Trước khi tiến hành phân tích hồi quy đa biến, thực hiện phân tích tương quan Pearson giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập đưa vào
mô hình và mức độ tương quan giữa của các biến độc lập với nhau, để kiểm định mức độ tương quan mạnh, yếu, và có ý nghĩa thống kê giữa các biến như thế nào. Chỉ các biến độc lập có tương quan với biến phụ thuộc có ý nghĩa thống kê mới được đưa vào mô hình phân tích hồi quy đa biến và sẽ kiểm tra mức độ tương quan giữa các biến độc lập với nhau, có thể xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến hay không, điều này giúp ích cho việc thực hiện phân tích hồi quy đa biến chính xác hơn. Theo kết quả phân tích tương quan Pearson ở bảng 4.11 cho thấy, các biến độc lập đưa vào phân tích có mối quan hệ tương quan với nhau và tương quan với biến phụ thuộc. Hệ số Pearson của các nhân tố độc lập đều lớn hơn 0.3, nên khi phân tích hồi quy đa biến cần chú ý có thể có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra. Bên cạnh đó, trong phân tích tương quan Pearson giữa các nhân tố độc lập với nhân tố phụ thuộc đều có giá trị Sig. = 0.000 < 0.05, điều này cho thấy các kiểm định này đều có ý nghĩa thống kê. Như vậy, các biến độc lập sẽ được đưa vào mô hình phân tích hồi quy đa biến là phù hợp.
Tƣơng quan YHL X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 YHL Pearson Correlation 1 .585** .622** .582** .623** .495** .404** .466** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 219 219 219 219 219 219 219 219 X1 Pearson Correlation .585** 1 .433** .329** .426** .325** .344** .301** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 219 219 219 219 219 219 219 219 X2 Pearson Correlation .622** .433** 1 .401** .485** .277** .337** .249** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 219 219 219 219 219 219 219 219 X3 Pearson Correlation .582** .329** .401** 1 .442** .268** .347** .252** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 219 219 219 219 219 219 219 219 X4 Pearson Correlation .623** .426** .485** .442** 1 .379** .378** .264** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 219 219 219 219 219 219 219 219 X5 Pearson Correlation .495** .325** .277** .268** .379** 1 .135* .250** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .047 .000 N 219 219 219 219 219 219 219 219 X6 Pearson Correlation .404** .344** .337** .347** .378** .135* 1 .168* Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .047 .013 N 219 219 219 219 219 219 219 219 X7 Pearson Correlation .466** .301** .249** .252** .264** .250** .168* 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 .013 N 219 219 219 219 219 219 219 219
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). *. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
Nguồn: Số liệu thu thập từ 219 mẫu quan sát b. Phân tích hồi quy đa biến
Để thực hiện ước lượng mô hình nghiên cứu bằng phép phân tích hồi quy đa biến, các biến tham gia trong mô hình hồi quy đa biến phải là các biến định lượng. Do đó, cần phải tính các giá trị của các biến độc lập và biến phụ thuộc. Giá trị của các biến độc lập và biến phụ thuộc được tính bằng giá trị trung bình các quan sát thuộc các nhân tố đó. Trong nghiên cứu này, các biến độc lập được đưa vào mô hình theo phương pháp Enter.
Để ước lượng mô hồi quy chính xác cho tổng thể nghiên cứu, trong đề tài này tiến hành kiểm tra 2 giả định quan trọng là
- Hệ số phóng đại VIF: kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến; - Hệ số kiểm định Durbin-Watson: kiểm tra hiện tượng tương
quan.
Khi tiến hành phân tích hồi quy đa biến, các biến được đưa vào mô hình thực hiện qua 2 bước
Bước 1: Đưa tất cả các biến độc lập (nhân tố) từ X1 đến X7 và biến phụ thuộc YHL vào trong mô hình phân tích hồi quy đa biến, các biến được đưa vào theo phương pháp Enter để xem xét các biến nào có ý nghĩa ở mức cho phép, tức là có tác động đến biến phụ thuộc hài lòng công việc của nhân viên BVĐK tỉnh Sóc Trăng.
Kết quả phân tích hồi quy đa biến ở bảng 4.12 cho thấy, 7 biến độc lập đưa vào mô hình, có 6 biến (X1, X2, X3, X4, X5, X7) có Sig. = 0.000 <0.05 có ý nghĩa thống kê, còn biến X6 có Sig. = 0.231>0.05 không có ý nghĩa thống kê, nên biến này sẽ bị loại khỏi mô hình hồi quy đa biến.
Hệ số Durbin-Watson của mô hình có giá trị là 1.884 gần giá trị 2, cho thấy giữa các biến độc lập trong mô hình hồi quy không xảy ra hiện tượng tương quan.
Trong phân tích ANOVA, giá trị Sig. = 0.000 < 0.05. Như vậy việc phân tích ANOVA đảm bảo được ý nghĩa thống kê, từ đó kết quả phép phân tích hồi quy cũng đảm bảo độ tin cậy.
Hệ số Sig. = 0.000 của kiểm định F nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%, chứng tỏ mô hình hồi quy là có ý nghĩa về mặt thống kê, tức là các biến độc lập đưa vào trong mô hình hồi quy có tác động đến biến phụ thuộc.
Hệ số độ phóng đại phương sai VIF của các biến trong mô hình đều nhỏ hơn 2, do đó không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình (Trọng và Ngọc, 2005).
Bảng 4.12 Kết quả phân tích hồi quy đa biến lần 1
Mô hình hồi quy
Durbin-
R R Square Adjusted R Square Watson
.842a .709 .699 1.884
Sum of Df Mean F Sig. Squares Square Regression 40.842 7 5.835 73.389 .000a Residual 16.775 211 .080 Total 57.617 218 Hệ số hồi quy
Unstandardized Standardized Collinearity Statistics Coefficients Coefficients Sig.
B Beta Tolerance VIF
Constant .336 .085 X1 .152 .194 .000 .687 1.456 X2 .159 .245 .000 .663 1.508 X3 .147 .225 .000 .716 1.396 X4 .166 .185 .000 .604 1.655 X5 .126 .180 .000 .799 1.252 X6 .055 .051 .231 .775 1.290 X7 .136 .188 .000 .857 1.166
Nguồn: Số liệu thu thập từ 219 mẫu quan sát
Bước 2: Sau khi xác đinh được biến X6 – bản chất công việc không có ý nghĩa thống kê, nên biến này sẽ bị loại ra khởi mô hình và tiếp tục chạy phân tích hồi quy đa biến với các biến có ý nghĩa, theo phương pháp Enter.
Kết quả phân tích hồi quy đa biến ở bảng 4.13 cho thấy, 6 biến (X1, X2, X3, X4, X5, X7) có Sig. = 0.000 < 0.05 có ý nghĩa thống kê. Sáu biến có ý nghĩa thống kê là Đào tạo – thăng tiến, Đánh giá kết quả thực hiện công việc, Lãnh đạo, Đồng nghiệp, Điều kiện làm việc, Thu nhập, và 6 biến này đều có mối quan hệ tương quan thuận với hài lòng công việc của nhân viên BVĐK tỉnh Sóc Trăng.
- Hệ số xác định R2
điều chỉnh = 0.699 là tương đối cao, có nghĩa là 69.90% sự thay đổi về mức độ hài lòng công việc của nhân viên BVĐK tỉnh Sóc Trăng được giải thích bởi các biến độc lập đưa vào mô hình hồi quy tuyến tính, còn lại là do các yếu tố khác chưa đưa vào mô hình nghiên cứu và sai số ngẫu nhiên.
- Hệ số Durbin-Watson của mô hình có giá trị là 1.914 gần giá trị 2, cho thấy giữa các biến độc lập trong mô hình hồi quy không xảy ra hiện tượng tương quan.
việc phân tích ANOVA đảm bảo được ý nghĩa thống kê, từ đó kết quả phép phân tích hồi quy cũng đảm bảo độ tin cậy.
- Hệ số Sig. = 0.000 của kiểm định F nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%, chứng tỏ mô hình hồi quy là có ý nghĩa về mặt thống kê, tức là các biến độc lập đưa vào trong mô hình hồi quy có tác động đến biến phụ thuộc.
- Hệ số độ phóng đại phương sai VIF của các biến trong mô hình đều nhỏ hơn 2, do đó không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình (Trọng và Ngọc, 2005).
Qua kết quả phân tích hồi quy giữa các nhân tố cho thấy đã đảm bảo đầy đủ các yêu cầu. Do đó phương trình hồi quy thể hiện mức độ hài lòng của nhân viên BVĐK tỉnh Sóc Trăng được viết.
YHL = 0.202*X1 + 0.251*X2 + 0.234*X3 + 0.195*X4 + 0.176*X5
+ 0.188*X7
Hay sắp xếp nhân tố theo thứ tự có ảnh hưởng cao tới thấp Hài lòng = 0.251*(Đánh giá kết quả thực hiện công việc) + 0.234*(Lãnh đạo) + 0.202*(Đào tạo – thăng tiến) + 0.195*(Đồng nghiệp) + 0.188*(Thu nhập) + 0.176*(Điều kiện làm việc).
Như vậy mức độ hài lòng của nhân viên BVĐK tỉnh Sóc Trăng đều phụ thuộc vào các nhân tố trên. Nhân tố có tác động mạnh nhất đến sự hài lòng công việc của nhân viên BVĐK tỉnh Sóc Trăng là Đánh giá kết quả thực hiện công việc, thứ hai là Lãnh đạo, thứ ba là Đào tạo – thăng tiến , thứ tư là Đồng nghiệp, thứ năm là nhân tố Thu nhập, và nhân tố có tác động yếu nhất là nhân tố Điều kiện làm việc.
Bảng 4.13 Kết quả phân tích hồi quy đa biến lần 2
Mô hình hồi quy
Durbin-
R R Square Adjusted R Square Watson
.841a .707 .699 1.914
ANOVA
Sum of Df Mean F Sig.
Squares Square
Regression 40.727 6 6.788 85.200 .000a
Residual 16.890 212 .080
Total 57.617 218
Unstandardized Standardized Collinearity Statistics Coefficients Coefficients Sig.
B Beta Tolerance VIF
Constant .465 .004 X1 .159 .202 .000 .706 1.417 X2 .163 .251 .000 .671 1.491 X3 .153 .234 .000 .737 1.357 X4 .175 .195 .000 .623 1.605 X5 .124 .176 .000 .804 1.244 X7 .137 .188 .000 .857 1.166
Nguồn: Số liệu thu thập từ 219 mẫu quan sát c. Kiểm định hiện tượng phương sai sai số
Hiện tượng phương sai sai số thay đổi sẽ làm cho ước lượng hồi quy sẽ không chính xác, và làm cho việc kiểm đỉnh giả thuyết không đáng tin cậy.
Theo hình 4.2 biểu đồ Histogram về sự hài lòng công việc của nhân viên BVĐK tỉnh Sóc Trăng cho thấy, đường cong phân phối chuẩn nằm trên biểu đồ tần số. Nên phân phối của phần dư xấp xỉ chuẩn; Do đó, ta kết luận sai số của mô hình hồi quy tuân theo quy luật phân phối chuẩn.
Hình 4.2 Biểu đồ Histogram về sự hài lòng của nhân viên BVĐK
Theo hình 4.3 biểu đồ Normal probability plot về sự hài lòng của nhân viên BVĐK tỉnh Sóc Trăng cho thấy, các điểm quan sát không phân tán xa so với đường thẳng kỳ vọng. Nên ta có thể kết luận giả thuyết phân phối chuẩn không vi phạm hay mô hình hồi quy của nghiên cứu này không bị hiện tương phương sai sai số; Do đó, kết quả ước lượng cho nghiên cứu này là chính xác
Hình 4.3 Biểu đồ Normal probability plot về sự hài lòng của nhân viên BVĐK d. Kiểm định giả thuyết mô hình nghiên cứu
Căn cứ vào kết quả phân tích hồi quy đa biến trên và các giả thuyết về mô hình, kết quả nghiên cứu cho thấy rằng, có 7 biến đưa vào mô hình thì có 6 biến có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa là 1%. Do đó, có 6 giả thuyết là phù hợp với mô hình ước lượng, cụ thể được trình bày trong bảng tóm tắt sau
STT Giả thuyết Kết quả
1 H1: Nhân tố đào tạo và thăng tiến có mối quan hệ tương quan thuận với hài lòng công việc của nhân viên BVĐK tỉnh Sóc Trăng
2 H2: Nhân tố đánh giá kết quả thực hiện công việc có mối quan hệ tương quan thuận với hài lòng công việc của nhân viên BVĐK tỉnh Sóc Trăng
3 H3: Nhân tố lãnh đạo có mối quan hệ tương quan thuận với hài lòng công việc của nhân viên BVĐK tỉnh Sóc Trăng
4 H4: Nhân tố đồng nghiệp có mối quan hệ tương quan thuận Phù hợp với với hài lòng công việc của nhân viên BVĐK tỉnh Sóc Trăng mô hình ước 5 H5: Nhân tố điều kiện làm việc có mối quan hệ tương quan lượng nên chấp
thuận với hài lòng công việc của nhân viên BVĐK tỉnh Sóc nhận giả thuyết
Trăng (p<1%)
7 H7: Nhân tố thu nhập có mối quan hệ tương quan thuận với hài lòng công việc của nhân viên BVĐK tỉnh Sóc Trăng
6 H6: Nhân tố bản chất công việc có mối quan hệ tương quan Bác bỏ giả thuận với hài lòng công việc của nhân viên BVĐK tỉnh Sóc thuyết (p>5%) Trăng
4.3. Kiểm định sự khác biệt về sự hài lòng đối với công việc của nhânviên BVĐK tỉnh Sóc Trăng theo các đặc điểm cá nhân viên BVĐK tỉnh Sóc Trăng theo các đặc điểm cá nhân
4.3.1. Kiểm định sự khác biệt về sự hài lòng đối với thu nhập của nhân viênBVĐK tỉnh Sóc Trăng theo giới tính BVĐK tỉnh Sóc Trăng theo giới tính
Trong 219 nhân viên được tiến hành khảo sát có 87 nam và 132 nữ lần lượt có mức độ hài lòng về thu nhập khác nhau là tương đối nhỏ, cụ thể nam nhân viên có mức độ hài lòng về thu nhập trung bình là 3.97 và nữ nhân viên có mức độ hài lòng về thu nhập trung bình là 3.92, mức chênh lệch trung bình của 2 đối tượng này là 0.05.
Kết quả phân tích Independent Samples Test về sự hài lòng đối với thu nhập của nhân viên BVĐK tỉnh Sóc Trăng theo giới tính ở bảng 4.14 cho.
- Kiểm định Levene có Sig. = 0.152 > 0.05 nên phương sai giữa 2 nhóm nam và nữ là đồng nhất.
- Kiểm định T – test có Sig. (2-tailed) = 0.512 > 0.05 nên giữa nam và nữ nhân viên không có sự khác biệt về mức độ hài lòng đối với thu nhập hay nam và nữ nhân viên hài lòng về thu nhập là như nhau.
Bảng 4.14 Thống kê mức độ hài lòng thu nhập theo giới tính GIOI_TINH N Mean Std. Deviation Std. Error Mean
HL1 Nam 87 3.97 .599 .064
Nữ 132 3.92 .495 .043
Independent Samples Test
Levene's Test
for Equality of t-test for Equality of Means Variances 95% Confidence Interval of the Difference Sig. Mean Std. Error
F Sig. t Df (2-tailed) Difference Difference Lower Upper
HL1 Equal variances 2.064 .152 .657 217 .512 .049 .074 -.098 .195
assumed
Equal variances .631 159.503 .529 .049 .077 -.104 .202
not assumed
4.3.2. Kiểm định sự khác biệt về sự hài lòng đối với đánh giá kết quả thựchiện công việc của nhân viên BVĐK tỉnh Sóc Trăng theo giới tính hiện công việc của nhân viên BVĐK tỉnh Sóc Trăng theo giới tính
Theo bảng 4.15, ta thấy nam nhân viên có mức độ hài lòng về đánh giá kết quả thực hiện công việc trung bình là 3.97 và nữ nhân viên có mức độ hài lòng về đánh giá kết quả thực hiện công việc trung bình là 3.91, mức chênh lệch trung bình của 2 đối tượng này là 0.06.
Kết quả phân tích Independent Samples Test về sự hài lòng đối với đánh giá kết quả thực hiện công việc của nhân viên BVĐK tỉnh Sóc Trăng theo giới tính ở bảng 4.15 cho.
- Kiểm định Levene có Sig. = 0.215 > 0.05 nên phương sai giữa 2 nhóm nam và nữ là đồng nhất.
- Kiểm định T – test có Sig. (2-tailed) = 0.452 > 0.05 nên giữa nam và nữ nhân viên không có sự khác biệt về mức độ hài lòng đối với đánh giá kết quả thực hiện công việc hay nam và nữ nhân viên hài lòng về đánh giá kết quả thực hiện công việc là như nhau.
Bảng 4.15 Thống kê mức độ hài lòng đánh giá kết quả thực hiện công việc theo giới tính
GIOI_TINH N Mean Std. Deviation Std. Error Mean
HL2 Nam 87 3.97 .599 .064
Nữ 132 3.91 .501 .044
Independent Samples Test
Levene's Test
for Equality of t-test for Equality of Means Variances 95% Confidence Interval of the Difference Sig. Mean Std. Error
F Sig. t Df (2-tailed) Difference Difference Lower Upper
HL2 Equal variances 1.544 .215 .754 217 .452 .056 .075 -.091 .204
assumed
Equal variances .726 161.076 .469 .056 .078 -.097 .210
not assumed
Nguồn: Số liệu thu thập từ 219 mẫu quan sát
4.3.3. Kiểm định sự khác biệt về sự hài lòng đối với điều kiện làm việc của nhân viên BVĐK tỉnh Sóc Trăng theo giới tính nhân viên BVĐK tỉnh Sóc Trăng theo giới tính
Theo bảng 4.16, ta thấy nam nhân viên có mức độ hài lòng về điều kiện làm việc trung bình là 3.98 và nữ nhân viên có mức độ hài lòng về điều kiện làm việc trung bình là 3.91, mức chênh lệch trung bình của 2 đối