luận án tiến hành đánh giá các nhân tố tác động lên các biến và đồng thời cũng so sánh sự tác động của các nhân tố với nhau trong kiểm định SEM của mô hình chất lượng dịch vụ Servqual, được trình bày qua bảng 3.25. Bảng 3.25: Kết quả mô hình SEM của Servqual và bảng thống kê các mối quan hệ tác động (n=662) Sự tác động (impact) Ước lượng (Estimate) S.E. C.R. Pvalue TinCay <--- NangLuc 0.239 0.045 5.27 *** TinNhiem <--- HieuBiet 0.617 0.074 8.299 *** TinNhiem <--- NangLuc 0.155 0.064 2.409 0.016 TinCay <--- HieuBiet 0.464 0.053 8.806 *** DUng5 <--- TinCay 1 TinCay2 <--- TinCay 0.939 0.044 21.331 *** TinCay4 <--- TinCay 1.096 0.047 23.342 *** TinCay3 <--- TinCay 1.183 0.052 22.778 *** DUng2 <--- TinCay 0.889 0.045 19.695 *** Nluc1 <--- TinCay 1.115 0.051 21.724 *** Nluc2 <--- TinCay 0.802 0.044 18.43 *** Nluc3 <--- NangLuc 1 Nluc4 <--- NangLuc 0.758 0.041 18.56 *** LSu1 <--- NangLuc 1.098 0.06 18.357 *** TNhiem1 <--- TinNhiem 1 HHinh1 <--- TinNhiem 0.511 0.054 9.448 *** TTin1 <--- TinNhiem 0.785 0.062 12.61 *** TCan1 <--- TinNhiem 0.48 0.055 8.8 *** HBiet2 <--- HieuBiet 1 HBiet1 <--- HieuBiet 0.802 0.056 14.367 *** Ghi chú: *** _ Pvalue <0.001 Theo tác giả Hair et al. (2010), Multivariate Data Analysis, 7th edition (Phân tích dữ liệu đa biến ấn bản lần thứ 7 năm 2010) [59]; các chỉ số ước lượng trong phân tích mô hình SEM, hệ số Pvalue P0.5) thì sự tác động không diễn ra (nói cách khác là không có sự tác động); kết quả kiểm định SEM của mô hình Servqual ở bảng 3.25 cho thấy tất cả các biến độc lập đều có sự tác động tốt đến các biến phụ thuộc với Pvalue < 0.001; duy nhất có một yếu tố năng lực “NangLuc” tác động lên yếu tố tín nhiệm có P=0.016<P0.05; Như vậy bảng 3.25 nêu trên đã chứng tỏ rằng mô hình giả thuyết của luận án đưa ra là phù hợp, các biến độc lập có tác động hầu hết đến các biến phụ thuộc; hay nói cách khác mô hình CLDV học tập và tập luyện TDTT Servqual mà luận án đưa ra phù hợp với điều kiện thực tiễn hiện nay; Đánh giá về mức độ tác động cao hay thấp của mô hình CLDV học tập và tập luyện TDTT Servqual, được trình bày qua bảng hồi quy đã chuẩn hoá qua bảng 3.26. Bảng 3.26: Thống kê mức độ tác động của các biến trong mô hình Servqual(n=662) Sự tác động (impact) Ước lượng (estimate) Đánh giá (evaluate) Nluc3 <--- NangLuc 0.889 Tốt TNhiem1 <--- TinNhiem 0.829 TinCay4 <--- TinCay 0.814 DUng5 <--- TinCay 0.809 TinCay3 <--- TinCay 0.807 HBiet2 <--- HieuBiet 0.805 TinCay2 <--- TinCay 0.773 Khá tốt Nluc1 <--- TinCay 0.772 Nluc4 <--- NangLuc 0.729 HBiet1 <--- HieuBiet 0.729 LSu1 <--- NangLuc 0.72 DUng2 <--- TinCay 0.69 Trung bình Nluc2 <--- TinCay 0.674 TTin1 <--- TinNhiem 0.646 TinNhiem <--- HieuBiet 0.497 Yếu TinCay <--- HieuBiet 0.468 HHinh1 <--- TinNhiem 0.441 TCan1 <--- TinNhiem 0.408 TinCay <--- NangLuc 0.242 TinNhiem <--- NangLuc 0.125 Từ bảng 3.26 có thể chia ra làm 4 mức độ tác động như sau: - Nhóm nhân tố có sự tác động mạnh nhất là các nhóm nhân tố “Năng lực”, “Tín nhiệm”, “Tin cậy” và “Hiểu biết” với các giá trị tác động từ 0.80 đến 0.88. - Nhóm nhân tố có sự tác động khá tốt đến các biến quan sát là 3 nhân tố “Tin cậy”, “Năng lực” và “Hiểu biết” với giá trị tác động hồi quy chuẩn hoá đạt từ 0.72 đến 0.77. - Nhóm nhân tố có sự tác động trung bình lên các biến quan sát có 2 nhân tố “Tin cậy” và “Tín nhiệm”, với hệ số hồi quy chuẩn hoá đạt từ 0.64 đến 0.69. - Nhóm nhân tố có tác động tương đối yếu có 3 nhân tố “Hiểu biết” và “Tín nhiệm” và “Năng lực” với hệ số hồi quy đã chuẩn hoá đạt từ 0.125 đến 0.497. Như vậy xét theo hệ số hồi quy chuẩn hoá từ cao xuống thấp; nhóm nhân tố có sự tác động cao nhất là nhân tố “Năng