- Trang Chủ
- Giáo dục học
- Các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi chọn chương trình đào tạo sư phạm của sinh viên sư phạm trường Đại học Đà Lạt
Xem mẫu
- Kỷ yếu tóm tắt Hội nghị nghiên cứu khoa học sinh viên 2018
CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN HÀNH VI CHỌN CHƯƠNG TRÌNH
ĐÀO TẠO SƯ PHẠM CỦA SINH VIÊN SƯ PHẠM TRƯỜNG ĐẠI HỌC
ĐÀ LẠT
Nguyễn Thị Ngọc Trâm - 1510500
Nguyễn Thị Diễm - 1510487
Phạm Thị Mỹ Hạnh - 1510490
Nguyễn Thị Kim Liên - 1410492
Lớp SHK39, Khoa Sư phạm
Việc chọn chương trình đào tạo sư phạm sẽ trải đường trực tiếp đến nghề dạy học sau
khi tốt nghiệp. Do vậy, đề tài được thực hiện nhằm xác định các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi
chọn chương trình đào tạo sư phạm của sinh viên trường Đại học Đà Lạt, mức độ ảnh hưởng
của các nhân tố. Đề tài sử dụng thuyết hành động hợp lý TRA (Theory of Reasoned Action) và
thuyết hành vi hoạch định TPB (Theory of Planned Behaviour) làm khung lý thuyết.
1. ĐẶT VẤN ĐỀ
Trong bối cảnh kinh tế-xã hội (XH) ngày càng phát triển hiện nay, việc lựa chọn một
chương trình đào tạo (CTĐT) phù hợp với bản thân là một việc quan trọng và chịu tác động bởi
nhiều yếu tố khác nhau; đặc biệt là CTĐT sư phạm (SP)- ngành học hướng đến con người.
Trong điều kiện nền Giáo dục luôn hướng đến sự đổi mới, hoàn thiện trong mọi mặt
cùng với sự biến động của thị trường lao động thì hành vi chọn CTĐT, đặc biệt là hành vi chọn
CTĐT SP của giới trẻ càng bị ảnh hưởng bởi nhiều yếu tố. Như vậy khi đứng trước nhiều cơ
hội lựa chọn khác nhau, tại sao SV (SV) năm nhất khoa SP trường Đại học Đà Lạt (ĐHĐL) vẫn
chọn CTĐT SP trường ĐHĐL? Để tìm hiểu vấn đề này, chúng tôi thực hiện đề tài “Các yếu tố
ảnh hưởng đến hành vi chọn CTĐT của SV trường ĐHĐL”.
2. CƠ SỞ LÝ LUẬN
Thuyết hành động hợp lý (Theory of Reasoned Action – TRA) được Ajzen và Fishbein
xây dựng và hoàn thành vào năm 1967. Thuyết TRA được dùng để dự báo hành vi nằm trong
tầm kiểm soát ý chí của con người. Thuyết được thiết kế dựa trên giả thuyết rằng mỗi hành
động thường hợp lý và chịu chi phối bởi ý chí, họ sử dụng các thông tin có sẵn và dự đoán kết
quả trước khi hành động.
Thuyết hành vi có hoạch định (Theory of Planed Behaviour – TPB) (Ajzen, 1991) là sự
mở rộng và khắc phục hạn chế của thuyết hành động hợp lý TRA. Để dự báo và giải thích một
số hành vi trong hoàn cảnh cụ thể Ajzen (1991) đã thêm một nhân tố. TPB cho rằng ý định
hành vi là động cơ dẫn đến hành vi và là tiền đề gần nhất của một hành vi.
159
- Kỷ yếu tóm tắt Hội nghị nghiên cứu khoa học sinh viên 2018
3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Thực hiện khảo sát trên Google form với SV K41 khoa SP, trường ĐHĐL. Sau khi loại
bỏ các phiếu không hợp lệ, tiến hành nhập liệu của 102 khách thể nghiên cứu. Phiếu khảo sát
gồm 2 nội dung chính: nhân khẩu học và các yếu tố quyết định đến hành vi lựa chọn CTĐT SP
trường ĐHĐL. Thời gian nghiên cứu từ tháng 01 năm 2018 đến tháng 06 năm 2018. Sử dụng
phần mềm SPSS 20 để thống kê mô tả các yếu tố quyết định đến hành vi chọn CTĐT SP
trường ĐHĐL của SV năm nhất.
4. KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN
4.1. Kiểm định thang đo
4.1.1. Thang đo các yếu tố độc lập
Đối với các thang đo yếu tố thái độ (TĐ), thang đo yếu tố chuẩn chủ quan (CQ),
thang đo yếu tố nhận thức kiểm soát hành vi (NT) đều có Cronbach's Alpha là lớn hơn 0,6
(mức yêu cầu). Các HSTQ biến – tổng đều cao hơn mức giới hạn là 0,4. Các hệ số (HS) alpha
nếu loại biến đều thấp hơn mức tin cậy (Bảng 1,2,3). Vì vậy các biến quan sát của thang đo TĐ,
CQ, NT đều được giữ nguyên cho phân tích nhân tố khám phá EFA.
Bảng 1. Kết quả Cronbach’s Alpha của thang đo yếu tố thái độ, chủ quan, nhận thức kiểm soát
hành vi
Trung bình thang đo Phương sai thang Tương quan Cronbach's Alpha
Biến quan sát
nếu loại biến đo nếu loại biến biến - tổng nếu loại biến
TĐ1 9.43 9.574 .792 .838
TĐ2 9.31 9.703 .709 .866
Thang đo TĐ
Alpha = 0,884
TĐ3 9.43 8.426 .726 .867
TĐ4 9.62 9.189 .790 .836
CQ1 5.03 3.435 .498 .565
Thang đo CQ
CQ2 5.75 4.521 .521 .537
Alpha = 0,669
CQ3 5.40 4.421 .446 .618
NT1 12.04 13.602 .433 .388
NT2 11.43 12.961 .518 .657
Thang đo NT
NT3 11.62 11.981 .451 .686
Alpha = 0,718
NT4 11.03 11.989 .560 .636
NT5 11.69 12.930 .438 .686
160
- Kỷ yếu tóm tắt Hội nghị nghiên cứu khoa học sinh viên 2018
4.1.2. Thang đo yếu tố phụ thuộc
Thang đo quyết định chọn trường (QĐ) có Cronbach's Alpha là 0,789 > 0,6 (mức yêu
cầu). Các HSTQ biến – tổng đều cao hơn mức giới hạn là 0,4. Các HS alpha nếu loại biến đều
thấp hơn mức tin cậy alpha bằng 0,789 (Bảng 2). Vì vậy các biến quan sát của thang đo QĐ
được giữ nguyên cho phân tích nhân tố khám phá EFA. Trong đó:
QĐ1: Tôi dễ dàng khi đưa ra quyết định chọn học khoa SP trường ĐHĐL; QĐ2: Nếu
được chọn lại, tôi vẫn chọn học khoa SP trường ĐHĐL; QĐ3: Tôi sẽ giới thiệu khoa SP trường
ĐHĐL cho học sinh có ý định thi vào ngành SP.
Bảng 2. Kết quả Cronbach’s Alpha của thang đo yếu tố chuẩn chủ quan
Thang đo CQ
Alpha = .714 Trung bình thang Phương sai thang Tương quan Cronbach's Alpha
đo nếu loại biến đo nếu loại biến biến - tổng nếu loại biến
Biến quan sát
QĐ1 6.22 3.913 .556 .597
QĐ2 6.33 4.442 .457 .712
QĐ3 6.69 3.505 .742 .546
4.2. Phân tích nhân tố khám phá (EFA)
4.2.1. Phân tích nhân tố khám phá (EFA) cho các biến độc lập.
Hệ số KMO = 0,780 > 0,5 với mức ý nghĩa Sig.= .000 < 0,05 (Bảng 3) do đó phân tích
nhân tố thích hợp với dữ liệu nghiên cứu và các biến quan sát có tương quan với nhau trên
phạm vi tổng thể, chứng tỏ dữ liệu dùng để phân tích nhân tố là phù hợp. Các biến đều có HS
nhân tố > 0,5 vì vậy tất cả đều được giữ lại. Kết quả kiểm tra HS Cronbach's Alpha > 0,6 và
tương quan biến tổng > 0,3. Vì vậy kết quả EFA thang đo các biến độc lập trên được chấp
nhận.
Như vậy từ 12 biến quan sát sau khi kiểm định độ tin cậy Cronbach's Alpha và thông
qua phân tích nhân tố khám phá EFA thì hành vi lựa chọn chương trình đào SP của SV trường
ĐHĐL được tác giả nghiên cứu trên ba nhóm:
Nhóm nhân tố thứ nhất gồm các biến quan sát: TĐ4, TĐ3, TĐ1, TĐ2, NT5
• TĐ4: Nhận thấy có tố chất trở thành giáo viên
• TĐ3: Sự yêu thích đối với nghề dạy học
• TĐ1: Niềm tin trở thành một giáo viên tốt
• TĐ2: Mong muốn đóng góp cho XH
• NT5: Khả năng làm việc đúng ngành học trong tương lai
161
- Kỷ yếu tóm tắt Hội nghị nghiên cứu khoa học sinh viên 2018
Nhóm nhân tố thứ hai gồm các biến quan sát: NT2, NT3, NT4, NT1
NT2: Điểm đầu vào phù hợp
NT3: Miễn học phí
NT4: Quang cảnh – khí hậu của Đà Lạt
NT1: Danh tiếng của khoa SP trường ĐHĐL
Nhóm nhân tố thứ ba được giữ nguyên bao gồm: CQ1, CQ3, CQ2
CQ1: Ảnh hưởng từ bố mẹ
CQ3: Ảnh hưởng từ thầy cô giáo
CQ2: Ảnh hưởng từ bạn bè
Bảng 3. Kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA) cho các biến độc lâp
Nhân tố
Biến quan sát
1 2 3
TĐ4 .872
TĐ3 .850
TĐ1 .836
TĐ2 .770
NT5 .739
NT2 .773
NT3 .747
NT4 .738
NT1 .513
CQ1 .808
CQ3 .749
CQ2 .738
Eigenvalue 4.427 1.839 1.465
Phương sai trích (%) = 64,428 36.894 15.323 12.211
Cronbach's Alpha .895 .686 .669
KMO .780
Kiểm định Bratlett's Sig. = .000
4.2.2. Phân tích nhân tố khám phá (EFA) cho biến phụ thuộc
Kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA) cho thấy ba biến quan sát thuộc một nhóm
nhân tố. HS tải nhân tố đều lớn hơn 0,5 nên các biến quan sát này có ý nghĩa thống kê. HS
KMO = 0,653 nên EFA phù hợp với dữ liệu, mức ý nghĩa Sig. = 0,000 < 0,05 vì vậy các biến
quan sát có tương quan với nhau trên phạm vi tổng thể chứng tỏ dữ liệu dùng để phân tích nhân
tố là hoàn toàn phù hợp. Phương sai trích đạt 63,657% tại eigenvalue =1,910 (xem bảng 6), do
đó kết quả EFA của biến phụ thuộc được chấp nhận.
162
- Kỷ yếu tóm tắt Hội nghị nghiên cứu khoa học sinh viên 2018
Bảng 4. Tóm tắt kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA) cho biến phụ thuộc
Nhân tố
Biến quan sát
1
QĐ1 0,639
QĐ2 0,616
QĐ3 0,754
Eigenvalue 1.910
Phương sai trích (%) 63.657
KMO 0.653
Kiểm định Bratlett's Sig. = .000
4.3. Phân tích hồi quy tuyến tính bội
4.3.1. Kiểm tra tính tương quan giữa các biến
Nhóm yếu tố TĐ (Thái độ) và nhóm yếu tố NT (Nhận thức kiểm soát hành vi) có tương
quan với nhóm yếu tố QĐ (Quyết định chọn trường) và đều có sig. =.000 vì vậy các nhóm yếu
tố độc lập trên có nhiều khả năng giải thích cho biến phụ thuộc. HSTQ (HSTQ) giữa các nhóm
yếu tố có thể hiện dấu **, điều đó cho thấy tương quan đó có ý nghĩa ở mức 0,01 độ tin cậy là
99% (Bảng 5). Nhóm các yếu tố QĐ không có tương quan với các nhóm yếu tố CQ (Chuẩn chủ
quan). Các nhóm nhân tố độc lập không có tương quan với nhau, vì vậy không xảy ra hiện
tượng đa cộng tuyếnương quan giữa biến độc lập với biến phụ thuộc.
Bảng 5. Ma trận HSTQ giữa các biến độc lập với nhau và tương quan giữa biến độc lập với biến
phụ thuộc
TĐ NT CQ QĐ
Pearson Correlation 1 .000 .000 .604**
TĐ Sig. (2-tailed) 1.000 1.000 .000
N 102 102 102 102
Pearson Correlation .000 .000 .354**
NT Sig. (2-tailed) 1.000 1 1.000 .000
N 102 102 102
Pearson Correlation .000 .000 -.055
CQ Sig. (2-tailed) 1.000 1.000 1 .586
N 102 102 102
Pearson Correlation .604** .354** -.172
QĐ Sig. (2-tailed) .000 .000 .586 1
N 102 102 102
163
- Kỷ yếu tóm tắt Hội nghị nghiên cứu khoa học sinh viên 2018
4.3.2. Mô hình hồi quy và kiểm dịnh giả thuyết nghiên cứu
R2 điều chỉnh = 0,479, như vậy mô hình nghiên cứu phù hợp với dữ liệu ở mức 47,9%.
Ta có R2 điều chỉnh là 0,479 nhỏ hơn R2 là 0,490 điều này dùng để đánh giá độ phù hợp của
mô hình đảm bảo an toàn hơn (Bảng 6).
Bảng 6. Các tiêu chí đánh giá độ phù hợp của mô hình
Mô hình R R-Square (R2) R2 Điều chỉnh
1 .700 .490 .479
Kết quả phân tích ANOVA cho thấy, giá trị thống kê F = 47,499 với giá trị sig. =.000
nhỏ hơn 0,05 điều đó có nghĩa là sẽ an toàn khi loại bỏ các nhóm yếu tố độc lập không có mối
quan hệ với biến phụ thuộc, cụ thể trong bài là nhóm yếu tố CQ, đồng thời khẳng định mô hình
nghiên cứu là phù hợp (Bảng 7).
Bảng 7. Kết quả phân tích ANOVA
Mô hình Tổng bình phương df Bình phương trung bình F Mức ý nghĩa
Hồi quy 49.458 2 24.499 47.499 .000
1 Phần dư 51.542 99 .521
Tổng 101.000 101
Hai nhóm yếu tố TĐ và NT đều có Sig. =.000 nhỏ hơn 0,05 cho thấy các nhóm yếu tố
độc lập có ý nghĩa thống kê giải thích cho yếu tố phụ thuộc vì vậy hai nhóm yếu tố này đều
được giữ lại trong mô hình (Xem bảng 10). HS phóng đại phương sai nhỏ hơn 2, khẳng định
thêm lần nữa là không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các nhóm yếu tố độc lập.
Bảng 8. Các thông số thống kê của từng biến trong mô hình hồi quy bội
Đa cộng tuyến
HS không chuẩn hóa HS chuẩn hóa Giá Mức ý
Mô hình
trị t nghĩa
B Độ lệch chuẩn Beta Độ chấp nhận HS phóng đại phương sai
1 Hằng số 2080.10-20 .071 .000 1.000
.604 .072 .604 8.41 .000 1.000 1.000
TĐ
0
.354 .072 .354 4.92 .000 1.000 1.000
NT
6
Do đó kết quả mô hình hồi quy về hành vi lựa chọn CTĐT SP của SV trường ĐHĐL
được xác định như sau: QĐ = 2080.10-20 + 0,604 TĐ + 0,354 NT. Trong đó: QĐ: Quyết định
dẫn đến hành vi chọn CTĐT SP của SV trường ĐHĐL; TĐ: Thái độ; và NT: Nhận thức kiểm
soát hành vi.
Như vậy, mức độ quan trọng của các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi lựa chọn CTĐT SP
của SV trường ĐHĐL được xác định cụ thể như sau:
164
- Kỷ yếu tóm tắt Hội nghị nghiên cứu khoa học sinh viên 2018
• Nhóm nhân tố Thái độ có ảnh hưởng nhiều (mạnh) nhất đến hành vi lựa chọn của
SV. Cụ thể là khi thái độ tăng hoặc giảm một đơn vị thì quyết định lựa chọn CTĐT SP
tăng hoặc giảm 0,604 đơn vị.
• Nhóm nhân tố Nhận thức kiểm soát hành vi có ảnh hưởng đến hành vi lựa chọn
của SV. Cụ thể là khi thái độ tăng hoặc giảm một đơn vị thì quyết định lựa chọn CTĐT
SP tăng hoặc giảm 0,354 đơn vị.
4.4. Kiểm định sư khác biệt về yếu tố quyết định hành vi chọn CTĐT của SV theo đặc
điểm nhân khẩu
4.4.1. Kiểm định sự khác biệt về quyết định chọn trường của SV theo giới tính
Kết quả kiểm định Independent – Sample T-Test cho thấy mức ý nghĩa (sig.) của kiểm
định Levene > 0,05 có nghĩa là trung bình giá trị giữa hai nhóm giới tính là đồng nhất. Với mức
ý nghĩa (sig.) 2 đuôi của kiểm định t ở phần Equal variances assumed đều > 0,05 vì vậy chưa
có cơ sở để khẳng định có sự khác biệt giới tính đối với hành vi lựa chọn CTĐT SP (Bảng 9).
Bảng 9. Kiểm định sự khác biệt về quyết định chọn trường của SV theo giới tính
Levene’s Test for Equality of Variances t-test for Equality Means
F Sig. t df Sig. (2-tailed)
y Equal variances assumed .016 .899 .804 100 .424
Equal variances not assumed .790 32.715 .435
4.4.2. Kiểm định sự khác biệt về quyết định chọn trường của SV theo nhóm ngành học
Kết quả kiểm định Independent – Sample T-Test cho thấy mức ý nghĩa (sig.) của kiểm
định Levene > 0,05 có nghĩa là trung bình giá trị giữa hai nhóm giới tính là đồng nhất. Với mức
ý nghĩa (sig.) 2 đuôi của kiểm định t ở phần Equal variances assumed đều < 0,05 vì vậy khẳng
định có sự khác biệt giữa 2 nhóm ngành học đối với hành vi lựa chọn CTĐT SP (Bảng 10).
Bảng 10. Kiểm định sự khác biệt về quyết định chọn trường của SV theo nhóm ngành (khoa học
tự nhiên, khoa học XH-nhân văn)
Levene’s Test for Equality of Variances t-test for Equality Means
F Sig. t df Sig. (2-tailed)
y Equal variances assumed .115 .735 -2.061 100 .042
Equal variances not assumed -2.046 93.294 .044
5. KẾT LUẬN
Hành vi lựa chọn CTĐT SP của SV trường ĐHĐL chịu sự chi phối bởi hai nhóm nhân
tố là nhóm nhân tố thái độ và nhóm nhân tố nhận thức kiểm soát hành vi. Trong đó, nhóm nhân
tố thái độ có ảnh hưởng nhiều hơn, nó bao gồm nhiều biến nhỏ trong đó biến liên quan đến việc
tự tin bản thân có tố chất trở thành giáo viên giữ vai trò quan trọng nhất. Bên cạnh đó, nó chịu
165
- Kỷ yếu tóm tắt Hội nghị nghiên cứu khoa học sinh viên 2018
sự chi phối bởi nhóm ngành học của SV đến hành vi lựa chọn CTĐT SP. Vì vậy để nâng cao
hiệu quả trong việc tuyển sinh cho CTĐT SP của trường đại học Đà Lạt cần chú trọng đến hai
nhóm nhân tố trên đặc biệt là các nhân tố về thái độ của học sinh đối với nghề SP.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
1. Nguyễn Phương Mai (2015), Các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định chọn Trường Đại học
Tài chính Marketing của SV, TP. Hồ Chí Minh.
2. Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), Phân tích dữ liệu nghiên cứu với SPSS,
NXB Thống Kê, TP. HCM.
3. Jaqueline Amani & Kitila A. Mkumbo (2016), Predictors of Career Intentions among
Undergraduate Students in Tanzania, Cộng hòa thống nhất Tanzania.
4. http://daotao.dut.udn.vn/q&a/index.htm?page=chuong-trinh-dao-tao-la-gi.htm
166
nguon tai.lieu . vn