4.2. Đánh giá độ tin cậy thang đo bằng hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha 46 1. Kiểm định độ tin cậy đối với thang đo Sự tin cậy
4.2.6. Kiểm định độ tin cậy đối với thang đo Quy trình thủ tục hành chính
Bảng 4.6. Kết quả đánh giá độ tin cậy thang đo Quy trình thủ tục hành chính Biến
quan sát
Trung bình thang đo nếu loại
biến
Phương sai thang
đo nếu loại biến
Tương quan biến
tổng
Cronbach’s Alpha nếu
loại biến
Kết luận
Thang đo “Quy trình thủ tục hành chính”: Cronbach’s Alpha = 0,917
QTTT1 11,41 5,820 0,797 0,897 Biến phù hợp
QTTT2 11,57 5,290 0,826 0,887 Biến phù hợp
QTTT3 11,41 5,820 0,797 0,897 Biến phù hợp
QTTT4 11,57 5,290 0,826 0,887 Biến phù hợp
(Nguồn: Xử lý theo kết quả khảo sát) 4.2.7. Kiểm định độ tin cậy đối với thang đo Đánh giá về chất lượng dịch vụ
Từ bảng 4.7, kết quả Cronbach’s Alpha của thang đo Đánh giá về chất lượng dịch vụ là 0,774 > 0,6; các hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát trong thang đo đều lớn hơn 0,3 và không có trường hợp loại bỏ biến quan sát nào có thể làm cho Cronbach’s Alpha của thang đo này lớn hơn 0,783. Vì vậy, tất cả các biến quan sát đều được chấp và sẽ được sử dụng trong phân tích nhân tố tiếp theo.
luan van tot nghiep download luanvanfull moi nhat z z @gmail.com Luan van thac si
Bảng 4.7. Kết quả đánh giá độ tin cậy thang đo Đánh giá về chất lượng dịch vụ Biến
quan sát
Trung bình thang đo nếu loại
biến
Phương sai thang
đo nếu loại biến
Tương quan biến
tổng
Cronbach’s Alpha nếu
loại biến
Kết luận
Thang đo “Đánh giá về chất lượng dịch vụ”: Cronbach’s Alpha = 0,774
ĐGCL1 8,07 2,709 0,589 0,729 Biến phù hợp
ĐGCL2 7,91 3,224 0,639 0,673 Biến phù hợp
ĐGCL3 7,81 2,993 0,615 0,688 Biến phù hợp
(Nguồn: Xử lý theo kết quả khảo sát) Như vậy, nhìn chung các thang đo đưa ra trong mô hình nghiên cứu bao gồm thang đó các biến độc lập và biến phụ thuộc đều có hệ số Cronbach’s Alpha khá cao (> 0,7). Tất cả các biến quan sát của thang đo này đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0,3 do đó chúng đều được sử dụng cho phân tích EFA tiếp theo.
4.3. Phân tích nhân tố khám phá EFA
Tiêu chuẩn Barlett và hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) dùng để đánh giá sự thích hợp của phân tích nhân tố khám phá EFA. Trong đó, EFA chỉ được xem là thích hợp khi hệ số KMO đảm bảo điều kiện: nằm trong khoảng [0,5;1]. Kiểm định Bartlett xem xét giả thuyết về độ tương quan giữa các biến quan sát trong tổng thể. Nếu kiểm định này có ý nghĩa thống kê (Sig ≤ 0,05) thì các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Theo Hair và cộng sự (1998), hệ số tải nhân tố (Factor Loading) là chỉ tiêu để đảm bảo mức ý nghĩa thiết thực của EFA. Nếu Factor loading ≥ 0,3 thì được xem là đạt mức tối thiểu; Factor loading ≥ 0,4 được xem là quan trọng;
Factor loading ≥ 0,5 được xem là có ý nghĩa thực tiễn.
luan van tot nghiep download luanvanfull moi nhat z z @gmail.com Luan van thac si
Theo đó, điều kiện để đảm bảo phân tích nhân tố khám phá EFA đảm bảo phù hợp trong nghiên cứu này thì cần được thực hiện trên cơ sở:
- Nếu biến quan sát nào có hệ số tải nhân tố ≤ 0,5 sẽ bị loại;
- Thang đo được chấp nhận khi tổng phương sai trích ≥ 50%;
- Điểm dừng khi trích các yếu tố có hệ số Eigenvalue phải có giá trị ≥ 1 (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008);
- Khác biệt hệ số tải nhân tố của một biến quan sát giữa các nhân tố ≥ 0,3 để đảm bảo giá trị phân biệt giữa các nhân tố (Nguyễn Đình Thọ, 2011).
4.3.1. Phân tích nhân tố khám phá EFA đối với các biến độc lập
Từ kết quả đánh giá độ tin cậy thang đo Cronbach’s Alpha cho thấy có 29 biến quan sát của 06 thành phần đo lường Đánh giá về chất lượng dịch vụ công tại Trung tâm Phục vụ hành chính công tỉnh Bình Định đủ yêu cầu về độ tin cậy. Vì vậy, 29 biến quan sát của các thang đo này được tiếp tục đánh giá bằng EFA (kết quả chi tiết phân tích nhân tố khám phá EFA được trình bày tại phụ lục).
Sử dụng phương pháp trích yếu tố Principal Component Analysis với phép xoay Varimax khi phân tích factor cho 29 biến quan sát đã cho kết quả kiểm định KMO và Bartlett các biến độc lập như sau:
Bảng 4.8. Kết quả kiểm định KMO và Bartlett các biến độc lập
Hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) 0,604
Kiểm định Bartlett của thang đo
Giá trị Chi bình phương 632,031
df 171
Sig – mức ý nghĩa quan sát 0,000 (Nguồn: Xử lý theo kết quả khảo sát) Với giả thiết H0 kiểm định KMO và Bartlett trong nghiên cứu này là giữa 29 biến quan sát trong tổng thể không có mối tương quan với nhau. Từ giá trị sig. = 0,000 < 0,005 của kiểm định KMO và Bartlett’s trong bảng 4.8 cho thấy đủ điều kiện để bác bỏ giả thuyết H0. Ngoài ra, hệ số KMO cao
luan van tot nghiep download luanvanfull moi nhat z z @gmail.com Luan van thac si
(0,604 > 0,5). Như vậy có thể thấy các biến quan sát trong tổng thể có mối tương quan với nhau và phân tích nhân tố EFA rất thích hợp.
Tại các mức giá trị Eigenvalues lớn hơn 1 với phương pháp rút trích principal components và phép quay varimax, phân tích nhân tố EFA đã trích được 06 nhân tố từ 29 biến quan sát và với phương sai trích là 69,607% >
50%,đạt yêu cầu.
Bảng 4.9. Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA
Biến quan sát 1 2 3 4 5 6
STC2 0,857
STC3 0,842
STC1 0,771
STC4 0,759
STC5 0,670
STC6 0,608
CSVC1 0,777
CSVC2 0,768
CSVC6 0,711
CSVC4 0,691
CSVC5 0,662
CSVC3 0,581
TĐPV6 0,788
TĐPV2 0,786
TĐPV1 0,767
TĐPV5 0,746
TĐPV4 0,745
TĐPV3 0,734
QTTT3 0,842
QTTT1 0,842
QTTT4 0,719
QTTT2 0,719
luan van tot nghiep download luanvanfull moi nhat z z @gmail.com Luan van thac si
NLPV4 0,828
NLPV2 0,824
NLPV3 0,767
NLPV1 0,767
SĐC2 0,869
SĐC3 0,868
SĐC1 0,792
Eigenvalue 9,111 3,558 2,839 1,949 1,567 1,162 Phương sai trích % 31,416 12,270 9,791 6,720 5,403 4,008 Phương sai tích lũy 31,416 43,686 53,477 60,197 65,600 69,607 (Nguồn: Xử lý theo kết quả khảo sát) Từ kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA ở bảng 4.9 thì có 6 nhân tố được trích lập với 29 biến quan sát là các biến độc lập trong mô hình hồi quy.
Bảng 4.10. Các biến độc lập của mô hình hồi quy
STT Tên biến Ký hiệu
1 Sự tin cậy STC
2 Thái độ phục vụ TĐPV
3 Năng lực phục vụ NLPV
4 Sự đồng cảm SĐC
5 Cơ sở vật chất CSVC
6 Quy trình thủ tục QTTT
(Nguồn: Xử lý theo kết quả khảo sát) Tất cả 6 nhân tố và 29 biến quan sát của chúng chính là 6 biến độc lập trong mô hình hồi quy đã được xây dựng (hình 2.4). Do đó, không cần hiệu chỉnh mô hình nghiên cứu ban đầu. Tương ứng với 6 biến động lập có 6 giả thuyết đã được đưa ra nhằm kiểm định tác động của các biến này lên biến phụ thuộc là Đánh giá về chất lượng dịch vụ hành chính công.
luan van tot nghiep download luanvanfull moi nhat z z @gmail.com Luan van thac si
4.3.2. Phân tích nhân tố khám phá EFA đối với biến phụ thuộc
Phân tích nhân tố khám phá cho 3 biến quan sát của biến phục thuộc Đánh giá chất lượng dịch vụ khi sử dụng phương pháp trích yếu tố Principal Component Analysis với phép xoay Varimax đã cho kết quả kiểm định KMO và Bartlett như sau:
Bảng 4.11. Kết quả kiểm định KMO và Bartlett biến phụ thuộc
Hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) 0,700
Kiểm định Bartlett của thang đo
Giá trị Chi bình phương 167,654
df 3
Sig – mức ý nghĩa quan sát 0,000 (Nguồn: Xử lý theo kết quả khảo sát) Với giá trị sig. = 0,000 < 0,005 của kiểm định KMO và Bartlett’s trong bảng 4.11 cho thấy đủ điều kiện để bác bỏ giả thuyết H0 (giả thuyết cho rằng giữa 3 biến quan sát của biến phụ thuộc Đánh giá chất lượng dịch vụ không có mối tương quan với nhau). Ngoài ra, hệ số KMO cao (đạt giá trị là 0,700 >
0,5). Kết quả này chỉ ra rằng 3 biến quan sát của biến phục thuộc Đánh giá chất lượng dịch vụ có mối tương quan với nhau và phân tích nhân tố EFA là thích hợp.
Tại các mức giá trị Eigenvalues lớn hơn 1 với phương pháp rút trích principal components và phép quay varimax, phân tích nhân tố EFA đã trích được 1 nhân tố từ 3 biến quan sát và với phương sai trích là 69,445% (lớn hơn 50%) đạt yêu cầu.
Bảng 4.12. Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA biến phụ thuộc Hệ số nhân tố tải
ĐGCL1 0,6641
ĐGCL2 0,720
ĐGCL3 0,699
Eigenvalue 2,083
Phương sai trích tích lũy (%) 69,445
(Nguồn: Xử lý theo kết quả khảo sát)
luan van tot nghiep download luanvanfull moi nhat z z @gmail.com Luan van thac si
Từ kết quả kiểm định Cronbach’s Alpha và phân tích EFA nêu trên cho thấy thang đo các yếu tố độc lập và biến phụ thuộc đều đạt yêu cầu về giá trị và độ tin cậy. Như vậy, các thang đo này đạt yêu cầu tương ứng với các khái niệm nghiên cứu và sẽ được đưa vào các phần nghiên cứu định lượng chính thức tiếp theo.
4.4. Phân tích tương quan
Bảng 4.13 sau đây sẽ phản ánh mối tương quan giữa biến phụ thuộc Đánh giá chất lượng dịch vụ (ĐGCL) với các biến độc lập: Sự tin cậy (STC);
Thái độ phục vụ (TĐPV); Năng lực phục vụ (NLPV); Sự đồng cảm (SĐC);
Cơ sở vật chất (CSVC); Quy trình thủ tục (QTTT) cũng như mối tương quan giữa các biến độc lập với nhau bằng sử dụng phân tích tương quan Pearson’s.
Bảng 4.13. Kết quả phân tích tương quan
STC TĐPV NLPV SĐC CSVC QTTT ĐGCL
STC
Pearson Correlation 1 0,026 0,379** -0,121 0,505** 0,466** 0,308**
Sig0, (2-tailed) 0,713 0,000 0,084 0,000 0,000 0,000
N 204 204 204 204 204 204 204
TĐPV
Pearson Correlation 0,026 1 0,046 -0,057 -0,001 -0,036 0,138* Sig0, (2-tailed) 0,713 0,517 0,418 0,988 0,612 0,048
N 204 204 204 204 204 204 204
NLPV
Pearson Correlation 0,379** 0,046 1 0,058 0,618** 0,634** 0,361**
Sig0, (2-tailed) 0,000 0,517 0,410 0,000 0,000 0,000
N 204 204 204 204 204 204 204
SĐC
Pearson Correlation -0,121 -0,057 0,058 1 0,035 0,055 0,129 Sig0, (2-tailed) 0,084 0,418 0,410 0,615 0,435 0,066
N 204 204 204 204 204 204 204
Pearson Correlation 0,505** -0,001 0,618** 0,035 1 0,584** 0,284**
luan van tot nghiep download luanvanfull moi nhat z z @gmail.com Luan van thac si
CSVC Sig0, (2-tailed) 0,000 0,988 0,000 0,615 0,000 0,000
N 204 204 204 204 204 204 204
QTTT
Pearson Correlation 0,466** -0,036 0,634** 0,055 0,584** 1 0,371**
Sig0, (2-tailed) 0,000 0,612 0,000 0,435 0,000 0,000
N 204 204 204 204 204 204 204
ĐGCL
Pearson Correlation 0,308** 0,138* 0,361** 0,129* 0,284** 0,371** 1 Sig0, (2-tailed) 0,000 0,048 0,000 0,046 0,000 0,000
N 204 204 204 204 204 204 204
(Nguồn: Xử lý theo kết quả khảo sát) Mối tương quan giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập
Theo giá trị hệ số Sig0 kiểm định mối tương quan giữa biến phụ thuộc Đánh giá chất lượng dịch vụ (ĐGCL) với tất cả 6 biến độc lập: Sự tin cậy (STC); Thái độ phục vụ (TĐPV); Năng lực phục vụ (NLPV); Sự đồng cảm (SĐC); Cơ sở vật chất (CSVC); Quy trình thủ tục (QTTT) đều nhỏ hơn 0,05 nên đủ điều kiện để bác bỏ giả thuyết không có mối tương quan giữa các biến độc lập này với biến phụ thuộc. Hay nói cách khác, có tồn tại mối quan hệ tương quan giữa các tất cả các biến độc lập này với biến phụ thuộc tại mức ý nghĩa 5%. Bên cạnh đó, dựa trên giá trị hệ số tương quan (Pearson Correlation)thì tất cả các biến độc lập có mối tương quan dương với biến phụ thuộc. Điều này có nghĩa là tồn tại mối quan hệ thuận chiều giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc, hay kết quả kiểm định tương quan đã phần nào ủng hộ đối với 6 giả thuyết nghiên cứu được đưa ra. Trong đó, hệ số tương quan của 2 biến độc lập với biến phục thuộc là: Quy trình thủ tục (0,371); Năng lực phục vụ (0,361) đạt giá trị ảnh hưởng lớn nhất, trong khi đó, 2 biến độc lập:
Thái độ phục vụ (0,138); Sự đồng cảm (0,129) đạt giá trị ảnh hưởng nhỏ nhất.
luan van tot nghiep download luanvanfull moi nhat z z @gmail.com Luan van thac si
Mối tương quan giữa các biến độc lập
Theo kết quả bảng 4.13, dựa trên kết quả giá trị của hệ số Sig0 kiểm định mối tương quan giữa các biến độc lập với nhau thì tồn tại nhiều mối tương quan giữa biến độc lập với nhau như: Sự tin cậy (STC) và Năng lực phục vụ (NLPV); Sự tin cậy (STC) và Cơ sở vật chất (CSVC); Sự tin cậy (STC) và Quy trình thủ tục (QTTT); Năng lực phục vụ (NLPV) và Cơ sở vật chất (CSVC); Năng lực phục vụ (NLPV) và Quy trình thủ tục (QTTT). Tuy nhiên, giá trị hệ số tương quan (Pearson Correlation) giữa các biến này đều nhỏ hơn 0,8 (lớn nhất chỉ đạt 0,634) nên tương quan này là tương quan không chặt, do đó, khó có thể có hiện tượng đa cộng tuyến nếu đưa các biến này vào cùng một mô hình hồi quy.
4.5. Phân tích hồi quy đa biến
Để kiểm định sự phù hợp của các biến độc lập như: Sự tin cậy (STC);
Thái độ phục vụ (TĐPV); Năng lực phục vụ (NLPV); Sự đồng cảm (SĐC);
Cơ sở vật chất (CSVC); Quy trình thủ tục (QTTT) với biến phụ thuộc Đánh giá chất lượng dịch vụ (ĐGCL), tác giả sử dụng hàm hồi quy tuyến tính với phương pháp đưa vào một lượt (Enter). Theo đó, các biến độc lập STC, TĐPV, NLPV, SĐC, CSVC, QTTT là biến độc lập và ĐGCL là biến phụ thuộc sẽ được đưa vào chạy hồi quy cùng một lúc.
4.5.1. Kiểm định sự phù hợp của mô hình
Bảng 4.14. Mức độ giải thích của mô hình Mô hình R R2 R2 hiệu
chỉnh
Sai số ước lượng
Hệ số Durbin- Watson
1 0,668a 0,419 0,495 0,734 1,418
a. Biến độc lập: (Hằng số), SCT, TĐPV, NLPV, SĐC, CSVC, QTTT b. Biến phụ thuộc: ĐGCL
(Nguồn: Tác giả xử lý theo kết quả khảo sát) Từ kết quả bảng 4.14 cho thấy, R2 hiệu chỉnh bằng 0,495. Điều này có nghĩa là các biến độc lập trong mô hình: Sự tin cậy (STC); Thái độ phục vụ (TĐPV); Năng lực phục vụ (NLPV); Sự đồng cảm (SĐC); Cơ sở vật chất
luan van tot nghiep download luanvanfull moi nhat z z @gmail.com Luan van thac si
(CSVC); Quy trình thủ tục (QTTT) có mức độ giải thích 49,5% sự biến thiên của biến phụ thuộc Đánh giá chất lượng dịch vụ (ĐGCL). Phần còn lại phụ thuộc vào các biến độc lập khác không đưa vào mô hình.
Bảng 4.15. Mức độ phù hợp của mô hình: Phân tích phương sai ANOVA
Mô hình Tổng
bình phương
Bậc tự do (df)
Trung bình
bình phương F Sig.
1
Hồi quy 29,648 6 4,941 9,183 0,000b
Phần dư 106,001 197 0,538
Tổng 135,649 203
a. Biến phụ thuộc: ĐGCL
b. Biến độc lập: (Hằng số), SCT, TĐPV, NLPV, SĐC, CSVC, QTTT
(Nguồn: Tác giả xử lý theo kết quả khảo sát) Trong bảng phân tích phương sai (Bảng 4.15), cho thấy giá trị kiểm định F có mức ý nghĩa với Sig. = 0,000 (< 0,05). Điều này có nghĩa là mô hình hồi quy tuyến tính đưa ra là phù hợp với dữ liệu thực tế thu thập được và các biến đưa vào đều có ý nghĩa trong thống kê với mức ý nghĩa 5%.
4.5.2. Kiểm định đa cộng tuyến
Hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation factor – VIF) đạt giá trị lớn nhất là 1,982 < 10 nên có thể kết luận các biến độc lập đưa vào mô hình không có quan hệ chặt chẽ với nhau nên không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra. Theo đó, mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đáng kể đến kết quả giải thích của mô hình hồi quy (xem bảng 4.16).
4.5.3. Kiểm định độc lập giữa các phần dư
Quan sát đồ thị phân tán của phần dư (Hình 4.5) ta thấy có sự phân tán đều.
Như vậy, giả định phương sai không đổi của mô hình hồi quy không bị vi phạm.
Ngoài ra, kiểm định Durbin – Watson (d) (bảng 4.14) cho thấy giá trị d = 1,418 nằm trong khoảng (1;3) nên ta có thể kết luận các phần dư là độc lập với nhau hay không có tương quan giữa các phần dư.
luan van tot nghiep download luanvanfull moi nhat z z @gmail.com Luan van thac si
Hình 4.5. Đồ thị phân tán
(Nguồn: Tác giả xử lý theo kết quả khảo sát) Qua các kết quả kiểm định trên cho thấy các giả định của hàm hồi quy tuyến tính không bị vi phạm và mô hình hồi quy đã xây dựng là phù hợp với tổng thể.
4.5.4. Kết quả hồi quy
Bảng 4.16. Kết quả mô hình hồi quy đa biến
Mô hình
Hệ số chưa chuẩn hóa
Hệ số
chuẩn hóa t Sig.
Thống kê đa cộng tuyến
B Sai số
chuẩn Beta Dung
sai VIF
(Hằng số) 1,137 0,442 2,572 0,011
STC 0,178 0,075 0,182 2,385 0,018 0,678 1,475
TĐPV 0,166 0,075 0,140 2,211 0,028 0,986 1,014
NLPV 0,181 0,090 0,178 1,998 0,047 0,501 1,996
SĐC 0,145 0,067 0,140 2,175 0,031 0,962 1,039
CSVC -0,040 0,105 -0,034 -0,383 0,702 0,504 1,982
QTTT 0,201 0,093 0,190 2,147 0,033 0,506 1,976
a. Biến phụ thuộc: ĐGCL
(Nguồn: Xử lý theo kết quả khảo sát)
luan van tot nghiep download luanvanfull moi nhat z z @gmail.com Luan van thac si
Về tác động của các biến độc lập trong mô hình, tại cột mức ý nghĩa Sig.
cho thấy có 5/6 biến độc lập đưa vào mô hình là: Sự tin cậy (STC); Thái độ phục vụ (TĐPV); Năng lực phục vụ (NLPV); Sự đồng cảm (SĐC); Quy trình thủ tục (QTTT) có hệ số hồi quy β lớn hơn 0, có Sig. < 0,05 nên các yếu tố này tương quan ý nghĩa với biến phụ thuộc Đánh giá chất lượng dịch vụ (ĐGCL) với độ tin cậy 95%. Chỉ duy nhất 1 biến độc lập Cơ sở vật chất (CSVC) có giá trị Sig. = 0,702 lớn hơn rất nhiều so với mức ý nghĩa 0,05 nên đủ điều kiện để bác bỏ giả thuyết H0 là biến này có tác động lên biến phụ thuộc Đánh giá chất lượng dịch vụ (ĐGCL), hay nói cách khác, không đủ cơ sở cho thấy yếu tố Cơ sở vật chất có tác động lên chất lượng dịch vụ hành chính công tại Trung tâm Phục vụ hành chính công tỉnh Bình Định.
Từ kết quả mô hình hồi quy, phương trình hồi quy chưa chuẩn hóa như sau:
ĐGCL = 1,137 + 0,178*STC + 0,166*TĐPV + 0,181*NLPV + 0,145*SĐC + 0,201*QTTT
Phương trình hồi quy chuẩn hóa như sau:
ĐGCL = 0,182*STC + 0,140*TĐPV + 0,178*NLPV + 0,140*SĐC + 0,190*QTTT
4.6. Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Từ kết quả kiểm định mức ý nghĩa Sig. cho thấy có 5/6 biến độc lập trong mô hình là Sự tin cậy (STC); Thái độ phục vụ (TĐPV); Năng lực phục vụ (NLPV); Sự đồng cảm (SĐC); Quy trình thủ tục (QTTT) có ý nghĩa tác động lên biến phụ thuộc Đánh giá chất lượng dịch vụ (ĐGCL) với độ tin cậy 95%. Cụ thể xu hướng và mức độ tác động của từng biến độc lập được xác định như sau:
- Giá trị hệ số hồi quy β của biến Sự tin cậy (STC) là: 0,182 > 0 nên có thể kết luận biến độc lập Sự tin cậy (STC) có tác động thuận chiều lên biến
luan van tot nghiep download luanvanfull moi nhat z z @gmail.com Luan van thac si