Mối quan hệ giữa hoạt động giảng dạy, động cơ học tập và kết quả học tập của sinh viên

TRÖÔØNG ÑAÏI HOÏC SÖ PHAÏM TP HOÀ CHÍ MINH 
TAÏP CHÍ KHOA HOÏC 
HO CHI MINH CITY UNIVERSITY OF EDUCATION
JOURNAL OF SCIENCE
ISSN: 
1859-3100 
KHOA HOÏC GIAÙO DUÏC 
Tập 14, Số 1 (2017): 188-200 
EDUCATION SCIENCE
Vol. 14, No. 1 (2017): 188-200
 Email: tapchikhoahoc@hcmue.edu.vn; Website:  
188 
MỐI QUAN HỆ GIỮA HOẠT ĐỘNG GIẢNG DẠY, 
ĐỘNG CƠ HỌC TẬP VÀ KẾT QUẢ HỌC TẬP CỦA SINH VIÊN 
Huỳnh Văn Thái*, Lê Thị Kim Anh* 
Ngày Tòa soạn nhận được bài: 05-4-2016; ngày phản biện đánh giá: 12-4-2016; ngày chấp nhận đăng: 06-01-2017 
TÓM TẮT 
Mục tiêu nghiên cứu là tìm kiếm mối quan hệ giữa hoạt động giảng dạy (HĐGD), động cơ 
học tập (ĐCHT) và kết quả học tập (KQHT) của sinh viên (SV). Số liệu nghiên cứu thu thập từ 455 
SV hệ cao đẳng. Trên cơ sở tổng hợp lí thuyết và thực hiện nghiên cứu định lượng, kết quả nghiên 
cứu thực tiễn tại Trường Cao đẳng Công nghiệp Tuy Hòa cho thấy HĐGD có ảnh hưởng đến 
ĐCHT, KQHT, và ĐCHT có ảnh hưởng đến KQHT. 
Từ khóa: kết quả học tập, động cơ học tập, hoạt động giảng dạy. 
ABSTRACT 
The relationship between teaching activities, learning motivation of students 
and academic results of students 
The aim of the study is to find the relationship between teaching activity (HDGD), Learning 
motivation (DCHT) and academic results (KQHT) of students. Research data collected from 455 
college students enrolled. On the basis of the theory and implementation of quantitative research, 
empirical research results at Tuy Hoa Industrial College suggests teaching activities that affect 
learning motivation, academic results and learning motivation that affect academic results. 
Keywords: academic performance, learning motivation, teaching activities. 
* Trường Cao đẳng Công nghiệp Tuy Hòa; Email: vanthai.tic@gmail.com 
1. Đặt vấn đề 
Giáo dục và đào tạo được xem 
là “Quốc sách hàng đầu”, phát triển giáo 
dục đào tạo là một trong những động lực 
quan trọng thúc đẩy sự nghiệp công nghiệp 
hóa, hiện đại hóa đất nước, là điều kiện để 
phát huy nguồn lực con người – yếu tố cơ 
bản để phát triển xã hội, tăng trưởng kinh 
tế nhanh và bền vững. Trong bối cảnh toàn 
cầu hóa trên nhiều lĩnh vực như hiện nay, 
ngành giáo dục nói chung và các trường 
đại học, cao đẳng nói riêng phải đối đầu 
với nhiều khó khăn và thách thức. Một 
trong những thách thức lớn là đảm bảo và 
nâng cao chất lượng đào tạo để đáp ứng 
nhu cầu ngày càng cao của thị trường lao 
động trong và ngoài nước. Yếu tố đóng vai 
trò quan trọng trong việc đảm bảo và nâng 
cao chất lượng đào tạo ở các trường đại 
học, cao đẳng là HĐGD của giảng viên 
(GV) và ĐCHT của SV. Chính HĐGD và 
ĐCHT quyết định phần lớn chất lượng sản 
phẩm đầu ra của nhà trường, cụ thể là 
KQHT của SV. KQHT được xem là sự 
Huỳnh Văn Thái và tgk 
189 
phản ảnh của SV về chất lượng đào tạo của 
nhà trường nơi họ đang theo học [3]. Mặc 
dù có rất nhiều yếu tố cả về chủ quan lẫn 
khách quan có ảnh hưởng đến KQHT của 
SV, nhưng với hướng nghiên cứu của đề 
tài là chỉ tập trung nghiên cứu mối quan hệ 
giữa HĐGD, ĐCHT và KQHT của SV. 
Nghiên cứu này sẽ giúp nhà trường hiểu rõ 
hơn về những vấn đề cơ bản trong HĐGD 
của GV và ĐCHT của SV, để từ đó có 
những kế hoạch kích thích cần thiết làm 
tăng hiệu quả dạy và học cũng như hiệu 
quả đào tạo của nhà trường. 
2. Cơ sở lí thuyết và mô hình nghiên 
cứu 
2.1. Cơ sở lí thuyết 
2.2.1. Hoạt động giảng dạy 
Nâng cao chất lượng giáo dục là việc 
làm cấp bách của các trường đại học, cao 
đẳng trong giai đoạn hiện nay, để nâng cao 
chất lượng giáo dục thì phải quan tâm đến 
việc đánh giá HĐGD của GV thông qua 
nhiều hình thức khác nhau, trong đó có thu 
thập ý kiến từ SV. Đánh giá HĐGD của 
GV là sự rà soát, thẩm định trình độ 
chuyên môn, khả năng sư phạm và ảnh 
hưởng của GV với SV, với nhà trường và 
cộng đồng [1]. Là một khâu quan trọng 
trong giáo dục và đào tạo, nó tạo động cơ, 
sự theo dõi và điều chỉnh quá trình, cho 
biết kết quả đào tạo và sự kiểm nghiệm của 
thực tế. Nghiên cứu giáo dục đại học cho 
rằng, đánh giá HĐGD của GV là chất xúc 
tác để tạo ra sự thay đổi của chính bản thân 
người học hay là ĐCHT của họ và của 
chính người dạy với đầy đủ ý nghĩa của nó. 
Đánh giá HĐGD của GV hiện nay là một 
đỏi hỏi chính đáng của những người vừa 
đóng góp, vừa thụ hưởng kết quả giáo dục 
đại học (SV). Bản chất của việc SV đánh 
giá HĐGD của GV là sự đo lường hiệu quả 
giảng dạy của GV thông qua tiếp nhận của 
người học với tư cách là chủ thể và đối 
tượng của quá trình giáo dục. Những đánh 
giá về HĐGD của GV từ phía SV là nguồn 
thông tin quan trọng đánh giá trực tiếp 
HĐGD của GV [3]. Vấn đề này đã được 
Bộ Giáo dục và Đào tạo triển khai cho các 
trường đại học, cao đẳng thực hiện từ năm 
2013 với các tiêu chí sau: (1) Công tác 
chuẩn bị giảng dạy, nội dung và phương 
pháp giảng dạy của GV, (2) Học liệu phục 
vụ giảng dạy, học tập và thời gian giảng 
của GV, (3) Trách nhiệm và sự nhiệt tình 
của GV đối với người học, (4) Khả ... giảng dạy 
Nội dung giảng dạy 
Phương pháp giảng dạy 
Thực hiện quy chế giảng dạy 
Tác phong giảng dạy 
Huỳnh Văn Thái và tgk 
193 
Bảng 1. Mô tả mẫu điều tra 
Năm học 
Giới tính 
Tổng Nam Nữ 
Số lượng % Số lượng % Số lượng % 
2 143 56,08% 112 43,92% 255 100% 
3 103 51,50% 97 48,50% 200 100% 
Tổng SL 246 54,06% 209 45,94% 455 100% 
Nguồn: Tính toán của tác giả dựa trên kết quả phân tích 
Kiểm định thang đo bằng 
Cronbach’s alpha 
Kết quả kiểm định Cronbach’s Alpha 
cho tất cả các biến quan sát: Chuẩn bị 
giảng dạy đạt 0.848, Nội dung giảng dạy 
đạt 0.841, Phương pháp giảng dạy đạt 
0.823, Thực hiện quy chế giảng dạy đạt 
0.821, Tác phong sư phạm đạt 0.841, 
ĐCHT đạt 0.848 và KQHT đạt 0.778. Các 
thang đo đều lớn hơn 0.6 (> 0.6) và có hệ 
số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0,3 
nên thang đo đảm bảo tính nhất quán nội 
tại và phù hợp đưa vào phân tích nhân tố 
khám phá. 
 Phân tích nhân tố khám phá EFA 
Các thang đo được đánh giá bằng 
phương pháp EFA, mục đích của EFA là 
làm cho các thang đo đảm bảo tính đồng 
nhất. Phương pháp trích Principal Axis 
Factoring với phép quay Promax và điểm 
dừng khi trích các nhân tố có 
Eigenvalue>1, hệ số tải nhân tố > 0.5 được 
sử dụng. Kết quả phân tích như sau: 
Thang đo HĐGD 
Kết quả phân tích các thành phần lần 
cuối (xem Bảng 2) với 20 biến quan sát 
còn lại cho thấy hệ số KMO and Bartlett’s 
Test đạt 0.882 > 0.5, với mức ý nghĩa Sig. 
= 0.000 < 0.05, hệ số tải nhân tố của các 
biến quan sát đều đạt yêu cầu. Tại mức 
trích eigenvalue>1 có 5 nhân tố được trích 
với phương sai trích là 56,834%, không có 
hiện tượng Cross loading ên dữ liệu phù 
hợp với thị trường. 
Bảng 2. Kết quả EFA các thành phần 
Hệ số tải nhân tố của thành phần 
Biến quan sát 1 2 3 4 5 
NDGD3 .846 
NDGD2 .756 
NDGD1 .752 
NDGD4 .656 
Tập 14, Số 1 (2017): 188-200 
194 
TPSP4 .792 
TPSP1 .762 
TPSP2 .737 
TPSP3 .729 
CBGD2 .849 
CBGD4 .814 
CBGD1 .690 
CBGD3 .656 
PPGD1 .844 
PPGD2 .739 
PPGD3 .722 
PPGD4 .623 
THQC2 .770 
THQC1 .770 
THQC3 .644 
THQC4 .629 
Phương sai trích 32.960 10.904 9.757 7.773 6.066 
Eigenvalue 6.592 2.181 1.951 1.555 1.213 
Nguồn: Tính toán của tác giả dựa trên kết quả phân tích 
Thang đo ĐCHT 
Kết quả EFA thành phần ĐCHT, 4 
biến quan sát được rút thành 1 nhân tố, hệ 
số KMO and Bartlett’s Test đạt 0.787> 0.5, 
với mức ý nghĩa Sig. = 0.000 < 0.05, hệ số 
tải nhân tố của các biến quan sát đều đạt 
yêu cầu. Phương sai trích là 58,972% nên 
thành phần ĐCHT đạt yêu cầu. 
Thang đo KQHT 
Kết quả EFA thành phần KQHT, 3 
biến quan sát được rút thành 1 nhân tố, hệ 
số KMO and Bartlett’s Test đạt 0.701> 0.5, 
với mức ý nghĩa Sig. = 0.000 < 0.05, hệ số 
tải nhân tố của các biến quan sát đều đạt 
yêu cầu. Phương sai trích là 53.920%, nên 
thành phần KQHT đạt yêu cầu. 
 Phân tích nhân tố khẳng định CFA 
Kiểm định thang đo HĐGD 
Kết quả CFA cho thấy mô hình đạt 
được độ tương thích với dữ liệu thị trường 
cao với các chỉ số như: Chi-
square=313.361, bậc tự do df = 160 và giá 
trị p=.000, GFI = 0.934, TLI = 0.954 , và 
CFI = 0.961. Như vậy, các chỉ số cho thấy 
Huỳnh Văn Thái và tgk 
195 
dữ liệu khảo sát phù hợp với dữ liệu thị 
trường trong trường hợp nghiên cứu. Đồng 
thời, Chi-square/df = 1.959 < 5 với n = 455 
>200 kết hợp với RMSEA = .046 <.08 cho 
thấy dữ liệu phù hợp với trường hợp 
nghiên cứu. 
Kiểm định hệ số tương quan giữa các 
nhân tố cho thấy tất cả các hệ số tương 
quan của các nhân tố đều nhỏ hơn 1 có ý 
nghĩa thống kê (sig.<0.05). Vì vậy, các 
nhân tố trên đều đạt giá trị phân biệt (xem 
Bảng 3). 
Kiểm định độ tin cậy tổng hợp và 
phương sai trích của từng nhân tố (xem 
Bảng 4), các nhân tố nghiên cứu đều đạt 
yêu cầu về giá trị và độ độ tin. Tất cả giá trị 
phương sai trích đều lớn hơn 50%. 
Kiểm định thang đo đơn hướng 
Kết quả CFA cho thấy mô hình đạt 
được độ tương thích với dữ liệu thị trường 
cao với các chỉ số như: Chi-square= 
74.170, bậc tự do df =13 và giá trị p =.000, 
GFI =0.958, TLI = 0.921 và CFI =0.951. 
Như vậy, các chỉ số cho thấy dữ liệu khảo 
sát phù hợp với dữ liệu thị trường trong 
trường hợp nghiên cứu. 
Kiểm định hệ số tương quan giữa các 
nhân tố cho thấy tất cả các hệ số tương quan 
của các nhân tố đều nhỏ hơn 1 có ý nghĩa 
thống kê (sig.<0.05), vì vậy, các nhân tố trên 
đều đạt giá trị phân biệt (xem Bảng 3). 
Kiểm định độ tin cậy tổng hợp và 
phương sai trích của từng nhân tố (xem 
Bảng 4), các nhân tố nghiên cứu đều đạt 
yêu cầu về giá trị và độ tin cậy. Tất cả giá 
trị phương sai trích đều lớn hơn 50%. 
Bảng 3. Kết quả hệ số tương quan giữa các nhân tố 
Mối quan hệ giữa các nhân tố r Se(r) CR P value 
Thang đo đa hướng: Hoạt động giảng dạy 0.322 0.0445 7.239 0.0000 
Tác phong sư phạm  Chuẩn bị giảng dạy 0.397 0.0431 9.206 0.0000 
Thực hiện quy chế  Chuẩn bị giảng dạy 0.392 0.0432 9.069 0.0000 
Phương pháp giảng dạy  Chuẩn bị giảng dạy 0.422 0.0426 9.907 0.0000 
Nội dung giảng dạy  Chuẩn bị giảng dạy 0.525 0.0400 13.129 0.0000 
Phương pháp giảng dạy  Nội dung giảng dạy 0.436 0.0423 10.311 0.0000 
Thực hiện quy chế  Nội dung giảng dạy 0.517 0.0402 12.855 0.0000 
Tác phong sư phạm  Nội dung giảng dạy 0.269 0.0453 5.944 0.0000 
Thực hiện quy chế  Phương pháp giảng dạy 0.572 0.0385 14.842 0.0000 
Tác phong sư phạm  Phương pháp giảng dạy 0.320 0.0445 7.189 0.0000 
Tác phong sư phạm  Thực hiện quy chế 0.472 0.0414 11.395 0.0000 
Thang đo đơn hướng 
ĐCHT  KQHT 0.439 0.0422 10.399 0.0000 
Nguồn: Tính toán của tác giả dựa trên kết quả phân tích 
Tập 14, Số 1 (2017): 188-200 
196 
Bảng 4. Kết quả độ tin cậy và tổng phương sai trích các nhân tố 
Các nhân tố 
Số biến 
quan sát 
Độ tin cậy 
Phương sai trích 
(ρvc) 
Cronbach’s 
anpha 
Tổng hợp (ρc) 
Thang đo đa hướng 
Chuẩn bị giảng dạy 4 0.848 0.849 0.584 
Nội dung giảng dạy 4 0.841 0.842 0.572 
Phương pháp giảng dạy 4 0.823 0.827 0.545 
Thực hiện quy chế 4 0.821 0.821 0.534 
Tác phong sư phạm 4 0.841 0.841 0.570 
Thang đo đơn hướng 
ĐCHT 4 0.848 0.851 0.590 
KQHT 3 0.778 0.778 0.539 
Nguồn: Tính toán của tác giả dựa trên kết quả phân tích 
Kiểm định thang đo đa hướng và đơn hướng 
Kết quả kiểm định cho thấy các mô hình CFA đều có độ phù hợp với dữ liệu nghiên 
cứu. Kiểm định hệ số tương quan giữa các nhân tố cho thấy tất cả các hệ số tương quan của 
các nhân tố đều nhỏ hơn 1, có ý nghĩa thống kê (sig.<0.05), vì vậy, các cặp nhân tố đều đạt 
giá trị phân biệt (xem Bảng 5). 
Bảng 5. Kết quả hệ số tương quan giữa các nhân tố đa hướng và đơn hướng 
Mối quan hệ r Se(r) CR P value Độ tương thích 
ĐCHT s HĐGD 0.423 0.0426 9.936 0.0000 
χ2[246] = 495.77 (p = .000); 
GFI = .916; TLI = .942; CFI = 
.949; RMSEA = .047 
KQHT a HĐGD 0.519 0.0402 12.923 0.0000 
χ2[224] = 438.37 (p = .000); 
GFI = .921; TLI = .946; CFI = 
.952; RMSEA = .046 
Kết quả kiểm định mô hình nghiên cứu 
Mô hình nghiên cứu có 316 bậc tự do. Kết quả SEM (xem Hình 2) cho thấy mô hình 
này đạt được độ tương thích với dữ liệu thị trường: Chi-square =637.196 (p =.000), Chi-
square/df =2.016 < 5, GFI =0.905, TLI =0.934 và CFI =0.941 và RMSEA =.047 
Huỳnh Văn Thái và tgk 
197 
Kết quả ước lượng các tham số trong mô hình cấu trúc tuyến tính SEM cho thấy các 
mối quan hệ H1, H2, H3 trong mô hình nghiên cứu, thông qua bảng hệ số hồi quy chưa 
chuẩn hóa được xác định đều chấp nhận. Các nhân tố tác động đến KQHT theo mức độ 
giảm dần: HĐGD đạt 0.252, ĐCHT đạt 0.230. Riêng HĐGD có tác động mạnh nhất đến 
ĐCHT và đạt giá trị 0.302 (xem Bảng 6). 
Bảng 6. Hệ số hồi quy các mối quan hệ (chưa chuẩn hóa) 
Các mối quan hệ 
Ước 
lượng 
S.E. C.R. P 
Giả 
thuyết 
Kết 
luận 
ĐCHT  HĐGD 0.302 0.041 7.354 0.0000 H1 
Chấp 
nhận 
KQHT  ĐCHT 0.230 0.053 4.323 0.0000 H3 
Chấp 
nhận 
KQHT  HĐGD 0.252 0.041 6.155 0.0000 H2 
Chấp 
nhận 
Nguồn: Tính toán của tác giả dựa trên kết quả phân tích 
Hình 2. Kết quả mô hình SEM (chuẩn hóa) 
Tập 14, Số 1 (2017): 188-200 
198 
5. Kết luận và kiến nghị 
Kết quả nghiên cứu xây dựng mô 
hình đo lường mối quan hệ giữa các thành 
phần HĐGD, ĐCHT và KQHT với kết quả 
nghiên cứu như sau: 
HĐGD: Kết quả nghiên cứu cho thấy 
HĐGD có ảnh hưởng đến ĐCHT (λ = 
0.387, p = 0.0000), KQHT (λ = 0.387, p = 
0.0000). Như vậy, HĐGD có vai trò quan 
trọng trong việc học tập của SV. Khi GV 
có HĐGD hiệu quả thì SV sẽ có ĐCHT và 
việc học tập trở nên dễ dàng và đạt kết quả 
cao hơn. Vì vậy, 
Trong giáo dục, đội ngũ GV và quản 
lí được xem là yếu tố quan trọng, có ý 
nghĩa quyết định trong việc nâng cao chất 
lượng dạy và học, góp phần đẩy mạnh chất 
lượng đào tạo nguồn nhân lực cho địa 
phương, đất nước. Để thực hiện sứ mệnh 
đào tạo nguồn nhân lực chất lượng cao cho 
xã hội, nhiệm vụ này không chỉ riêng của 
Ban giám hiệu, lãnh đạo phòng, khoa, 
trung tâm mà còn là của mỗi cá nhân trong 
nhà trường. Đặc biệt là GV, người trực tiếp 
có ảnh hưởng đến chất lượng đào tạo tổng 
thể của nhà trường, cần phải tự bồi dưỡng, 
cập nhật kiến thức, nâng cao kĩ năng thực 
hành để đảm bảo mỗi GV không bị “tụt 
hậu” so với tốc độ phát triển của xã hội, 
trình độ khoa học kĩ thuật và đáp ứng được 
sự phát triển của nhà trường. Bên cạnh đó, 
ngoài việc giảng dạy GV còn phải nghiên 
cứu khoa học, đưa các kết quả nghiên cứu 
ứng dụng vào thực tiễn. Đây là một tiêu chí 
quan trọng trong việc đánh giá, xếp loại 
GV cũng như xếp hạng các trường đại học. 
Vì vậy, nhà trường nên xem việc nghiên 
cứu khoa học, chuyển giao công nghệ là 
thế mạnh của mình trong thời đại nền kinh 
tế tri thức. Thực hiện nghiên cứu khoa học 
là một hình thức tự đào tạo, nâng cao trình 
độ của mỗi GV và có ý nghĩa rất lớn trong 
công tác giảng dạy. Những kết quả GV đạt 
được qua nghiên cứu khoa học luôn để lại 
dấu ấn trên mỗi bài giảng của mình. Đó là 
cơ sở để có những bài giảng hay, là cơ sở 
để đổi mới phương pháp giảng dạy, là 
những yếu tố mới mẻ, bổ ích, thiết thực 
cho SV mà nhiều khi không có trong giáo 
trình. Đó là chất kích thích tạo ra sự say mê 
học tập cho SV. Nó cũng khiến cho người 
thầy am hiểu thấu đáo hơn về lĩnh vực 
khoa học mà mình muốn truyền tải đến SV, 
tự tin hơn khi đứng trên bục giảng. Điều 
đó, đòi hỏi nhà trường phải có chính sách 
ưu đãi để khuyến khích GV tham gia 
nghiên cứu khoa học, bồi dưỡng chuyên 
môn. Kiện toàn bộ máy tổ chức theo hướng 
hiện đại, hợp lí, chuyên nghiệp, đồng thời 
chú trọng phát triển các ngành nghề mới, 
gắn nghiên cứu khoa học với đào tạo, đáp 
ứng yêu cầu của xã hội và hội nhập quốc 
tế. 
ĐCHT: Kết quả nghiên cứu cho thấy 
ĐCHT có ảnh hưởng đến KQHT (λ=0.387, 
p = 0.0000). Điều này đòi hỏi SV cần tự 
trao dồi bản thân, xây dựng những ĐCHT 
tích cực, sống có ước mơ và có kế hoạch 
cụ thể để thực hiện chúng, đồng thời kết 
hợp với việc tự rèn luyện tính kiên định 
được thể hiện thông qua tự rèn luyện và 
nâng cao khả năng tự học, khả năng giải 
Huỳnh Văn Thái và tgk 
199 
quyết vấn đề khó khăn trong quá trình học 
tập và trong cuộc sống. Có nhiều nguyên 
nhân khác nhau, trong đó có SV chưa xác 
định đúng đắn các mục tiêu làm động cơ 
cho việc học tập và tính kiên định trong 
học tập của mình như khả năng tự học và 
tự giải quyết vấn đề. Chỉ khi nào SV tự xác 
định được hay khoa/nhà trường giúp SV 
xác định được những mục tiêu học tập 
đúng đắn cho chính họ thì họ mới tích cực 
nỗ lực học tập. Để đạt được ĐCHT, trước 
hết phải có đối tượng ở bên ngoài chủ thể, 
có giá trị đối với chủ thể và làm nảy sinh ở 
chủ thể nhu cầu cần chiếm lĩnh nó. Khi nhu 
cầu chiếm lĩnh đối tượng đó được cá nhân 
ý thức, sẽ trở thành động cơ thúc đẩy, định 
hướng và kiên định hành động. Kiên định 
và ĐCHT luôn gắn liền với nhu cầu, mong 
muốn của cá nhân. Vì vậy, mỗi SV cần xác 
định việc học tập là vì điều gì, vì sao mình 
phải học. 
Khoa/ trường tập trung phổ biến mục 
tiêu, yêu cầu ngành học cho SV ngay từ 
đầu khóa. Việc này sẽ giúp SV định hướng 
được tư tưởng khi bước vào môi trường 
học tập mới, giúp SV xác định được cái 
đích cần đạt được sau thời gian học tập, rèn 
luyện tại khoa/ trường. 
Tổ chức gặp mặt SV theo từng ngành 
học để định hướng mục tiêu. 
Trong quá trình học tập giáo viên chủ 
nhiệm/cố vấn học tập cần thường xuyên 
phổ biến và hướng dẫn SV về mục tiêu, 
yêu cầu ngành học 
Tăng cường các hình thức phổ biến 
mục tiêu đào tạo, chương trình đào tạo của 
từng ngành học cho SV như đưa thông tin 
lên website của trường, có văn bản, tài liệu 
ở thư viện, văn phòng các khoa 
Ngoài ra, để góp phần giúp SV nâng 
cao động lực học tập, tính kiên định trong 
học tập thì phụ huynh cần cố gắng tìm hiểu 
tâm lí và quan tâm hơn đến vấn đề học tập 
của con em mình. Vì nếu SV cảm nhận 
được sự quan tâm và khuyến khích từ gia 
đình đối với việc học, thì điều này sẽ góp 
phần vào việc định hướng, giúp SV ổn 
định tâm lí, tập trung tốt hơn cho việc học 
tập. 
TÀI LIỆU THAM KHẢO 
1. Vũ Thị Quỳnh Nga (2009), Một số yếu tố ảnh hưởng đến việc đánh giá của sinh viên đối với 
hoạt động giảng dạy, Luận văn Thạc sĩ, Đại học Quốc gia Hà Nội. 
2. Huỳnh Văn Thái, Nguyễn Quốc Phong (2014), “Một số nhân tố tác động đến kết quả học tập 
của sinh viên Khoa Kinh tế - Trường Cao đẳng Công nghệ Tuy Hòa”, Tạp san Khoa học & 
Công nghệ, Số 8, 10-2014, trang 33-45. 
3. Bùi Kiên Trung (2005), Hiệu quả công tác đánh giá giảng viên, Luận văn Thạc sĩ, Đại học 
Quốc gia Hà Nội. 
4. Trường Cao đẳng Công nghiệp Tuy Hòa (2015), Về việc ban hành Quy định lấy ý kiến phản 
hồi từ người học về hoạt động giảng dạy của giảng viên, giáo viên, Số: 257/QĐ-CĐCN-
TCHC, Phú Yên. 
Tập 14, Số 1 (2017): 188-200 
200 
5. Bentler, P. M., & Bonett, D. G. (1980), “Significance tests and goodness of fit in the analysis 
of covariance structures”, Psychological Bulletin, 88, 588-600. 
6. Cole & ctg (2004), “Student learning motivation and psychological hardiness: Interactive 
effects on students reaction to a management class”, Academy of Management Learning and 
Education, 3(1), 64-85. 
7. Clarke & ctg (2001), “Student perceptions of educational technology tools”, Journal of 
Marketing Education, 23(3), 169-77. 
8. James, O. Nichols & ctg (2001), General Education Assessment for Improvement of Student 
Academic Achievement: Guidance for Academic Departments and Committees, Agathon Pr, 
New York. 
9. Noe, R. (1986), “Trainees attributes and attitudes: Neglected influences on training 
effectiveness”, Academy of Management Review, 11, 736-749. 
10. Pintrich, P. R. (2003), Motivation and classrom learning, Handbook of Psychology, 
Hoboken NJ: Wiley, 103-22. 
CÁC SỐ TẠP CHÍ KHOA HỌC SẮP TỚI: 
 Tập 14, Số 2 (2017): Khoa học xã hội và nhân văn 
 Tập 14, Số 3 (2017): Khoa học tự nhiên và công nghệ 
 Tập 14, Số 4 (2017): Khoa học giáo dục. 
Ban biên tập Tạp chí Khoa học rất mong nhận được sự trao đổi thông tin 
của các đơn vị bạn và được bạn đọc thường xuyên cộng tác bài vở, góp ý xây dựng.