Researching the factors influencing the satisfaction of master students at vnu school of interdisciplinary studies

 đánh giá sự tin hệ nhân quả, chúng tôi sử dụng phân tích hồi quy 
cậy của thang đo là hệ số Cronbach’s Alpha > với các biến tiềm ẩn bằng phương pháp tổng bình 
0,7 và hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0,3 phương nhỏ nhất (OLS) và kiểm định các giả 
[13]. Tiếp theo là phân tích khám phá nhân tố thuyết nghiên cứu ở mức ý nghĩa thống kê 5%. 
được sử dụng để rút gọn các biến. Tiêu chuẩn 
trong nghiên cứu này được lựa chọn là hệ số 
KMO > 0,5; Kiểm định Barlett có p-value < 3. Kết quả nghiên cứu 
0,05; Hệ số tải nhân tố > 0,6; Tổng phương sai 3.1. Kết quả kiểm định độ tin cậy của thang đo 
giải thích > 50% [14]. Phương pháp rút nhân tố 
được sử dụng là phương pháp thành phần chính Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát thang đo 
với phép xoay Varimax để thu được số nhân tố với 35 biến quan sát ban đầu cho thấy tất cả các 
110 D.H. Thuong, N.T.P. Hong / VNU Journal of Science: Economics and Business, Vol. 35, No. 3 (2019) 104-114 
nhân tố trong mô hình và biến phụ thuộc “sự hài 72,191% (> 50%) đạt yêu cầu. Sau khi loại bỏ 
lòng của học viên” đều đạt tính nhất quán nội tại. các biến quan sát không thỏa mãn điều kiện 
Hệ số Cronbach’s Alpha đều lớn hơn 0,7 (nhỏ khác biệt về hệ số tải nhân tố của một biến quan 
nhất với nhân tố Học phí có α = 0,821), hệ số sát giữa các nhân tố ≥ 0,6 và các biến có hệ số 
tương quan với biến tổng của các biến quan sát tải không đạt mức tối thiểu (≤ 0,6), gồm các 
trong từng nhân tố đều lớn hơn 0,3 (Bảng 2). Các biến: CSVC1, CSVC2, CSVC3, CSVC4, GV5, 
biến quan sát được tiếp tục đưa vào phân tích GV7, GV8, CTĐT1, CTĐT2, HTĐT5, còn lại 
khám phá nhân tố ở bước tiếp theo. 20 biến quan sát. Sau khi loại bỏ các biến 
 không đạt yêu cầu, kết quả phân tích nhân tố 
3.2. Kết quả phân tích khám phá nhân tố EFA lần cuối được thể hiện ở Bảng 3. Tổng 
 Hệ số KMO là một chỉ số dùng để xem xét phương sai trích là 72,191% cho biết 5 nhân tố 
sự thích hợp của phân tích khám phá nhân tố. rút trích giải thích được 72,191% sự biến thiên 
Phân tích khám phá nhân tố (với phép trích của dữ liệu điều tra. Như vậy, thang đo sau khi 
nhân tố được sử dụng là Principal Components đánh giá sơ bộ gồm 6 nhân tố: Hỗ trợ đào tạo, 
và phép quay Equamax) cho thấy 6 nhóm nhân Giảng viên, Chương trình đào tạo, Học phí và 
tố được trích rút ra với tổng phương sai trích là Cơ sở vật chất (Bảng 3). 
 Bảng 2. Kết quả đánh giá độ tin cậy của thang đo 
 Nhân tố Tương quan biến tổng Cronbach’s Alpha Số biến quan sát 
 nhỏ nhất 
 Chương trình đào tạo ,358 ,828 7 
 Đội ngũ giảng viên ,556 ,885 8 
 Cơ sở vật chất ,580 ,841 6 
 Hỗ trợ đào tạo ,591 ,896 6 
 Học phí ,630 ,821 3 
 Sự hài lòng chung của học viên ,556 ,832 5 
 Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm SPSS và tổng hợp của nhóm tác giả 
 Bảng 3. Kết quả phân tích nhân tố khám phá biến độc lập 
 Nhóm nhân tố 
 1 2 3 4 5 
 HTĐT4 ,871 
 HTĐT3 ,863 
 HTĐT2 ,848 
 HTĐT1 ,675 
 HTĐT6 ,631 
 GV2 ,778 
 GV1 ,774 
 GV3 ,761 
 GV4 ,753 
 GV6 ,605 
 CTĐT6 ,757 
 D.H. Thuong, N.T.P. Hong / VNU Journal of Science: Economics and Business, Vol. 35, No. 3 (2019) 104-114 111 
 CTĐT3 ,724 
 CTĐT4 ,700 
 CTĐT7 ,680 
 CTĐT5 ,674 
 HP2 ,814 
 HP3 ,750 
 HP1 ,731 
 CSVC5 ,899 
 CSVC6 ,852 
 KMO ,877 
 p-value (Barlett) ,000 
 Tổng phương sai giải thích 72,191 
 ** Tương quan ở mức ý nghĩa 1% 
 Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm SPSS và tổng hợp của nhóm tác giả 
 Phân tích khám phá nhân tố với các biến Bảng 4. Kết quả phân tích nhân tố cho 
độc lập trong mô hình sau khi loại bỏ đi các biến phụ thuộc (SHL) 
biến có hệ số tải nhân tố thấp cho thấy: Hệ số Hệ số nhân tố tải 
KMO đạt 0,877 và kết quả kiểm định Bartlett SHL1 0,833 
có ý nghĩa thống kê (p-value = 0 < 0,05), các hệ SHL5 0,810 
số tải nhân tố của từng nhân tố hình thành đều SHL4 0,809 
lớn hơn 0,6; tổng phương sai giải thích SHL2 0,720 
72,191% (> 50%) đạt yêu cầu (Bảng 3). Tức là SHL3 0,702 
các biến quan sát có tương quan với nhau trong Hệ số Cronbach’s Alpha 0,832 
tổng thể. Các kết quả này cho thấy việc phân Giá trị riêng biệt 3,015 
tích nhân tố là phù hợp với dữ liệu nghiên cứu. Độ biến thiên được giải thích (%) 60,306 
 Kết quả phân tích EFA cho biến phụ thuộc Hệ số KMO = 0,824; Sig = 0,000 
(SHL) được thể hiện qua 5 tiêu chí được kiểm 
 Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm SPSS và 
định độ tin cậy Cronbach’s Alpha và tiếp tục 
 tổng hợp của nhóm tác giả 
được đưa vào phân tích nhân tố. Kết quả được 
trình bày ở Bảng 4 gồm: (1) Kiểm định tính 3.3. Mức độ hài lòng, cảm nhận của học viên về 
thích hợp của mô hình (0,5 < KMO = 0,824 < dịch vụ đào tạo và mối tương quan giữa các 
0,1); (2) Kiểm định Bartlett’s về sự tương quan nhân tố trong mô hình 
của các biến quan sát (Sig = 0,000 < 0,05) Kết quả phân tích điểm trung bình (mean) 
chứng tỏ các biến có liên quan chặt chẽ với về mức độ hài lòng của học viên và cảm nhận 
nhau; (3) Tổng phương sai trích = 60,306% (> của học viên về các nhân tố dịch vụ đào tạo đều 
50%) đạt yêu cầu và hệ số tải nhân tố của các trên mức 3 trong thang đo Likert 5 điểm và độ 
biến đều lớn hơn 0,05. Các điều kiện ban đầu lệch chuẩn (SD) nhỏ hơn 1. Trong đó, học viên 
đã được đáp ứng và kết quả phân tích nhân tố đánh giá cao nhất ở nhân tố “Hỗ trợ đào tạo” 
khám phá là hoàn toàn phù hợp. Như vậy, 5 tiêu (HTĐT) (Mean = 4,3507; SD = 0,52996) và 
chí ban đầu đã được gom thành một nhóm nhân đánh giá thấp nhất ở nhân tố “Cơ sở vật chất” 
 (CSVC) (Mean = 3,8841; SD = ,70785). Phân 
tố chung (Bảng 4). 
 tích tương quan cho thấy các nhân tố dịch vụ 
112 D.H. Thuong, N.T.P. Hong / VNU Journal of Science: Economics and Business, Vol. 35, No. 3 (2019) 104-114 
đào tạo đều có quan hệ với sự hài lòng của học tuyến. Thống kê t của CSVC (Cơ sở vật chất) 
viên (r ≠ 0), các biến độc lập cũng có tương có p-value > 0,05 (nhỏ nhất với biến CSVC là 
quan với nhau (Bảng 5). Do đó, cần kiểm tra 0,87), điều này cho thấy nhân tố này không có 
hiện tượng đa cộng tuyến khi phân tích hồi quy. sự tác động tới sự hài lòng của học viên. Như 
 Kết quả phân tích hồi quy và kiểm định các vậy, chấp nhận các giả thuyết H1, H2, H3 và 
giả thuyết nghiên cứu: H5; bác bỏ giả thuyết H4. 
 Để đánh giá mối quan hệ nhân quả giữa các Phương trình hồi quy cuối cùng được viết 
nhân tố chất lượng dịch vụ và sự hài lòng của lại như sau (theo hệ số chuẩn hóa): 
học viên, chúng tôi sử dụng phân tích hồi quy Y = 0,306 HP + 0,228 GV + 0,277 HTĐT + 
với kết quả thu được như sau (Bảng 6): 0,188 CTĐT 
 Kết quả cho thấy kiểm định F có p-value = Mức độ ảnh của các nhân tố chất lượng dịch 
0,000 < 0,05 chứng tỏ rằng có tối thiểu một vụ tới sự hài lòng của học viên là khác nhau. 
biến trong mô hình có ảnh hưởng tới biến phụ 
 Trong đó, ảnh hưởng lớn nhất thuộc về nhân tố 
thuộc (SHL). Hệ số R hiệu chỉnh = 0,708 
 2 “Học phí” (β = 0,306), tiếp theo là “Hỗ trợ đào 
chứng tỏ các nhân tố trong chất lượng dịch vụ 
giải thích được 70,8% sự thay đổi về mức hài tạo” (β = 0,277) và “giảng viên” (β = 0,228). 
lòng của học viên. Hệ số phóng đại phương sai Nhân tố ảnh hưởng ít nhất là “Chương trình đào 
(VIF) < 10, không xảy ra hiện tượng đa cộng tạo” (β = 0,188) Hình 2. 
 Bảng 5. Ma trận tương quan và điểm đánh giá cho từng nhân tố 
Code Mean SD CTĐT GV HTĐT CSVC HP SHL 
CTĐT 3,9469 ,56781 1 
GV 4,3507 ,52996 ,559** 1 
HTĐT 4,4512 ,52573 ,412** ,405** 1 
CSVC 3,8841 ,70785 ,382** ,365** ,323** 1 
HP 4,2576 ,66111 ,395** ,415** ,577** ,393** 1 
SHL 4,3324 ,53141 ,600** ,624** ,674** ,459** ,687** 1 
 ** Tương quan ở mức ý nghĩa 1% 
 Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm SPSS và tổng hợp của nhóm tác giả 
 Bảng 6. Kết quả phân tích hồi quy 
 Hệ số chưa Hệ số Thống kê đa R2 p-value 
Mô hình chuẩn hóa chuẩn hóa t p-value. cộng tuyến hiệu chỉnh (F) 
 β SE Beta Dung sai VIF 
(Hằng số) -,135 ,213 -,632 ,528 
CTDT ,176 ,045 ,188 3,930 ,000 ,618 1,617 0,708 0,000 
GV ,228 ,049 ,228 4,705 ,000 ,605 1,654 
HTDT ,280 ,049 ,277 5,668 ,000 ,592 1,688 
CSVC ,056 ,032 ,074 1,720 ,087 ,758 1,319 
HP ,246 ,039 ,306 6,244 ,000 ,592 1,691 
 * Biến phụ thuộc: SHL 
 Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm SPSS và tổng hợp của nhóm tác giả 
 D.H. Thuong, N.T.P. Hong / VNU Journal of Science: Economics and Business, Vol. 35, No. 3 (2019) 104-114 113 
 b 
 Chương trình đào tạo R2 = 0,708 
 0,188 
 Đội ngũ giảng viên 
 0,228 
 Sự hài 
 Hỗ trợ đào tạo 0,277 lòng của 
 học viên 
 0,306 
 Học phí 
 Hình 2. Tác động của chất lượng dịch vụ đào tạo tới sự hài lòng của học viên. 
 Nguồn: Nhóm tác giả đề xuất 
 Như vậy, sự hài lòng của học viên về chất Thứ hai, nâng cao khả năng, thái độ phục 
lượng dịch vụ đào tạo tại Khoa phụ thuộc vào 4 vụ của cán bộ, nhân viên trong Khoa là điều cần 
nhóm yếu tố (theo mức độ quan trọng từ cao thiết để kịp thời giải quyết những yêu cầu của 
đến thấp dự vào hệ số Beta): Học phí, Hỗ trợ học viên. Điều đó sẽ giúp nâng cao sự hài lòng 
đào tạo, Giảng viên và Chương trình đào tạo. của học viên đối với chất lượng dịch vụ đào tạo 
 tại Khoa trong thời gian tới. 
 Thứ ba, ngoài việc phát triển đội ngũ cán bộ 
4. Giải pháp nâng cao sự hài lòng về chất giảng viên cơ hữu, Khoa cần chú ý đến việc tổ 
lượng dịch vụ đào tạo chức các hội nghị, hội thảo tập huấn cho giảng 
 viên tham gia giảng dạy về mục tiêu, triết lý của 
 Qua nghiên cứu thực nghiệm ở trên cho các chương trình đào tạo liên ngành của Khoa. 
thấy sự hài lòng của học viên cao học đối với Mặc dù hầu hết các giảng viên đều được đánh 
dịch vụ đào tạo tại Khoa phụ thuộc vào 4 nhân giá cao có kiến thức chuyên sâu về lĩnh vực 
tố theo mức độ quan trọng từ cao xuống thấp giảng dạy và phương pháp giảng dạy phù hợp, 
như sau: Học phí, Hỗ trợ đào tạo, Giảng viên và nhưng không phải tất cả các giảng viên đều có 
Chương trình đào tạo. Như vậy, để nâng cao nhận thức giống nhau về tư duy và cách tiếp 
chất lượng dịch vụ đào tạo trong thời gian tới, cận liên ngành. Đáng chú ý, Khoa cần đẩy 
Khoa cần thực hiện một số giải pháp như sau: mạnh hơn nữa việc thu hút các chuyên gia từ 
 Thứ nhất, Khoa cần có chính sách tăng các doanh nghiệp và các tổ chức, cơ sở đào tạo 
cường việc kết nối với các tổ chức, doanh nước ngoài tham gia giảng dạy cho các chương 
nghiệp để có nhiều nguồn hỗ trợ học bổng hơn trình. Qua đó, học viên không chỉ học hỏi được 
nữa cho những học viên có thành tích học tập kiến thức thực tế mà còn có cơ hội tiếp cận với 
xuất sắc. Đồng thời với đó là tăng cường giúp các chuyên gia ngoài nước khi tham gia chương 
học viên tham gia vào các đề tài, dự án mà trình đào tạo. 
Khoa và các giảng viên của Khoa đang thực Thứ tư, để nâng cao sự hài lòng của học 
hiện. Điều này không chỉ giúp học viên có cơ viên, Khoa cần đặc biệt chú ý đến việc điều 
hội áp dụng những kiến thức và kỹ năng được chỉnh, bổ sung và cập nhật các học phần kiến 
học vào thực tế mà còn giúp học viên có thêm thức cũng như những nội dung về kỹ năng, 
nguồn thu nhập để trang trải cho các khoản chi phương pháp nghiên cứu và các ứng dụng công 
phí học tập và các chi phí khác, qua đó giúp học nghệ thông tin vào nghiên cứu trong chương 
viên giảm bớt gánh nặng tài chính khi tham gia trình đào tạo để giúp học viên thực hiện luận 
vào chương trình đào tạo tại Khoa. văn cũng như áp dụng vào công việc của mình. 
114 D.H. Thuong, N.T.P. Hong / VNU Journal of Science: Economics and Business, Vol. 35, No. 3 (2019) 104-114 
Bên cạnh đó, Khoa cần phải đẩy mạnh các mối education, European Journal of Maketing, edition 
quan hệ với các doanh nghiệp, tổ chức bên 31 (7) (1997) 528-540. 
ngoài để tạo điều kiện cho học viên có nhiều cơ [7] Hill, M. Frances, Managing service quality in 
hội nghiên cứu thực địa, tiếp xúc với môi higher education: the role of the student as 
 primary consumer, Quality assurance in education 
trường thực tế liên quan đến các lĩnh vực trong 3 (3) (1995) 10-21. 
chương trình đào tạo. [8] R.L. Snipes, N. Thomson, An empirical study of the 
 factors underlying student service quality 
 perceptions in higher education, Academy of 
5. Hạn chế và hướng nghiên cứu tiếp theo Educational, Leadership Journal 3 (1999) 39-57. 
 [9] Nguyễn Thành Long, Sử dụng thang đo 
 Bên cạnh những kết quả đã đạt được, nghiên SERVPERF để đánh giá chất lượng đào tạo đại 
cứu chưa đề cập đến đặc điểm cá nhân như giới học tại Trường Đại học An Giang, Báo cáo nghiên 
tính, các chuyên ngành theo học, niên khóa, nơi cứu khoa học, Trường Đại học An Giang, 2006. 
sinh sống, thu nhập, nghề nghiệp khác nhau có [10] Trần Xuân Kiên, Đánh giá sự hài lòng của sinh 
 viên về chất lượng đào tạo tại Trường Đại học 
ảnh hưởng khác nhau đến sự hài lòng của học Kinh tế và Quản trị Kinh doanh Thái Nguyên, 
viên. Vì vậy, hướng nghiên cứu tiếp theo có thể Luận văn Thạc sĩ, Viện Đảm bảo Chất lượng, Đại 
là thực hiện kiểm định khác biệt trung bình để học Quốc gia Hà Nội, 2006. 
xem có mối quan hệ giữa đặc điểm cá nhân và [11] Nguyễn Thị Thắm, Khảo sát sự hài lòng của sinh 
sự hài lòng của học viên. viên với chương trình đào tạo Đại học Khoa học 
 Tự nhiên - Đại học Quốc gia Thành phố Hồ Chí 
 Minh, Luận Văn Thạc sĩ, Viện Đảm bảo Chất 
 lượng, Đại học Quốc gia Hà Nội, 2010. 
Tài liệu tham khảo [12] J.J. Cronin, S.A. Taylor, Measuring service 
 [1] H. Nadiri, J. Kandampully, K. Hussain, Student’s quality: A re-examination and extension, Journal 
 perception of service quality in higher education, of Marketing 56 (3) (1992) 55-68. 
 Total Quality Management and Bussiness [13] J. Hair, W. Black, B. Babin, R. Anderson, R. 
 Excellence 20 (5) (2009) 523-535. Tatham, Multivariate Data Analysis, 6th ed. New 
 [2] K.M. Elliott, D. Shin, Student satisfaction: an Jersey: Prentice Hall, 2006. 
 alternative approach to assessing this important [14] Nunally, Bernstein, Psychometric Theory, 3rd edition, 
 concept, Journal of Higher Education Policy and Mc Graw - Hill, New York, 1994. 
 Management 24 (2) (2002) 197-209. [15] Hoàng Trong, Chu Nguyễn Mộc Ngọc, Phân tích 
 [3] A. Parasuraman, V.A. Zeithaml, L.L. Berry, dữ liệu nghiên cứu với SPSS, NXB Hồng Đức, 
 Servqual: A multipleitem scale for measuring TP. Hồ Chí Minh, 2008. 
 consumer perceptions of service quality, Journal [16] A. Beverly, Browne et al., Student as Customer: 
 of Retailing 64 (1988) 12-40. Factors affecting Satisfaction and Assessments of 
 [4] L. Harvey, D. Green, Defining Quality, Institutional Quality, Journal of Marketing for 
 aAssessment and Evaluation in Higher Education, Higher Education 8 (3) (1998) 1-14. 
 18 (1993) 9-34. [17] C. Grönroos, Defining Marketing: A Market-
 [5] P. Kotler, G. Armstrong, Principles of Marketing, Oriented Approach, European Journal of 
 14th Edition, Global Edition, Pearson Prentice Marketing 23 (1989) 52-60. 
 Hall, 2012. [18] B.E. Haves, Measuring Customer Satisfaction: 
 [6] A. Athiyaman, Linking student satisfaction and Development and Use of Questionnaires. 
 service quality perceptions: The case of university Wisconsin: ASQC Press, 1992. 
 A 
 a