Nguyễn Tiến Thành
Đại học Kinh tế Quốc Dân
Email: tienthanh1807@gmail.com
Tóm tắt
Nghiên cứu này nhằm xác định các yếu tố ảnh hưởng đến động lực học tiếng Anh của sinh viên tại các trường đại học ở Hà Nội thông qua mô hình hồi quy tuyến tính. Kết quả nghiên cứu cho thấy có sáu yếu tố tác động ý nghĩa thống kê đến động lực học tiếng Anh. Trong đó, yếu tố Phương pháp giảng dạy linh hoạt có hệ số ảnh hưởng mạnh nhất, tiếp theo là Bản thân sinh viên, Chương trình đào tạo tiếng Anh, Hỗ trợ từ giảng viên, Cơ sở vật chất và công nghệ thông tin, và Khen thưởng và công nhận. Những kết quả này gợi ý rằng để nâng cao động lực học tiếng Anh, các trường đại học cần chú trọng đổi mới phương pháp giảng dạy, thiết kế chương trình sát với thực tiễn, tăng cường hỗ trợ giảng viên, đồng thời phát triển các yếu tố nội tại từ sinh viên.
Từ khóa: Động lực học tiếng Anh, sinh viên đại học, chương trình đào tạo, phương pháp giảng dạy, hỗ trợ giảng viên, cơ sở vật chất.
Abstract
This study aims to identify factors affecting students' motivation to learn English at universities in Hanoi through a linear regression model. The results show that six factors have a statistically significant impact on English learning motivation. Of these, the Flexible Teaching Method factor has the strongest influence coefficient, followed by Students themselves, English training program, Support from lecturers, Facilities and information technology, and Rewards and recognition. These results suggest that to improve motivation to learn English, universities need to focus on innovating teaching methods, designing programs that are closer to reality, increasing support for lecturers, and developing intrinsic factors from students.
Keywords: English learning motivation, university students, training program, teaching methods, lecturer support, facilities.
GIỚI THIỆU
Trong bối cảnh toàn cầu hóa ngày càng sâu rộng, năng lực sử dụng tiếng Anh ngày càng trở thành yêu cầu thiết yếu đối với sinh viên đại học tại Việt Nam nói chung và tại Hà Nội nói riêng. Tiếng Anh không chỉ đóng vai trò là công cụ giao tiếp quốc tế mà còn là điều kiện cần thiết để tiếp cận tri thức, nâng cao năng lực học thuật và mở rộng cơ hội nghề nghiệp. Tuy nhiên, để đạt được thành quả trong việc học ngoại ngữ, đặc biệt là tiếng Anh, động lực học tập được xem là yếu tố trung tâm quyết định mức độ cam kết, sự nỗ lực và kết quả học tập của sinh viên. Trong thực tế giảng dạy và học tập tiếng Anh tại các trường đại học ở Hà Nội, đã và đang xuất hiện nhiều biểu hiện khác nhau về mức độ động lực giữa các nhóm sinh viên, đặt ra yêu cầu cấp thiết trong việc tìm hiểu, phân tích và lý giải các yếu tố ảnh hưởng đến động lực học tiếng Anh trong bối cảnh đặc thù này.
Động lực học tập, xét dưới góc độ tâm lý học giáo dục, là khái niệm phản ánh trạng thái nội tại thúc đẩy cá nhân tham gia vào hoạt động học tập, duy trì sự hứng thú và nỗ lực để đạt được mục tiêu đã định. Nghiên cứu của Nawaz, Amin và Tatla (2015) đã chỉ ra rằng động lực học tiếng Anh chịu ảnh hưởng bởi nhiều yếu tố như môi trường học tập, chất lượng giảng dạy, nhận thức cá nhân về giá trị của ngôn ngữ, và sự hỗ trợ từ gia đình. Trong khi đó, nghiên cứu của Fiddiyasari và Pustika (2021) trong bối cảnh học trực tuyến tại Indonesia nhấn mạnh đến vai trò của các yếu tố công nghệ và khả năng tự học, qua đó làm nổi bật các thách thức trong việc duy trì động lực khi không có sự tương tác trực tiếp với giảng viên và bạn học.
Hiện nay, các trường đại học tại Hà Nội đang ngày càng tăng cường đào tạo tiếng Anh nhằm nâng cao chất lượng đầu ra và đáp ứng yêu cầu hội nhập quốc tế, việc nghiên cứu sâu về các yếu tố ảnh hưởng đến động lực học tiếng Anh của sinh viên là yêu cầu mang tính cấp thiết. Thực tiễn cho thấy mỗi nhóm sinh viên đến từ các cơ sở đào tạo, ngành học, bối cảnh gia đình và trải nghiệm học tập khác nhau đều chịu sự tác động đa chiều của nhiều yếu tố. Do đó, việc xác định rõ ràng các yếu tố tác động và mức độ ảnh hưởng của từng yếu tố sẽ góp phần giúp các nhà quản lý giáo dục, giảng viên và sinh viên xây dựng được các chiến lược học tập hiệu quả, thiết kế chương trình giảng dạy phù hợp, từ đó nâng cao chất lượng đào tạo ngoại ngữ trong hệ thống giáo dục đại học tại Hà Nội. Chính vì vậy, tác giả đã chọn đề tài “Các yếu tố ảnh hưởng đến động lực học tiếng Anh của sinh viên các trường đại học tại Hà Nội” để làm bài nghiên cứu.
MÔ HÌNH VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Mô hình nghiên cứu
Dựa trên nghiên cứu tổng quan và các lý thuyết liên quan, nghiên cứu đề xuất mô hình nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến động lực học tiếng Anh của sinh viên tại các trường đại học ở Hà Nội như Hình.
Hình: Mô hình nghiên cứu của tác giả
Nguồn: Đề xuất của tác giả
Giả thuyết nghiên cứu được phát biểu như sau:
H1: Chương trình đào tạo tiếng Anh có ảnh hưởng tích cực đến động lực học tiếng Anh của sinh viên.
H2: Phương pháp giảng dạy linh hoạt có ảnh hưởng tích cực đến động lực học tiếng Anh của sinh viên.
H3: Cơ sở vật chất & CNTT có ảnh hưởng tích cực đến động lực học tiếng Anh của sinh viên.
H4: Khen thưởng và công nhận có ảnh hưởng tích cực đến động lực học tiếng Anh của sinh viên.
H5: Bản thân sinh viên có ảnh hưởng tích cực đến động lực học tiếng Anh của sinh viên.
H6: Hỗ trợ từ giảng viên có ảnh hưởng tích cực đến động lực học tiếng Anh của sinh viên.
Phương pháp nghiên cứu
Nghiên cứu được thực hiện theo phương pháp định lượng nhằm đánh giá ảnh hưởng đến động lực học tiếng Anh của sinh viên các trường đại học tại Hà Nội. Dữ liệu được thu thập thông qua bảng khảo sát với các câu hỏi định lượng, được thiết kế dựa trên các nghiên cứu trước đây của Võ Lê Thúy Nga (2022), Meşe, E., & Sevilen, Ç. (2021); Trần Ngọc Gái (2022) và Lê Thị Huyền Trâm (2018).
Đối tượng khảo sát bao gồm các sinh viên đang học tiếng Anh tại các trường Đại học ở Hà Nội. Phương pháp chọn mẫu được áp dụng là phương pháp chọn mẫu thuận tiện, với quy mô mẫu là 318 mẫu, đảm bảo tính đại diện. Dữ liệu được phân tích bằng phần mềm SPSS 26.0.
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ BÀN LUẬN
Kết quả kiểm định độ tin cậy thang đo
Kiểm định độ tin cậy của thang đo thông qua hệ số Cronbach’s Alpha nhằm loại trừ các biến có hệ số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0,3. Tiêu chuẩn chọn thang đo khi nó có độ tin cậy Cronbach’s Alpha ≥ 0,6. Thang đo có độ tin cậy Cronbach’s Alpha ≥ 0,6 cũng được chọn khi nó được sử dụng lần đầu (Nunnally & Burnstein, 1994). Về lý thuyết, Cronbach’s Alpha càng cao càng tốt (thang đo càng có độ tin cậy).
Thang đo Chương trình đào tạo tiếng Anh thang đo này được đo lường bởi 3 biến quan sát. Kết quả phân tích độ tin cậy của thang đo có hệ số Cronbach’s Alpha là 0,744 > 0,6. Các hệ số tương quan biến – tổng đều cao hơn 0,3. Các hệ số Cronbach’s Alpha nếu loại biến đều thấp hơn mức tin cậy Cronbach’s Alpha chung. Do đó 3 biến quan sát đều được giữ lại cho phân tích EFA.
Thang đo Phương pháp giảng dạy linh hoạt được đo lường bởi 4 biến quan sát. Kết quả phân tích độ tin cậy của thang đo có hệ số Cronbach’s Alpha là 0,739 > 0,6. Đồng thời cả 4 biến quan sát đều có tương quan biến tổng > 0,3 và hệ số Cronabach Alpha nếu loại biến của các biến quan sát đều nhỏ hơn Cronbach Alpha chung. Do vậy, thang đo năng lực phục vụ đáp ứng độ tin cậy.
Thang đo Cơ sở vật chất và CNTT được đo lường bởi 3 biến quan sát. Kết quả phân tích độ tin cậy của thang đo có hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha là 0,691 > 0,6. Và cả 3 biến quan sát này đều có tương quan biến tổng lớn hơn 0,3 nên các biến quan sát có tương quan với nhau và không có biến quan sát nào có Cronbach Alpha nếu loại biến lớn hơn Cronbach Alpha chung. Do đó thang đo này đạt độ tin cậy cao để sử dụng cho các bước kiểm định tiếp theo.
Thang đo Khen thưởng và công nhận được đo lường bởi 4 biến quan sát. Kết quả cho thấy hệ số Cronbach’s alpha bằng 0,701 > 0,6 và hệ số tương quan biến tổng (Corrected Item-Total Correlation) của các biến trên đều lớn hơn 0,3 và hệ số Cronabach Alpha nếu loại biến của các biến quan sát đều nhỏ hơn Cronbach Alpha chung nên đảm bảo các biến quan sát có mối tương quan với nhau.
Thang đo Bản thân sinh viên được đo lường bởi 4 biến quan sát. Kết quả phân tích độ tin cậy của thang đo có hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha là 0,799 > 0,6. Và cả 4 biến quan sát này đều có tương quan biến tổng lớn hơn 0,3 nên các biến quan sát có tương quan với nhau và không có biến quan sát nào có Cronbach Alpha nếu loại biến lớn hơn Cronbach Alpha chung. Do đó thang đo này đạt độ tin cậy cao để sử dụng cho các bước kiểm định tiếp theo.
Thang đo Hỗ trợ từ giảng viên được đo lường bởi 4 biến quan sát. Kết quả phân tích độ tin cậy của thang đo có hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha là 0,776 > 0,6. Và cả 4 biến quan sát này đều có tương quan biến tổng lớn hơn 0,3 nên các biến quan sát có tương quan với nhau và không có biến quan sát nào có Cronbach Alpha nếu loại biến lớn hơn Cronbach Alpha chung. Do đó thang đo này đạt độ tin cậy cao để sử dụng cho các bước kiểm định tiếp theo.
Thang đo Động lực học tiếng Anh của sinh viên (DLHT) được đo lường bởi 4 biến quan sát. Kết quả phân tích độ tin cậy của thang đo có hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha là 0,821 > 0,6. Và cả 4 biến quan sát này đều có tương quan biến tổng lớn hơn 0,3 nên các biến quan sát có tương quan với nhau và không có biến quan sát nào có Cronbach Alpha nếu loại biến lớn hơn Cronbach Alpha chung. Do đó thang đo này đạt độ tin cậy cao để sử dụng cho các bước kiểm định tiếp theo.
Sau khi kiểm định thang đo bằng hệ số Cronbach’s Alpha, các thang đo này đều đáp ứng độ tin cậy và được đưa sang bước tiếp theo để phân tích nhân tố EFA nhằm đánh giá giá trị hội tụ và giá trị phân biệt của thang đo.
Phân tích nhân tố khám phá EFA
Kết quả đạt được hệ số KMO = 0,827 > 0,5 và kiểm định Barlett’s có giá trị có giá trị Chi bình phương bằng 2028,702 với mức ý nghĩa Sig = 0,000 50% cho thấy 6 yếu tố mới được rút trích này giải thích 60,591% sự biến thiên của tập dữ liệu và giá trị Eigenvalue = 1,215 > 1 đủ tiêu chuẩn phân tích yếu tố.
Bảng 1: Kết quả phân tích nhân tố các biến độc lập
|
Rotated Component Matrixa |
||||||
|
Component |
||||||
|
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
|
|
BTSV1 |
0,783 |
|
|
|
|
|
|
BTSV2 |
0,740 |
|
|
|
|
|
|
BTSV4 |
0,732 |
|
|
|
|
|
|
BTSV3 |
0,728 |
|
|
|
|
|
|
HTGV2 |
|
0,764 |
|
|
|
|
|
HTGV3 |
|
0,718 |
|
|
|
|
|
HTGV1 |
|
0,718 |
|
|
|
|
|
HTGV4 |
|
0,714 |
|
|
|
|
|
PPGD3 |
|
|
0,747 |
|
|
|
|
PPGD2 |
|
|
0,746 |
|
|
|
|
PPGD4 |
|
|
0,716 |
|
|
|
|
PPGD1 |
|
|
0,653 |
|
|
|
|
KTCN4 |
|
|
|
0,774 |
|
|
|
KTCN1 |
|
|
|
0,729 |
|
|
|
KTCN2 |
|
|
|
0,713 |
|
|
|
KTCN3 |
|
|
|
0,650 |
|
|
|
CTDT1 |
|
|
|
|
0,787 |
|
|
CTDT2 |
|
|
|
|
0,774 |
|
|
CTDT3 |
|
|
|
|
0,762 |
|
|
CSVC3 |
|
|
|
|
|
0,771 |
|
CSVC2 |
|
|
|
|
|
0,744 |
|
CSVC1 |
|
|
|
|
|
0,711 |
|
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization. |
||||||
|
a. Rotation converged in 6 iterations. |
||||||
Nguồn: Kết quả khảo sát và xử lý SPSS
Dựa vào Bảng 1 là bảng ma trận xoay được thực hiện theo phương pháp xoay Varimax và phương pháp trích xuất dữ liệu Principal Component ta thấy các biến quan sát đạt các điều kiệu sau:
Giá trị hội tụ: Các biến quan sát xếp thành nhóm với nhau với các hệ số tải nhân tố nằm cùng một cột trong cùng một thang đo như thang đo đã đề xuất ban đầu. Giá trị phân biệt: Các biến quan sát khác đều chỉ xuất hiện một hệ số tải nhân tố và đều lớn hơn 0,5 chứng tỏ các biến quan sát có ý nghĩa thực tiễn và có thể dùng để đưa vào các phần kiểm định tiếp theo.
Ngoài ra, các biến quan sát khác đều chỉ xuất hiện một hệ số tải nhân tố và lớn hơn 0,5 chứng tỏ các biến quan sát đạt giá trị hội tụ và có ý nghĩa thực tiễn nên có thể dùng để đưa vào các phần kiểm định tiếp theo.
Phân tích tương quan
Trước khi tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính đa biến, mối tương quan tuyến tính giữa các biến cần phải được xem xét. Hệ số tương quan Pearson nhằm để lượng hóa mức độ chặt chẽ của mối liên hệ tuyến tính giữa hai biến định lượng.
Phân tích hồi quy
Đánh giá và kiểm định sự phù hợp của mô hình
Kết quả tại Bảng 2 ta thấy giá trị thống kê F = 63,677 tại mức ý nghĩa Sig. rất nhỏ (sig = 0,000 2 ≠ 0 một cách có ý nghĩa thống kê, mô hình hồi quy là phù hợp.
Bảng 2: Bảng ANOVA
|
Mô hình |
Tổng bình phương |
df |
Bình phương trung bình |
F |
Mức ý nghĩa |
|
|---|---|---|---|---|---|---|
|
1 |
Hồi quy |
67,736 |
6 |
11,289 |
63,677 |
.000b |
|
Phần dư |
55,137 |
311 |
0,177 |
|
|
|
|
Tổng |
122,874 |
317 |
|
|
|
|
Nguồn: Kết quả khảo sát và xử lý SPSS
Sử dụng kiểm nghiệm t: Kiểm định mối quan hệ tuyến tính của một biến độc lập và biến phụ thuộc.
Kết quả phân tích hồi quy ở Bảng 3 ta thấy, các hệ số hồi quy qua kiểm định t đều có mức ý nghĩa sig. 0. Vậy, có mối quan hệ tuyến tính giữa mỗi biến độc lập với biến phụ thuộc, nghĩa là các biến độc lập đưa vào mô hình đều giải thích được sự biến thiên của biến phụ thuộc.
Bảng 3: Kết quả hệ số hồi quy tuyến tính
|
Mô hình |
Hệ số không chuẩn hóa |
Hệ số chuẩn hóa |
Giá trị t |
Mức ý nghĩa |
Đa cộng tuyến |
|||
|
B |
Sai lệch chuẩn |
Beta |
Dung sai |
VIF |
||||
|
1 |
(Constant) |
-0,778 |
0,255 |
|
-3,050 |
0,002 |
|
|
|
|
CTDT |
0,199 |
0,043 |
0,200 |
4,669 |
0,000 |
0,785 |
1,274 |
|
|
PPGD |
0,098 |
0,048 |
0,089 |
2,065 |
0,040 |
0,778 |
1,286 |
|
|
CSVC |
0,338 |
0,046 |
0,315 |
7,270 |
0,000 |
0,769 |
1,300 |
|
|
KTCN |
0,092 |
0,045 |
0,083 |
2,070 |
0,039 |
0,908 |
1,101 |
|
|
BTSV |
0,252 |
0,047 |
0,241 |
5,329 |
0,000 |
0,704 |
1,421 |
|
|
HTGV |
0,210 |
0,049 |
0,195 |
4,267 |
0,000 |
0,691 |
1,446 |
Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến: Kết quả Bảng 3 cho thấy, các hệ số phóng đại phương sai VIF của các biến đều nhỏ hơn 2 nên không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Như vậy, mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đến việc giải thích mô hình hồi qui tuyến tính đa biến.
Từ Bảng 4, R² điều chỉnh là 0,543 nghĩa là mô hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp, các biến độc lập trong mô hình đã giải thích được 54.30% (>50%) sự biến thiên của biến phụ thuộc. Nghĩa là 54.30% sự biến thiên của biến phụ thuộc được giải thích bởi các biến không được đề cập trong mô hình và sai số ngẫu nhiên.
Bảng 5: Chỉ tiêu đánh giá độ phù hợp của mô hình
|
Mô hình |
R |
R2 |
R 2 điều chỉnh |
Sai lệch chuẩn |
Durbin-Watson |
|---|---|---|---|---|---|
|
1 |
.742a |
0,551 |
0,543 |
0,42106 |
2,212 |
DLHT = -0,778+ 0,200*CTDT + 0,089*PPGD + 0,315*CSVC + 0,083*KTCN + 0,241*BTSV + 0,195*HTGV
KẾT LUẬN
Kết quả nghiên cứu về các yếu tố ảnh hưởng đến động lực học tiếng Anh của sinh viên các trường đại học tại Hà Nội cho thấy mối liên hệ chặt chẽ giữa các yếu tố thuộc về môi trường giáo dục và đặc điểm cá nhân với mức độ động lực của sinh viên trong quá trình học tập ngoại ngữ. Dựa trên mô hình hồi quy tuyến tính, sáu yếu tố chính được đưa vào phân tích bao gồm: Chương trình đào tạo tiếng Anh (CTDT), Phương pháp giảng dạy linh hoạt (PPGD), Cơ sở vật chất và công nghệ thông tin (CSVC), Khen thưởng và công nhận (KTCN), Bản thân sinh viên (BTSV), và Hỗ trợ từ giảng viên (HTGV). Mức ý nghĩa (Sig.) của tất cả các biến đều dưới 0,05, cho thấy tác động của các yếu tố này là có ý nghĩa thống kê trong mô hình dự đoán động lực học tiếng Anh.
Trong số các biến đưa vào phân tích, yếu tố Phương pháp giảng dạy linh hoạt có hệ số beta cao nhất (β = 0,315, Sig. = 0,000), khẳng định vai trò then chốt của cách thức giảng dạy đối với sự gia tăng động lực học tập. Những phương pháp sư phạm sáng tạo, có khả năng tương tác cao và phù hợp với nhu cầu thực tế đã chứng minh hiệu quả mạnh mẽ trong việc duy trì hứng thú và sự gắn bó của sinh viên với môn học. Tiếp theo đó là yếu tố Bản thân sinh viên (β = 0,241, Sig. = 0,039), phản ánh vai trò tích cực từ phía sinh viên, bao gồm thái độ học tập, khả năng tự học và sự kiên trì trong quá trình tiếp cận tiếng Anh. Yếu tố Chương trình đào tạo tiếng Anh cũng đóng vai trò quan trọng (β = 0,200, Sig. = 0,002). Khi chương trình học có tính thực tiễn cao, cập nhật xu thế ngôn ngữ và đáp ứng được nhu cầu sử dụng trong tương lai, sinh viên sẽ cảm thấy môn học mang tính ứng dụng, từ đó tăng cường động lực học tập. Hỗ trợ từ giảng viên (β = 0,195, Sig. = 0,000) là yếu tố tiếp theo có ảnh hưởng rõ rệt. Sự quan tâm, hướng dẫn cụ thể và hỗ trợ kịp thời từ giảng viên giúp sinh viên vượt qua những khó khăn trong quá trình học, đồng thời tạo ra cảm giác an toàn và được đồng hành trong môi trường học tập. Hai yếu tố Cơ sở vật chất và công nghệ thông tin (β = 0,089, Sig. = 0,040) và Khen thưởng và công nhận (β = 0,083, Sig. = 0,000) tuy có hệ số beta thấp hơn, nhưng vẫn cho thấy tác động có ý nghĩa. Hạ tầng kỹ thuật đầy đủ, ứng dụng công nghệ thông tin vào giảng dạy và những cơ chế ghi nhận, khen thưởng hợp lý góp phần tạo nên môi trường học tập tích cực và khuyến khích sinh viên duy trì nỗ lực.
Tài liệu tham khảo
1. Dang Thi Bao Dung, Le Van Lanh, Ha Tuong Vy (2021). Factors affecting motivation of English-majored students towards learning English At a University in the Mekong Delta, Vietnam. European Journal of English Language Teaching, 6(6).
2. Fiddiyasari, A., & Pustika, R. (2021). Students’ Motivation in English Online Learning during Covid-19 Pandemic at SMA Muhammadiyah Gadingrejo. J. English Lang. Teach. Learn, 2(2), 57-61.
3. Lê Thị Huyền Trâm (2018). Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến việc học tiếng Anh của sinh viên khoa Kế toán, trường Đại học Duy Tân. Tạp chí Công Thương, Số 14, tháng 11/2018, trang 226 – 231.
4. Meşe, E., & Sevilen, Ç. (2021). Factors influencing EFL students’ motivation in online learning: A qualitative case study. Journal of Educational Technology and Online Learning, 4(1), 11-22.
5. Nawaz, H., Amin, M., & Tatla, I. A. (2015). Factors Affecting Students' Motivation Level to Learn English as a Second Language in the Pakistani University Context. Journal of Research & Reflections in Education (JRRE), 9(2).
6. Ondrej Slowik và Phạm Thị Khải Hoàn (2022). Tác động của nền tảng gia đình và động lực học tập đến thành tích học tiếng Anh của sinh viên Trường Đại học Quốc tế Hồng Bàng. Tạp Chí Khoa học Trường Đại học Quốc tế Hồng Bàng, 564-570.
7. Trần Minh Châu, Nguyễn Thị Thúy (2023). Các yếu tố ảnh hưởng đến động lực học tiếng Anh của sinh viên khi tham gia mô hình học tập kết hợp. Journal of educational equipment: Applied research, 1(282).
8. Trần Ngọc Gái (2022). Các nhân tố ảnh hưởng đến động lực học tiếng Anh chuyên ngành của sinh viên khoa kinh tế trường Đại học Đồng Tháp. TNU Journal of Science and Technology, 227(09), 646-653.
9. Trương Công Bằng (2017). Những yếu tố ảnh hưởng đến việc học tiếng Anh của sinh viên Việt Nam. Tạp chí Khoa học Ngôn ngữ và Văn hóa, 1(2), 1-9.
10. Võ Lê Thúy Nga (2022). Nghiên cứu các yếu tố tác động đến động lực học tiếng anh của sinh viên chuyên ngành thời kỳ hậu Covid-19: trường hợp nghiên cứu tại Đại học Ngoại Ngữ–Tin Học tp. HCM (HUFLIT). Kỷ yếu hội thảo khoa học khoa ngoại ngữ (2022).
|
Ngày nhận bài: 11/6/2025; Ngày hoàn thiện biên tập: 24/6/2025; Ngày duyệt đăng: 27/6/2025 |
