Ta dị tìm các vi phạm giả định cần thiết trong mơ hình hồi quy tuyến tính bội sau: 1. Kiểm định tự tƣơng quan bằng đại lƣợng thống kê Durbin – Watson (d). Durbin - Watson D (nằm trong khoảng 1÷3) thì các phần dƣ khơng cĩ tƣơng quan chuỗi bậc nhất với nhau (Hồng Trọng - Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005).
2. Dị tìm hiện tƣợng đa cộng tuyến bằng hệ số phĩng đại phƣơng sai (Variance inflation factor - VIF). VIF < 10 là ta cĩ thể bác bỏ giả thuyết mơ hình bị đa cộng tuyến (Hồng Trọng - Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005)
3. Để dị tìm giả định phân phối chuẩn của phần dƣ ta sẽ dùng cơng cụ là biểu đồ Histogram. Phần dƣ cĩ phân phối chuẩn với giá trị trung bình xấp xỉ bằng 0 và phƣơng sai xấp xỉ bằng 1.
4. Giả định phƣơng sai của sai số khơng đổi đƣợc kiểm định bằng đồ thị phần dƣ. Các phần dƣ phân tán một cách ngẫu nhiên quanh trục 0 (tức quanh giá trị trung bình của phần dƣ) trong một phạm vi khơng đổi chứng tỏ rằng giả định phƣơng sai phƣơng sai của sai số khơng đổi khơng bị vi phạm (Hồng Trọng – Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
62
Bảng 4.23: Kết quả phân tích hồi quy Model Summaryb Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 .687a .473 .450 .517 1.869 ANOVAb
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 38.374 7 5.482 20.486 .000a
Residual 42.815 160 .268 Total 81.190 167
a. Predictors: (Constant), danhgiabanthannhanvien, phucloi, dongnghiep, luongthuong, daotaophattien, yeutocongviec, captren
b. Dependent Variable: suhailong
Coefficientsa Model Unstandardize d Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std.
Error Beta Tolerance VIF 1 (Constant) 1.106 .357 3.095 .002 luongthuong .134 .043 .200 3.118 .002 .799 1.252 daotaophattien .117 .058 .149 2.019 .045 .609 1.642 captren .065 .057 .098 1.139 .256 .448 2.234 dongnghiep .021 .040 .033 .524 .601 .855 1.169 yeutocongviec .033 .051 .053 .653 .514 .494 2.023 phucloi .025 .075 .019 .333 .740 .967 1.034 danhgiabantha nnhanvien .295 .056 .385 5.236 .000 .609 1.643 a. Dependent Variable: suhailong
63
Hình 4.6: Biểu đồ phân phối chuẩn của phần dƣ
64
Ta thấy hệ số Durbin – Watson D = 1.869 (gần bằng 2) nên các phần dƣ khơng cĩ tƣơng quan chuỗi bậc nhất với nhau.
Theo kết quả bảng 4.23 tất cả các hệ số phĩng đại phƣơng sai VIF đều < 3, vậy mơ hình khơng cĩ hiện tƣợng đa cộng tuyến.
Hình 4.6 cho ta thấy phần dƣ cĩ phân phối chuẩn với giá trị trung bình xấp xỉ bằng 0 và phƣơng sai xấp xỉ bằng 1 (0.979). Do đĩ, cĩ thể kết luận rằng giả định về phân phối chuẩn khơng vi phạm.
Hình 4.7 cho ta thấy các các giá trị phần dƣ phân tán một cách ngẫu nhiên quanh trục 0 chứng tỏ rằng giả định phƣơng sai của sai số khơng đổi khơng vi phạm.
Từ những kết quả trên, ta cĩ thể thấy rằng việc kiểm định các giả định cho mơ hình hồi quy đều thỏa yêu cầu. Do vậy, các kết quả phân tích hồi quy trên là đáng tin cậy.
Giải thích kết quả:
Theo kết quả phân tích hồi quy giá trị R2 = 0 .473; giá trị R2 cho biết rằng các biến độc lập trong mơ hình cĩ thể giải thích đƣợc 47.3% sự thay đổi của biến phụ thuộc. Đồng thời, R2
hiệu chỉnh là 0.450 cũng cho thấy mức độ phù hợp của mơ hình này là tƣơng đối (45%).
Để kiểm định độ phù hợp của mơ hình hồi quy tổng thể ta xem xét đến giá trị F, giá trị F = 20.486, giá trị sig = 0.000, bƣớc đầu cho thấy mơ hình hồi quy tuyến tính phù hợp với tập dữ liệu và cĩ thể sử dụng đƣợc.
Dựa vào bảng kết quả phân tích hồi quy ở bảng 4.23 ta thấy:
Mức ý nghĩa quan sát đƣợc đối với hệ số độ dốc của nhân tố lƣơng/thƣởng = 0.002 < 0.05, mức ý nghĩa quan sát đƣợc đối với hệ số độ dốc của nhân tố đào tạo thăng tiến = 0.045 < 0.05, mức ý nghĩa quan sát đƣợc đối với hệ số độ dốc của nhân tố đánh giá của bản thân nhân viên = 0.00 < 0.05 chứng tỏ rằng giả thuyết về ý nghĩa của hệ số hồi quy H0: βi = 0 cĩ thể bị bác bỏ với độ tin cậy 95%. Điều đĩ cĩ nghĩa là nhân tố lƣơng/thƣởng, đào tạo và thăng tiến, đánh giá bản thân nhân viên cĩ mối liên hệ tuyến tính với sự thỏa mãn cơng việc.
65
Bốn nhân tố cịn lại là cấp trên, đồng nghiệp, yếu tố cơng việc, phúc lợi cơng ty khơng cĩ mối liên hệ tuyến tính với sự thỏa mãn cơng việc vì mức ý nghĩa quan sát đƣợc đối với hệ số độ dốc của cả bốn nhân tố > 0.05, khơng thể bác bỏ giả thuyết H0
ở mức ý nghĩa 5%).
Theo kết quả phân tích hồi quy ở bảng 4.23 ta xác định đƣợc mơ hình hồi quy:
Sự thõa mãn cơng việc = 1.106 + 0.134 x Chính sách lƣơng/thƣởng + 0.117 x Chƣơng trình đào tạo và thăng tiến + 0.295 x Đánh giá của bản thân nhân viên
Hệ số Beta chuẩn hĩa tại bảng 4.23 cho ta biết mức độ ảnh hƣởng giữa 03 biến độc lập và biến phụ thuộc, cụ thể:
1. Hệ số β1 = 0.200 cho biết khi chính sách lƣơng/thƣởng tăng lên 1 đơn vị độ lệch chuẩn, trong điều kiện chƣơng trình đào tạo và thăng tiến và đánh giá của bản thân nhân viên khơng đổi, thì sự thỏa mãn cơng việc tăng lên trung bình 0.200 đơn vị độ lệch chuẩn.
2. Hệ số β2 = 0.149 cho biết khi các chƣơng trình đào tạo và thăng tiến tăng lên 1 đơn vị độ lệch chuẩn, trong điều kiện chính sách lƣơng/thƣởng và đánh giá của bản thân nhân viên khơng đổi, thì sự thỏa mãn cơng việc tăng lên trung bình 0.149 đơn vị độ lệch chuẩn.
3. Hệ số β3 = 0.385 cho biết khi đánh giá về bản thân nhân viên tăng lên 1 đơn vị độ lệch chuẩn, trong điều kiện chính sách lƣơng/thƣởng và chƣơng trình đào tạo, thăng tiến khơng đổi, thì sự thỏa mãn cơng việc tăng lên trung bình 0.385 đơn vị độ lệch chuẩn.
Tầm quan trọng của các thành phần phụ thuộc vào giá trị tuyệt đối của hệ số hồi quy đã chuẩn hĩa. Thành phần nào cĩ giá trị tuyệt đối càng lớn thì ảnh hƣởng đến mức độ thỏa mãn càng nhiều. Cĩ thể nhận thấy sự thõa mãn cơng việc của nhân viên chịu ảnh hƣởng nhiều nhất từ thành phần đánh giá của bản thân nhân viên (Beta = 0.385); thứ hai là thành phần chính sách lƣơng/thƣởng (Beta = 0.200); thấp nhất là thành phần các chƣơng trình đào tạo và thăng tiến (Beta = 0.149).
66
4.5.3. Kiểm định các giả thuyết
Kết quả phân tích hồi quy ở bảng 4.23 cho thấy, ở mức ý nghĩa 5%, các giả thuyết H1, H2 và H7 đƣợc chấp nhận vì khi tăng những yếu tố này sẽ làm gia tăng mức độ thỏa mãn cơng việc của nhân viên, điều đĩ cĩ nghĩa là khi cảm nhận của nhân viên về thỏa mãn của họ với chính sách lƣơng/thƣởng,với chƣơng trình đào tạo và thăng tiến, với bản thân nhân viên tăng lên thì sự thỏa mãn cũng tăng theo (mối tƣơng quan thuận chiều). Các giả thuyết H3, H4, H5 và H6 bị bác bỏ vì các nhân tố về cấp trên, đồng nghiệp, yếu tố cơng việc, phúc lợi cơng ty cĩ tác động cùng chiều với sự thỏa mãn cơng việc của nhân viên nhƣng khơng cĩ ý nghĩa thống kê. Cụ thể:
Giả thuyết H1: Mối quan hệ giữa chính sách lƣơng/thƣởng của nhân viên và sự thỏa mãn cơng việc đƣợc kỳ vọng là dƣơng. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy giả thuyết này đƣợc chấp nhận (β = 0.200, sig. = 0.002).
Giả thuyết H2: Khi nhân viên đƣợc cơng ty tạo điều kiện cĩ đƣợc càng nhiều cơ hội thăng tiến, đào tạo thì sự thỏa mãn cơng việc của nhân viên càng cao. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy giả thuyết này đƣợc chấp nhận (β = 0.149, sig. = 0.045).
Giả thuyết H3: Mối quan hệ với đội ngũ cấp trên càng tốt thì sự thỏa mãn cơng việc của nhân viên càng cao. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy giả thuyết này bị bác bỏ (β = 0.98, sig. = 0.256).
Giả thuyết H4: Mối quan hệ giữa đồng nghiệp và sự thỏa mãn cơng việc đƣợc kỳ vọng là dƣơng. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy giả thuyết này bị bác bỏ (β = 0.98, sig. = 0.256).
Giả thuyết H5: Yếu tố cơng việc cĩ tác động trực tiếp đến sự thỏa mãn cơng việc của nhân viên. Khi nhân viên cĩ cảm nhận thỏa mãn với chính cơng việc đang làm thì họ càng cĩ sự thỏa mãn cơng việc. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy giả thuyết này bị bác bỏ (β = 0.53, sig. = 0.14).
Giả thuyết H6: Các chính sách phúc lợi đƣợc thực hiện càng tốt thì nhân viên càng thỏa mãn với cơng việc của mình. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy giả thuyết này bị bác bỏ (β = 0.019, sig. = 0.740).
67
Giả thuyết H7: Nhân viên càng tích cực trong việc đánh giá bản thân mình thì sự thỏa mãn cơng việc càng cao. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy giả thuyết này đƣợc chấp nhận (β = 0.385, sig. = 0.000).