4.4.1. Phân tích nhân tố khám phá các biến độc lập (các thành phần công bằng trong tổ chức)
Kết quả EFA lần 1 bằng phương pháp trích Principal Component và phép xoay Varimax cho thấy:
- Chỉ số KMO = 0,921 với giá trị sig = 0,000, chứng tỏ dữ liệu nghiên cứu phù hợp để phân tích EFA.
- 23 biến quan sát được rút trích vào 04 nhân tố tại Eigenvalue = 1,113 và phương sai trích đạt 65,64% (phụ lục 3.2). Tuy nhiên, 02 biến PPIR3R, PPIR4R có trọng số tải nhân tố <0,5; 02 biến TTCR1R, TTNR2R có chênh lệch trọng số tải nhân tố (Factor
Loading) <0,3.
Sau khi loại các biến PPIR3R, PPIR4R, TTCR1R, TTNR2R, kết quả EFA lần 2 cho thấy:
- Chỉ số KMO = 0,926 với giá trị sig = 0,000, chứng tỏ dữ liệu nghiên cứu phù hợp để phân tích EFA.
- 19 biến quan sát còn lại được rút trích vào 03 nhân tố tại Eigenvalue =
1,362 và phương sai trích đạt 64,011% (phụ lục 3.3); đồng thời, tất cả biến quan sát được rút trích vào các nhân tố đều có trọng số tải nhân tố (Factor Loading) đạt tiêu chuẩn ≥ 0,5 và chênh lệch trọng số tải nhân tố (Factor Loading) > 0,3 (bảng 4.3).
Tuy nhiên, nếu như các biến quan sát của 2 thành phần: công bằng trong phân phối và công bằng về thủ tục được trích vào nhân tố 2 và 3 là giữ nguyên gốc, thì các biến quan sát còn lại của 2 thành phần: công bằng ứng xử và công bằng thông tin hợp nhất vào một nhân tố (nhân tố 1). Tác giả, đặt tên cho thành phần hợp nhất này là công bằng tương tác như cách gọi của Kamram Iqbal (2013).
46
Bảng 4.3: Kết quả EFA các thành phần của sự công bằng trong tổ chức
TT Biến quan sát Các nhân tố
1 2 3 1 PPIR1 0,116 0,190 0,804 2 PPIR2 0,126 0,797 3 PPIR5 0,182 0,227 0,637 4 PPIR6 0,595 5 PPIR7 0,164 0,199 0,526 6 TTCR2 0,159 0,685 0,280 7 TTCR3 0,343 0,694 0,195 8 TTCR4 0,325 0,806 9 TTCR5 0,312 0,811 0,105 10 TTCR6 0,279 0,713 0,282 11 UXUR1 0,774 0,237 0,167 12 UXUR2 0,793 0,202 0,174 13 UXUR3 0,797 0,156 0,216 14 UXUR4 0,769 0,328 15 UXUR5 0,841 0,224 0,144 16 UXUR6 0,690 0,300 0,161 17 TTNR1 0,637 0,226 0,261 18 TTNR3 0,721 0,316 0,166 19 TTNR4 0,688 0,211 0,178 Eigenvalues 9,065 1,735 1,362 Phương sai trích 30,541 49,754 64,011 Cronbach’s Alpha 0,747 0,879 0,932
47
4.4.2. Phân tích nhân tố khám phá biến phụthuộc (sự hài lòngcủa nhân
viên)
Kết quả EFA lần 1 bằng phương pháp trích Principal Component và phép xoay Varimax cho thấy:
- Chỉ số KMO = 0,822 với giá trị sig = 0,000, chứng tỏ dữ liệu nghiên cứu phù hợp để phân tích EFA.
- 05 biến quan sát được rút trích vào cùng 01 nhân tố tại Eigenvalue = 2,961
và phương sai trích đạt 59,226 % (phụ lục 3.4), đồng thời tất cả biến quan sát đều có trọng số tải nhân tố (Factor Loading) đạt tiêu chuẩn ≥ 0,5 (bảng 4.4). Vì thế kết quả EFA là phù hợp cho bước phân tích hồi quy tiếp theo.
Bảng 4.4: Kết quả EFA các biến phụthuộc Biến quan sát Các nhân tố
1 HLGR1 0.736 HLGR2 0,730 HLGR3 0,738 HLGR4 0,846 HLGR5 0,791
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu nghiên cứu của tác giả)
Như vậy, với kết quả EFA, mô hình nghiên cứu lý thuyết và các giả thuyết được hiệu chỉnh như sau:
Hình 4.1: Mô hình nghiên cứu hiệu chỉnh sau khi EFA
Công bằng tương tác
Sự hài lòng đối với công
việc của
nhân viên Công bằng phân phối
Công bằng thủ tục
H1+ H2+ H3+
48
Các giả thuyết nghiên cứu:
- HR1R: Sự công bằng trong phân phối càng cao thì sự hài lòng với công việc của nhân viên càng cao;
- HR2R: Sự công bằng trong thủ tục càng cao thì sự hài lòng với công việc của nhân viên càng cao;
- HR3R: Sự công bằng tương tác càng cao thì sự hài lòng với công việc của
nhân viên càng cao.
4.5. Phân tích hồi quy tuyến tính
4.5.1. Kiểm tra ma trận tương quan
Bảng 4.5: Ma trận hệ số tương quan Pearson
Công bằng phân phối (PPI) Công bằng thủ tục (TTC) Công bằng tương tác (TTA) Hài lòng công việc (HLG) Công bằng phân phối (PPI) Pearson Correlation 1 0,566 0,562 0,701 Sig. (2-tailed) 0,000 0,000 0,000 Công bằng thủ tục (TTC) Pearson Correlation 1 0,646 0,631 Sig. (2-tailed) 0,000 0,000 Công bằng tương tác (TTA Pearson Correlation 1 0,750 Sig. (2-tailed) 0,000 Hài lòng công việc (HLG) Pearson Correlation 1 Sig. (2-tailed) 0,000
49
Kết quả kiểm tra hệ tương quan giữa các biến độc lập với nhau và giữa chúng với biến phụ thuộc (bảng 4.5) cho thấy, tất cả các biến độc lập trong ma trận có hệ số Pearson dao động từ 0,562 đến 0,646 và đều có sig < 0,05 cho thấy các biến độc lập có mối quan hệ chặt chẽ với nhau. Đồng thời, hệ số tương quan các biến độc lập và biến phụ thuộc đều không quá cao (cao nhất là 0,750 < 0,85) nên ít có khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Điều này chứng tỏ các biến độc lập đạt giá trị phân biệt có nhiều khả năng giải thích cho biến phụ thuộc. Vì thế, tác giả dự đoán mô hình hồi qui bội có dạng như sau:
HLG = βR0R+ βR1R*PPI + βR2R*TTC + βR3R*TTA + є.
4.5.2. Kiểm định mô hình hồi qui và các giả thuyết nghiên cứu
Kết quả tóm tắt mô hình hồi qui được thể hiện trên bảng 4.6 cho thấy, mô hình 3 gồm các biến độc lập là: Công bằng phân phối (PPI); Công bằng thủ tục (TTC) và Công bằng tương tác (TTA) có RP
2
Phiệu chỉnh cao nhất (= 0,680) và độ lệch chuẩn của sai số ước lượng thấp nhất (=0,45906). Vì thế, mô hình 3 được lựa chọn.
Bảng 4.6: Tóm tắt mô hình hồi qui
Mô hình R R P 2 RP 2 P
điều chỉnh Độ lệch chuẩn của sai số ước lượng
Durbin- Watson 1 0,750P a 0,562 0,560 0,53799 2 0,823P b 0,677 0,674 0,46360 3 0,827P c 0,684 0,680 0,45906 1,989
a. Predictors: (Constant), TTA b. Predictors: (Constant), TTA, PPI c. Predictors: (Constant), TTA, PPI, TTC d. Dependent Variable: HLG
50
Kết quả kiểm định độ phù hợp của mô hình bằng ANOVA (bảng 4.7) cho thấy: mô hình 3 có giá trị kiểm định F = 151,86 có ý nghĩa thống kê (Sig = 0,000 <
0,05). Nghĩa là, giả thuyết HR0R: tập hợp các biến độc lập không có mối liên hệ với biến phụ thuộc bị bác bỏ. Vì thế, mô hình 3 được lựa chọn trên đây phù hợp dữ liệu.
Bảng 4.7: Kiểm định độ phù hợp của mô hình bằng ANOVA
Mô hình Tổng các bình phương Bậctự do (df) Bình phương trung bình Kiểm định F Mức ý nghĩa (Sig.) 1 Hệ số hồi quy 78,876 1 78,876 272,524 0,000P a Phần dư 61,359 212 0,289 Tổng cộng 140,235 213 2 Hệ số hồi quy 94,886 2 47,443 220,745 0,000P b Phần dư 45,349 211 0,215 Tổng cộng 140,235 213 3 Hệ số hồi quy 95,980 3 31,993 151,816 0,000P c Phần dư 44,255 210 0,211 Tổng cộng 140,235 213 a. Predictors: (Constant), TTA
b. Predictors: (Constant), TTA, PPI c. Predictors: (Constant), TTA, PPI, TTC d. Dependent Variable: HLG
51
Kết quả xác định hệ số hồi qui của các biến độc lập được thể hiện trên bảng 4.8 cho thấy, sự giải thích của các biến độc lập (nhân tố) đều có ý nghĩa thống kê
(<0,05).
Bảng 4.8: Hệ số phương trình hồi quy
Mô hình
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy
chuẩn hóa Giá trị kiểm định t Mức ý nghĩa Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận Hệ số phóng đại (Constant) 0,272 0,231 1,174 0,242 TTA 0,441 0,051 0,426 8,648 0,000 0,526 1,900 PPI 0,413 0,055 0,372 7,523 0,000 0,614 1,629 TTC 0,122 0,053 0,122 2,278 0,024 0,523 1,912
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu nghiên cứu của tác giả)
Vì thế, dựa vào kết quả này cho phép kết luận:
Thứ nhất, các giả thuyết: HR1R, HR2R, HR3R được đề xuất trong mô hình lý thuyết hiệu chỉnh sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA (hình 4.1) đều được chấp nhận; đồng thời từ mô hình hồi qui bội dự đoán:
HLG = βR0R+ βR1R*PPI + βR2R*TTC + βR3R*TTA + є.
Từ kết quả nghiên cứu tính toán được mô hình hồi quy chưa chuẩn hoá là:
HLG = 0,413 PPI + 0,122 TTC + 0,441 TTA
Sau khi chuẩn hoá, xác định được mô hình về ảnh hưởng của công bằng trong tổ chức đến sự hài lòng đối với công việc của nhân viên tại Trường Đại học
Tài chính – Marketing như sau:
52
Trong đó:
PPI: công bằng phân phối
TTC: công bằng thủ tục
TTA: công bằng tương tác
HLG: hài lòng đối với công việc của nhân viên
Thứ hai, mức độ ảnh hưởng (quan trọng) của các thành phần công bằng trong
tổ chức đến biến sự hài lòng đối với công việc của nhân viên được xếp theo thứ tự từ cao xuống thấp là: Công bằng tương tác (Beta = 0.426); Công bằng phân phối (Beta = 0.372); Công bằng thủ tục (Beta = 0.122). Nghĩa là:
- Khi Công bằng thủ tục tăng một đơn vị thì Mức độ hài lòng đối với công việc của nhân viên tăng lên 0,122 đơn vị;
- Công bằng phân phối tăng một đơn vị thì Mức độ hài lòng đối với công việc của nhân viên tăng lên tăng 0,372 đơn vị;
- Công bằng tương tác tăng một đơn vị thì Mức độ hài lòng đối với công việc của nhân viên tăng 0,426 đơn vị.
4.5.3. Dò tìm các vi phạm giả định hồi quy
• Giả định không có tương quan giữa các phần dư
Kết quả phân tích hồi quy (bảng 4.6) cho thấy hệ số Durbin-Watson = 1,989
(xấp xỉ =2), vì thế cho phép kết luận không có tương quan giữa các phần dư. Nghĩa là, giả định này không vi phạm.
• Giả định về phân phối chuẩn của phần dư
Quan sát biểu đồ tần số phần dư chuẩn hóa Histogram cho thấy, giá trị trung bình của các quan sát Mean = 0 và độ lệch chuẩn Std. Dev = 0,993 (xấp xỉ =1). Vì thế, cho phép kết luận giả định phần dư có phân phối chuẩn không bị vi phạm.
53
Hình 4.2: Biểu đồ tần số phần dư chuẩn hóa Histogram
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu nghiên cứu)
• Giả định không có mối tương quan giữa các biến độc lập (đa cộng
tuyến)
Kết quả hồi quy cho thấy giá trị chấp nhận (Tolerance) của các biến độc lập đều lớn hơn 0,5 (nhỏ nhất là 0,523); độ phóng đại phương sai (VIF) đều nhỏ hơn 2 (lớn nhất là 1,912). Vì thế, cho phép khẳng định không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
• Giả định liên hệ tuyến tính
Hình 4.3, đồ thị phân tán phần dư chuẩn hóa cho thấy các phần dư được phân tán ngẫu nhiên xung quanh đường thẳng đi qua tung độ 0, mà không tuân theo một qui luật (hình dạng) nào. Vì thế, cho phép kết luận giả định liên hệ tuyến tính không
54
Hình 4.3: Đồ thị phân tángiữa cácphần dư và giá trị dự đoán đã chuẩn hóa
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
• Giả định phương sai của sai số không đổi
Kết quả kiểm định tương quan hạng Spearman’s Rho cho thấy hệ số tương
quan giữa trị tuyệt đối của phần dư với các biến đều không có ý nghĩa thống kê (sig <0,05). Chứng tỏ không thể bác bỏ giả thuyết HR0R: Hệ số tương quan hạng của tổng thể bằng 0. Vì thế, cho phép kết luận giả định phương sai của sai số không đổi không bị vi phạm
Tóm lại, các kết quả kiểm định trên cho thấy, các giả định trong mô hình hồi
qui tuyến tính không bị vi phạm. Vì thế, cho phép khẳng định mô hình hồi qui và các giả thuyết: H1, H2, H3 đã được kiểm định trong nghiên cứu này được chấp nhận
55
Bảng 4.9: Kết quả kiểm định tương quan hạng Spearman’s Rho
Trong đó: Pearson Correlation: hệ số tương quan Pearson; Sig. (2-tailed): mức ý nghĩa ở cả hai đuôi; **. tương quan có ý nghĩa ở mức 0,01 (ở cả 2 đuôi).
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu nghiên cứu)
Kết quả kiểm định tương quan hạng Spearman’s Rho cho thấy hệ số tương quan giữa trị tuyệt đối của phần dư với các biến đều không có ý nghĩa thống kê (sig <0,05). Chứng tỏ không thể bác bỏ giả thuyết HR0R: Hệ số tương quan hạng của tổng thể bằng 0. Vì thế, cho phép kết luận giả định phương sai của sai số không đổi không bị vi phạm
Tóm lại, các kết quả kiểm định trên cho thấy, các giả định trong mô hình hồi
qui tuyến tính không bị vi phạm. Vì thế, cho phép khẳng định mô hình hồi qui và các giả thuyết: HR1R, HR2R, HR3R đã được kiểm định trong nghiên cứu này được chấp nhận.
Spearman's rho PPI TTC TTA HLG ABScuare
PPI Correlation Coefficient 1.000 .561 .577 .660 -.045
Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .514
TTC Correlation Coefficient 1.000 .665 .625 -.124
Sig. (2-tailed) .000 .000 .070
TTA Correlation Coefficient 1.000 .741 -.114
Sig. (2-tailed) .000 .096
HLG Correlation Coefficient 1.000 -.083
Sig. (2-tailed) .226
ABScuare Correlation Coefficient 1.000
56
4.6. Đo lường giá trị thực trạng các thành phần công bằng trong tổ chức tại Trường Đại học Tài chính – Marketing. tại Trường Đại học Tài chính – Marketing.
Bảng 4.10: Giá trị thực trạng (giá trị trung bình) của các thành phần công bằng trong tổ chức
Biến quan sát Giá trị
trung bình Sai số độ lệch chuẩn Mode Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất PPI 4,865 0,732 PPI1 4,88 1,007 5 1 7 PPI2 4,91 0,984 5 1 7 PPI5 4,70 0.870 5 1 7 PPI6 4,69 0,896 5 2 7 PPI7 4,90 0,887 5 3 7 TTC 4,813 0,814 TTC2 4,98 1,028 5 2 7 TTC3 4,91 0,967 5 2 7 TTC4 4,80 0,945 5 1 7 TTC5 4,62 1,076 5 1 7 TTC6 4,65 0,930 5 2 7 TTA 4,947 0,849 UXU1 4,81 1,062 5 1 7 UXU2 5,10 1,023 5 1 7 UXU3 5,02 1,072 5 1 7 UXU4 4,88 1,088 5 1 7 UXU5 4,86 1,057 5 1 7 UXU6 5,01 1,028 5 1 7 TTN1 4,75 1,010 5 1 7 TTN3 4,79 1,048 5 1 7 TTN4 5,03 0,916 5 2 7
Trong đó: Mod: Giá trị nhận được nhiều sự lựa chọn nhất. (Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu nghiên cứu)
57
Nghiên cứu này thực hiện phương pháp lấy mẫu xác suất, vì thế về nguyên tắc thống kê cho phép xấp xỉ các tham số của tổng thể nghiên cứu với các tham số của mẫu nghiên cứu. Trong nghiên cứu này, tác giả xấp xỉ giá trị trung bình (giá trị thực trạng) các thành phần công bằng trong tổ chức của tổng thể nghiên cứu với giá trị trung bình các thành phần này của mẫu nghiên cứu (bảng 4.10).
Kết quả thống kê trên bảng 4.10 cho thấy ở thời điểm hiện tại sự công bằng trong trong tổ chức được đánh giá không cao và không có có sự khác biệt nhau đáng kể (giá trị trung bình của các thành phần: công bằng phân phối; công bằng thủ tục; công bằng tương tác lần lượt là: 4,865; 4,813; 4,947). Nghĩa là, chưa có sự tương thích giữa giá trị thực trạng và mức độ ảnh hưởng (mức độ quan trọng) của các thành phần công bằng trong tổ chứcđến sự hài lòng của của cán bộ, công nhân viên chức. Đó là, khác với giá trị thực trạng, mức độ ảnh hưởng (mức độ quan trọng) của
các thành phần công bằng trong tổ chức đến sự hài lòng của cán bộ, công nhân viên chức có sự phân định thứ bậc rõ rệt theo thứ tự từ cao xuống thấp là: Công bằng tương tác (beta = 0,426); Công bằng phân phân phối (beta = 0,372); công bằng thủ tục (beta = 0,122)(bảng 4.11).
Bảng 4.11: Kết quả so sánh mức độ quan trọng của các các thành phần công bằng trong tổ chức và giá trị thực trạng của chúng
Yếu tố hiệuKý đo lườngSố biến quMức độ an trọng
(beta) Giá trị thực trạng Độ lệch chuẩn giá trị thực trạng Công bằng phân phối PPI 5 0,372 4,865 0,732
Công bằng thủ tục TTC 5 0,122 4,813 0,814
Công bằng tương tác TTA 9 0,426 4,946 0,849
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
4.7. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Kết quả nghiên cứu trên đây cho thấy ở thời điểm hiện tại, 03 thành phần của công bằng trong tổ chức ảnh hưởng đến sự hài lòng đối với công việc của nhân viên tại Trường Đại học Tài chính – Marketing được xếp theo thứ tự mức độ quan trọng từ cao xuống thấp là: Công bằng tương tác (Beta = 0,426); Công bằng phân phối
58
(Beta = 0,372); Công bằng thủ tục (Beta = 0,122); đồng thời sự công bằng trong trong tổ chức được đánh giá không cao và chưa có sự tương thích với mức độ ảnh hưởng (mức độ quan trọng) của các thành phần công bằng trong tổ chức đến sự hài lòng của của cán bộ, công nhân viên chức. Nghĩa là, so với mô hình lý thuyết đề xuất ban đầu thì 02 thành phần: công bằng ứng xử và công bằng thông tin hợp nhất