6. Ý nghĩa khoa học và ý nghĩa thực tiễn của đề tài
3.2. KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH THANG ĐO
3.2.1 K ểm địn t ng đo bằng ệ số t n ậy Cronb Alp
Tiến hành kiểm định hệ số tin cậy của 24 biến quan s t thuộc 6 nhân tố sau khi phân tích nhân tố kh m ph để xem xét biến nào được giữ lại, biến nào bị loại.
Hệ số alpha của Cronbach là một phép kiểm định thống kê về mức độ chặt chẽ của c c biến trong thang đo có tư ng quan với nhau hay không.
Phư ng ph p phân tích này cho phép người nghiên cứu loại bỏ c c biến không phù hợp. Nhiều nhà nghiên cứu đồng ý rằng khi hệ số Cronbach’s Alpha từ 0.8 trở lên đến gần 1 thì thang đo lường là tốt, từ 0.7 đến gần 0.8 là sử dụng được. Cũng có nhiều nhà nghiên cứu đề nghị rằng Cronbach’s Alpha từ 0.6 trở lên là có thể sử dụng trong trường hợp kh i niệm đang nghiên cứu là mới hoặc mới đối với người trả lời trong bối cảnh nghiên cứu (Nunally, 1978; Peterson, 1994; Slater, 1995).
Những biến có hệ số tư ng quan tổng (Corrected Item Total Correlation) từ 0.3 trở lên đồng thời có hệ số Cronbach’s Alpha từ 0.6 trở lên là chấp nhận được và thích hợp để đưa vào phân tích tiếp theo.
K ểm địn t ng đo n ân tố Ng l o động ó ểu b ết p áp luật l o động ém
Nhân tố Người lao động có hiểu biết ph p luật lao động kém bao gồm 3 biến quan s t (HB1, HB2, HB3), có hệ số Cronbach’s Alpha bằng 0.849 (lớn h n 0.6). Và hệ số tư ng quan biến tổng của c c biến quan s t đều lớn h n tiêu chuẩn cho phép (lớn h n 0.3). Cho nên thang đo nhân tố Người lao động có hiểu biết ph p luật lao động kém đạt yêu cầu.
Bảng 3.8. Kết quả kiểm định thang đo nhân tố Người lao động có hiểu biết pháp luật lao động kém
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phư ng sai thang đo nếu
loại biến
Tư ng quan biến tổng
Cronbach’s Alpha nếu loại
biến này Nhân tố “Người lao động có hiểu biết ph p luật lao động kém” (HB): Alpha=0.849
HB1 7.77 1.710 .792 .716
HB2 7.71 2.052 .579 .912
HB3 7.77 1.666 .794 .712
(Nguồn: Tính toán từ số liệu điều tra của tác giả luận văn)
Kiểm địn t ng đo n ân tố Ng l o động ó đ ều kiện lao động kém
Nhân tố Người lao động có điều kiện lao động kém bao gồm 4 biến quan s t (DK1, DK2, DK3, DK4), có hệ số Cronbach’s Alpha bằng 0.823 (lớn h n 0.6). Và hệ số tư ng quan biến tổng của c c biến quan s t đều lớn h n tiêu chuẩn cho phép (lớn h n 0.3). Cho nên thang đo nhân tố Người lao động có điều kiện lao động kém đạt yêu cầu. Vì vậy c c biến đo lường thành phần này được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
Bảng 3.9. Kết quả kiểm định thang đo nhân tố Người lao động có điều kiện lao động kém
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phư ng sai thang đo nếu
loại biến
Tư ng quan biến tổng
Cronbach’s Alpha nếu loại
biến này Nhân tố “Người lao động có điều kiện lao động kém” (DK): Alpha=0.823
DK1 11.54 3.760 .628 .786
DK2 11.53 3.532 .700 .752
DK3 11.65 3.938 .532 .829
DK4 11.63 3.553 .737 .736
Kiểm địn t ng đo n ân tố Ng l o động có thu nhập thấp
Nhân tố Người lao động có thu nhập thấp bao gồm 4 biến quan s t (TN1, TN2, TN3, TN4), có hệ số Cronbach’s Alpha bằng 0 .775 (lớn h n 0.6). Và hệ số tư ng quan biến tổng của c c biến quan s t đều lớn h n tiêu chuẩn cho phép (lớn h n 0.3). Cho nên thang đo nhân tố Thu nhập của người lao động thấp đạt yêu cầu. Vì vậy c c biến đo lường thành phần này đều được sử dụng để đưa vào phân tích EFA tiếp theo.
Bảng 3.10. Kết quả kiểm định thang đo nhân tố Người lao động có thu nhập thấp
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phư ng sai thang đo nếu
loại biến
Tư ng quan biến tổng
Cronbach’s Alpha nếu loại
biến này Nhân tố “Người lao động có thu nhập thấp” (TN): Alpha=0 .775
TN1 11.55 4.162 .586 .717
TN2 11.52 3.941 .623 .696
TN3 11.54 3.865 .630 .692
TN4 11.52 4.448 .476 .771
(Nguồn: Tính toán từ số liệu điều tra của tác giả luận văn)
Kiểm địn t ng đo n ân tố Chế độ phúc lợ o ng l o động không tốt
Nhân tố Chế độ phúc lợi cho người lao động không tốt được đo lường bởi 5 biến quan s t, kết quả thực hiện Cronbach’s Alpha cho thấy hệ số Cronbach’s Alpha tính được là 0.736> 0.6, như vậy có thể khẳng định đảm bảo tính nhất qu n nội tại của thang đo. Tuy nhiên hệ số tư ng quan biến tổng của biến quan s t PL4 bằng 0.198 nhỏ h n 0.3. Do vậy biến quan sát
(C c chính s ch khen thưởng, khuyến khích không tốt – PL4) bị loại ra khỏi
thang đo Chế độ phúc lợi cho người lao động không tốt. Hệ số Cronbach’s Alpha thực hiện sau khi loại biến quan s t PL4 tăng lên là 0.833.
Bảng 3.11. Kết quả kiểm định thang đo Chế độ phúc lợi cho người lao động không tốt
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phư ng sai thang đo nếu
loại biến
Tư ng quan biến tổng
Cronbach’s Alpha nếu loại
biến này Nhân tố “Chế độ phúc lợi cho người lao động không tốt” (PL): Alpha=0.736
PL1 14.19 5.782 .587 .658
PL2 14.11 5.536 .674 .626
PL3 14.21 6.022 .559 .671
PL4 15.19 6.405 .198 .833
PL5 14.13 5.653 .623 .644
(Nguồn: Tính toán từ số liệu điều tra của tác giả luận văn)
Kiểm địn t ng đo Nhân tố Ng i sử dụng l o động hòa nhập v ng l o động kém
Nhân tố Người sử dụng lao động hòa nhập với người lao động kém bao gồm 4 biến quan s t (HN1, HN2, HN3, HN4) có hệ số Cronbach’s Alpha bằng 0.720 (lớn h n 0.6). Và hệ số tư ng quan biến tổng của c c biến quan s t đều lớn h n tiêu chuẩn cho phép (lớn h n 0.3). Cho nên thang đo nhân tố Người sử dụng lao động hòa nhập với người lao động kém đạt yêu cầu.
Bảng 3.12. Kết quả kiểm định thang đo Nhân tố Người sử dụng lao động hòa nhập với người lao động kém
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phư ng sai thang đo nếu
loại biến
Tư ng quan biến tổng
Cronbach’s Alpha nếu loại
biến này Nhân tố “Người sử dụng lao động với người lao động kém” (HN): Alpha= 0.720
HN1 11.21 6.670 .475 .677
HN2 10.78 6.706 .552 .636
HN3 11.13 6.084 .507 .661
HN4 10.95 6.505 .507 .659
Kiểm địn t ng đo N ân tố Công đoàn sở hoạt động không hiệu quả
- Nhân tố Công đoàn c sở hoạt động không hiệu quả bao gồm 4 biến
quan sát (CD1, CD2, CD3, CD4) có hệ số Cronbach’s Alpha bằng 0.771 (lớn h n 0.6). Và hệ số tư ng quan biến tổng của c c biến quan s t đều lớn h n tiêu chuẩn cho phép (lớn h n 0.3). Cho nên thang đo nhân tố Công đoàn c sở hoạt động không hiệu quả đạt yêu cầu.
Bảng 3.13. Kết quả kiểm định thang đo Nhân tố Công đoàn cơ sở hoạt động không hiệu quả
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phư ng sai thang đo nếu
loại biến
Tư ng quan biến tổng
Cronbach’s Alpha nếu loại
biến này Nhân tố “Nhân tố Công đoàn c sở hoạt động không hiệu quả” (CD):
Alpha= 0.771
CD1 11.58 6.857 .511 .754
CD2 11.23 7.141 .605 .701
CD3 11.48 6.721 .604 .700
CD4 11.31 6.505 .507 .712
(Nguồn: Tính toán từ số liệu điều tra của tác giả luận văn)
Kiểm địn t ng đo Vấn đề tranh chấp l o động
Vấn đề tranh chấp lao động bao gồm 5 biến quan sát (TC1, TC2, TC3, TC4, TC5), có hệ số Cronbach’s Alpha bằng 0.872 (lớn h n 0.6). Và hệ số tư ng quan biến tổng của c c biến quan s t đều lớn h n tiêu chuẩn cho phép (lớn h n 0.3). Cho nên thang đo Vấn đề tranh chấp lao động đạt yêu cầu.
Bảng 3.14. Kết quả kiểm định thang đo Vấn đề tranh chấp lao động
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phư ng sai thang đo nếu
loại biến
Tư ng quan biến tổng
Cronbach’s Alpha nếu loại
biến này “Vấn đề tranh chấp lao động” (TC): Alpha= 0.872
TC1 14.10 6.816 .688 .848
TC2 14.11 6.820 .731 .836
TC3 14.21 6.960 .697 .845
TC4 13.99 7.218 .679 .850
TC5 14.09 7.101 .698 .845
(Nguồn: Tính toán từ số liệu điều tra của tác giả luận văn)
Như vậy, c c chỉ b o thuộc c c nhân tố trong mô hình nghiên cứu đều đảm bảo độ tin cậy của thang đo. Điều này đã được khẳng định qua kỹ thuật kiểm tra độ tin cậy của thang đo bằng hệ số Cronbach Alpha với phần mềm SPSS 16.0. Vì vậy c c biến đo lường thành phần này đều được sử dụng để đưa vào phân tích EFA tiếp theo.
3 2 2 P ân tí n ân tố ám phá (EFA)
Phân tích nhân tố kh m ph là một phư ng ph p phân tích thống kê dùng để rút gọn một tập hợp gồm nhiều biến quan s t phụ thuộc lẫn nhau thành một tập biến để chúng có ý nghĩa h n nhưng vẫn chứa đựng hầu hết nội dung thông tin của tập biến ban đầu (Hair & ctg, 1998).
Trong bài nghiên cứu này, mục tiêu của phân tích nhân tố là tìm ra được c c nhân tố nào có t c động đến Vấn đề tranh chấp lao động. C c biến quan s t (Items) được đưa vào phân tích nhân tố đã được x c định dựa vào c c nghiên cứu có trước (đã giải thích trong phần c sở lý luận).
P ân tí n ân tố ám p á (EFA) t ng đo á n ân tố tá động đến tr n ấp l o động
C c nhân tố t c động đến tranh chấp lao động được được đ nh gi qua 23 biến quan s t (biến PL4 đã bị loại trong kiểm định Cronbach’s Alpha). Và mức độ hội tụ của c c biến quan s t này được đ nh gi thông qua phư ng ph p phân tích nhân tố kh m ph (EFA)
Bảng 3.15. KMO and Bartlett's
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .840
Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 3000.082
df 253
Sig. .000
(Nguồn: Tính toán từ số liệu điều tra của tác giả luận văn)
Bảng 3.16. Ma trận nhân tố sau khi xoay
Rotated Component Matrixa
Component 1 2 3 4 5 6 PL5 .814 PL2 .793 PL1 .779 PL3 .683 DK1 .805 DK2 .754 DK4 .744 DK3 .653 TN2 .789 TN1 .786 TN3 .775 TN4 .581
CD3 .772 CD2 .761 CD4 .743 CD1 .677 HB3 .884 HB1 .884 HB2 .713 HN2 .782 HN4 .709 HN3 .698 HN1 .686
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization. a. Rotation converged in 6 iterations.
Sau khi tiến hành thu thập dữ liệu, làm sạch dữ liệu và tiến hành mã hóa dữ liệu, nhập dữ liệu với 324 bảng câu hỏi hợp lệ vào phần mềm SPSS 16.0. Phân tích nhân tố kh m ph (EFA) được sử dụng để kiểm tra độ hội tụ của c c biến quan s t theo từng thành phần trong mô hình nghiên cứu đề xuất. Phư ng ph p rút trích được chọn để phân tích là phư ng ph p principal components với phép quay varimax.
Dựa vào bảng kết quả 3.8, ta thấy hệ số KMO = 0.840 (>0.5) và mức ý nghĩa Sig=.000 của kiểm định Barllett’s nhỏ h n rất nhiều so với α = 5%, nên việc phân tích nhân tố kh m ph này là hoàn toàn phù hợp.
Bảng Rotated Component Matrix t ch bạch c c nhóm tiêu thức kh c
nhau một c ch rõ rệt, những tiêu thức giống nhau sẽ hội tụ về một nhóm. Trong bảng này, c c tiêu thức có hệ số tải nhân tố lớn h n hoặc bằng 0.5 sẽ được giữ lại, c c tiêu thức có hệ số này bé h n 0.5 sẽ bị loại bỏ. Với kết quả trên, ta thấy không có biến nào bị loại. Ta có thể kết luận rằng mô hình nghiên cứu phù hợp với dữ liệu khảo s t.
Bảng Total Variance Explained (Phụ lục 4) cho biết sáu nhóm yếu tố được trích rút trên một thang đo có phư ng sai giải thích đạt 64.373%. Với phư ng ph p rút trích Principal Components, sử dụng phép quay Varimax đã trích được 1 nhân tố ở Eignvalue 1.279. Như vậy, còn 35.627% những biến động trong Vấn đề tranh chấp lao động mà c c nhóm yếu tố này chưa bao hàm hết được.
Sau khi phân tích nhân tố kh m ph (EFA) thì c c thang đo ban đầu đạt yêu cầu ( ngoại trừ thang đo PL4 loại trong kiểm định Cronbach’s Alpha).
Bảng 3.17. Tổng hợp kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA) các biến độc lập Tên mã hóa Người lao động có hiểu biết ph p luật lao động kém Người lao động có điều kiện lao động kém Người lao động có thu nhập thấp Phúc lợi cho người lao động kém Hòa nhập với người lao động kém Công đoàn c sở hoạt động không hiệu quả HB1 .884 HB2 .713 HB3 .884 DK1 .805 DK2 .754 DK3 .653 DK4 .744 TN1 .786 TN2 .789 TN3 .775 TN4 .581 PL1 .779 PL2 .793 PL3 .683
Tên mã hóa Người lao động có hiểu biết ph p luật lao động kém Người lao động có điều kiện lao động kém Người lao động có thu nhập thấp Phúc lợi cho người lao động kém Hòa nhập với người lao động kém Công đoàn c sở hoạt động không hiệu quả PL5 .814 HN1 .686 HN2 .782 HN3 .698 HN4 .709 CD1 .677 CD2 .761 CD3 .772 CD4 .743
P ân tí n ân tố ám p á (EFA) t ng đo Vấn đề tr n ấp l o động.
Dựa vào bảng 3.11 ta thấy kết quả phân tích nhân tố kh m ph EFA với KMO = 0.829 > 0.5 và kiểm định Bartlett với P (chi – square, df) = 0.000 < 0.05 nên có thể khẳng định dữ liệu phù hợp để phân tích nhân tố.
Phân tích cũng đã rút trích từ 5 chỉ b o thành một nhân tố chính có Eigenvalue = 3.309 và tổng phư ng sai trích tích lũy là 66.189% > 50% với các hệ số tải nhân tố đều lớn h n 0.4, ma trận thành phần được giới thiệu tại bảng Component matrix (trong trường hợp này, vì chỉ có một nhân tố nên không thể hiện ma trận xoay nhân tố).
Bảng 3.18. Tổng phương sai trích Total Variance Explained
Component
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared
Loadings
Total % of
Variance Cumulative % Total
% of Variance Cumulative % 1 3.309 66.189 66.189 3.309 66.189 66.189 2 .555 11.101 77.290 3 .479 9.578 86.868 4 .390 7.807 94.674 5 .266 5.326 100.000
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling
Adequacy. .829
Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 477.234 df 10 sig .000 Bảng 3.19. Ma trận thành phần Vấn đề tranh chấp lao động Component 1 TC2 .838 TC5 .813 TC3 .812 TC1 .806 TC4 .799
(Nguồn: Tính toán từ số liệu điều tra của tác giả luận văn)
3.3. KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU
3 3 1 K ểm địn sự t ng qu n g ữ á b ến độ lập và b ến p ụ t uộ
Để phân tích sự ảnh hưởng của c c biến số “Người lao động có hiểu biết ph p luật lao động kém” (HB), “Người lao động có điều kiện lao động kém”
(DK), “Người lao động có thu nhập thấp” (TN), “Chế độ phúc lợi cho người lao động không tốt” (PL), “Người sử dụng lao động hòa nhập với người lao động kém” (HN), ), “Công đoàn c sở hoạt động không hiệu quả” (CD) đối với biến phụ thuộc “Vấn đề tranh chấp lao động” (TC), hệ số tư ng quan Pearson (r) được sử dụng. Theo Hair (2003), hệ số tư ng quan có gi trị từ -1 (mối quan hệ phủ định hoàn toàn giữa hai biến số) đến +1 (mối quan hệ thuận tuyệt đối giữa hai biến số).
Bảng 3.20. Hệ số tương quan r
r <0.1 Không đ ng kể
0.1 ≤ r ≤ 0.3 Tư ng quan ở mức thấp
0.3 ≤ r ≤ 0.5 Tư ng quan ở mức trung bình
0.5 ≤ r ≤ 0.7 Tư ng quan kh chặt chẽ
0.7 ≤ r ≤ 0.9 Tư ng quan chặt chẽ
0.9 ≤ r Tư ng quan rất chặt chẽ
Sau khi chạy dữ liệu bằng phần mềm SPSS16.0, ta có kết quả như sau:
Bảng 3.21. Sự tương quan giữa biến độc lập HB với biến phụ thuộc TC trong mô hình nghiên cứu
Correlations HB TC HB Pearson Correlation 1 .406** Sig. (2-tailed) .000 N 324 324 TC Pearson Correlation .406** 1 Sig. (2-tailed) .000 N 324 324
Bảng 3.22. Sự tương quan giữa biến độc lập DK với biến phụ thuộc TC trong mô hình nghiên cứu
Correlations TC DK TC Pearson Correlation 1 .532** Sig. (2-tailed) .000 N 324 324 DK Pearson Correlation .532** 1 Sig. (2-tailed) .000 N 324 324
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
(Nguồn: Tính toán từ số liệu điều tra của tác giả luận văn)
Bảng 3.23. Sự tương quan giữa biến độc lập TN với biến phụ thuộc TC trong mô hình nghiên cứu
Correlations TC TN TC Pearson Correlation 1 .571** Sig. (2-tailed) .000 N 324 324 TN Pearson Correlation .571** 1 Sig. (2-tailed) .000 N 324 324
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
Bảng 3.24 Sự tương quan giữa biến độc lập PL với biến phụ thuộc TC trong mô hình nghiên cứu
Correlations TC PL TC Pearson Correlation 1 .629** Sig. (2-tailed) .000 N 324 324 PL Pearson Correlation .629** 1 Sig. (2-tailed) .000 N 324 324
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
(Nguồn: Tính toán từ số liệu điều tra của tác giả luận văn)
Bảng 3.25. Sự tương quan giữa biến độc lập HN với biến phụ thuộc TC trong mô hình nghiên cứu
Correlations TC HN TC Pearson Correlation 1 .551** Sig. (2-tailed) .000 N 324 324 HN Pearson Correlation .551** 1 Sig. (2-tailed) .000 N 324 324
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
Bảng 3.26. Sự tương quan giữa biến độc lập CD với biến phụ thuộc TC