Kết quả hồi quy tuyến tính bội ở bảng 4.15 cho thấy mô hình có R2 = 0.742 và R2 điều chỉnh là 0.733, nghĩa là mô hình tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức 73.3% hay mô hình đã giải thích được 73.3% sự biến thiên của biến phụ thuộc (lòng trung thành). Bên cạnh đó, kết quả phân tích hồi quy cho thấy hệ số Durbin-Watson = 2.000. Hệ số này nằm trong miền chấp nhận giả thuyết không có tự tương quan chuỗi bậc nhất (các phần dư không có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau). Do đó, Kết quả cho thấy các phần dư không có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau. Cũng theo kết quả phân tích hồi quy (bảng 4.17) cho thấy mô hình không bị vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến do hệ số phóng đại phương sai của các biến độc lập (VIF) đều nhỏ hơn 2. Mặt khác, phân tích ANOVA (bảng 4.16) cho thấy thông số F đạt giá trị 79.476 được tính từ R2 của mô hình với mức ý nghĩa Sig
= 0.000 cho thấy mô hình hồi quy tuyến tính đa biến xây dựng là phù hợp với bộ dữ liệu thu thập được và các biến đưa vào đều có ý nghĩa về mặt thống kê với mức ý nghĩa 5%. Như vậy, các biến độc lập trong mô hình có quan hệ với biến phụ thuộc (lòng trung thành của nhân viên).
Bảng 4.15: Kết quả hồi quy của mô hình
Mô Hình Giá trị R R2 R2 điều chỉnh Ước lượng độ lệch chuẩn
Thống kê thay đổi
Hệ số Durbin- Watson Mức độ thay đổi R2 Mức thay đổi F df1 df2 Mức thay đổi Sig. F 1 .861a .742 .733 .310 .742 79.476 8 221 .000 2.000 a. Các yếu tố dự đoán: ((hằng số)), banchat, canbang, dongnghiep, moitruong, captren, phucloi, thangtien, tienluong
b. Biến phụ thuộc: loyalty
Bảng 4.16: Bảng phân tích phương sai ANOVA ANOVAb Mô hình Tổng bình phương df Bình phương trung bình F Sig. 1 Hồi quy 61.277 8 7.660 79.476 .000a Phần dư 21.299 221 .096 Tổng cộng 82.576 229
a Các yếu tố dự đoán: (hằng số), banchat, canbang, dongnghiep, moitruong, captren, phucloi, thangtien, tienluong
Bảng 4.17: Bảng tóm tắt các hệ số hồi quy Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận của biến Hệ số phóng đại phương sai
(VIF) 1 (Hằng số) -.428 .222 -1.928 .055 tienluong .141 .033 .196 4.264 .000 .551 1.814 phucloi .155 .034 .185 4.530 .000 .703 1.423 thangtien .194 .036 .238 5.323 .000 .585 1.708 dongnghiep .062 .024 .092 2.582 .010 .922 1.084 captren -.009 .025 -.012 -.339 .735 .959 1.043 moitruong .371 .036 .418 10.230 .000 .699 1.431 canbang .060 .026 .078 2.265 .024 .980 1.020 banchat .135 .032 .146 4.143 .000 .940 1.064 a. Biến phụ thuộc: loyalty
Qua kết quả trong bảng tóm tắt hệ số hồi quy cho thấy tất cả 7 nhân tố đều có tác động dương (hệ số Beta dương) đến giá trị cảm nhận của nhân viên với mức ý nghĩa Sig = 0.000 (rất nhỏ) ở tất cả các biến, ngoại trừ nhân tố cấp trên và hằng số vì sig >0.05. Do đó, nghiên cứu có thể kết luận rằng các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H6, H7,, H8 được chấp nhận, ngoại trừ H5không có ý nghĩa về mặt thống kê nên loại ra.
Phương trình hồi quy tuyến tính được trích theo hệ số Beta chuẩn hóa có dạng như sau
Y (Loyalty) = tienluong*0.196 + phucloi*0.185 + thangtien* 0.238 +
dongnghiep*0.092 + Moitruong* 0.418 + canbang * 0.078 + banchat*0.146
Từ phương trình trên, có thể thấy môi trường làm việc là thành phần có hệ số hồi quy chuẩn hóa cao nhất (hệ số Beta = 0.418, Sig = 0.000), có nghĩa là thành phần này có mức độ tác động lớn nhất đến lòng trung thành của nhân viên. Điều này có
nghĩa là khi nhân viên cảm nhận môi trường tốt thì lòng trung thành của nhân viên tăng lên tương ứng.
Nhân tố tác động mạnh thứ hai đến lòng trung thành của nhân viên là thăng tiến với hệ số Beta chuẩn hóa= 0.238, Sig = 0.000. Điều đó có nghĩa khi nhân viên cảm nhận mình có cơ hội thăng tiến thì lòng trung thành của nhân viên tăng lên tương ứng.
Kế tiếp là nhân tố tiền lương có tác động mạnh thứ ba đến lòng trung thành của nhân viên với hệ số Beta chuẩn hóa = 0.196, Sig = 0.000. Điều này có nghĩa là khi nhân viên cảm nhận tiền lương phù hợp, được tăng lương thì lòng trung thành của nhân viên cũng tăng
Tiếp đến là nhân tố tác động mạnh thứ tư đến lòng trung thành của nhân viên là phúc lợi với hệ số Beta chuẩn hóa = 0.185, Sig = 0.000. Điều này có nghĩa là khi nhân viên cảm nhận rằng mình nhận được nhiều phúc lợi hơn thì lòng trung thành cũng tăng lương tương ứng.
Tiếp theo là nhân tố bản chất công việc có tác động thứ năm đến lòng trung thành của nhân viên với hệ số Beta chuẩn hóa = 0.146, , Sig = 0.000. Điều này có nghĩa là khi nhân viên cảm nhận bản chất công việc tốt, phù hợp thì lòng trung thành của nhân viên cũng tăng lương tương ứng.
Tiếp theo nữa là nhân tố đồng nghiệp với hệ số Beta chuẩn hóa = 0.092,
sig = 0.010. Điều này có nghĩa là khi nhân viên cảm thấy mình nhận sự giúp đỡ nhiều của đồng nghiệp thì lòng trung thành cũng tăng lương tương ứng.
Sau cùng là nhân tố cân bằng cuộc sống – công việc tác động yếu nhất đến lòng trung thành của nhân viên với hệ số Beta chuẩn hóa = 0.078, sig = 0.024. Điều này có nghĩa là khi nhân viên cảm nhận có sự cân bằng giữa cuộc sống – công việc thì họ cảm thấy tốt hơn lúc đó lòng trung thành của nhân viên cũng tăng lương tương ứng.
Tóm lại, qua kết quả phân tích này cho thấy nhân tố nào tác động mạnh nhất đến lòng trung thành của nhân viên cần phải duy trì và phát triển, yếu tố nào yếu thì cần xem xét cân nhắc và cải thiện cho tốt hơn. Đây chính là những căn cứ để xây dựng
một số giải pháp nhằm nâng cao lòng trung thành của nhân viên, và nếu doanh nghiệp nào quan tâm cải thiện được những nhân tố này tốt hơn sẽ làm gia tăng lòng trung thành của nhân viên đối với tổ chức.
Dò tìm sự vi phạm các giả định cần thiết trong hồi qui tuyến tính
Hình 4.7: Biểu đồ phân tán
Từ biểu đồ phân tán (hình 4.7) giữa hai biến giá trị dự đoán chuẩn hóa (Standardized Predicted Value) và phần dư chuẩn hóa (Standardized residual) cho thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên. Vì vậy giả định liên hệ tuyến tính không bị vi phạm. Độ lớn của phần dư chuẩn hóa trên biểu đồ phân tán không tăng hoặc giảm cùng giá trị dự đoán chuẩn hóa. Vì vậy, giả định phương sai của sai số không đổi, không bị vi phạm.
Hình 4.8: Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa
Qua kết quả của hình 4.8 (biểu đồ tần số phần dư chuẩn hóa) và hình 4.9 (Biểu đồ
P-P Plot). cho thấy phân phối của phần dư là phân phối chuẩn. Như vậy giả định
về phân phối chuẩn của phần dư chuẩn hóa không bị vi phạm. Theo kết quả hình (PP Plot) cho thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng, nên ta kết luận là giả thuyết phân phối chuẩn không bị vi phạm.