CHƯƠNG 4 PHÂN TÍCH VÀ THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.3 Đánh giá chính thức thang đo
4.3.4.1 Phân tích hồi quy tuyến tính
Các biến được đưa vào phân tích hồi quy theo phương pháp Enter, tiêu chuẩn kiểm định giá trị thống kê F, kiểm định mức độ phù hợp giữa mẫu và tổng thể thông qua hệ số xác định R2.
Bảng 4.9 Model Summary và ANOVA của phân tích hồi quy lần 1
Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R Square
Std. Error of the Estimate
Durbin-Watson
1 ,869a ,756 ,749 ,347 1,996
a. Predictors: (Constant), TroCap, ĐongNghiep, Luong, PhucLoi, CapTren, Moitruong
b. Dependent Variable: ThoaManChung
ANOVAa
Model Sum of
Squares df Mean Square F Sig.
1
Regression 76,296 6 12,716 105,345 ,000b
Residual 24,624 204 ,121
Total 100,920 210
a. Dependent Variable: ThoaManChung
b. Predictors: (Constant), TroCap, ĐongNghiep, Luong, PhucLoi, CapTren, Moitruong
Giá trị R2 hiệu chỉnh (Adjusted R Square) = 0,749 cho ta biết rằng biến phụ thuộc thỏa mãn chung được giải thích đến 74,90% bởi các biến độc lập trong mô hình trên.
Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy trên bằng kiểm định F = 105,345 với Sig = 0,000 < 0,05 Mô hình hồi quy tuyến tính trên là phù hợp và có thể sử dụng được. Nhìn và giá trị Sig của các biến độc lập trong mô hình ta thấy:
Bảng 4.10 Hệ số hồi quy chuẩn hóa của mô hình hồi quy lần 1
Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) ,225 ,131 1,717 ,087 Moitruong ,097 ,048 ,107 2,037 ,043 ,436 2,294 ĐongNghiep ,375 ,048 ,401 7,777 ,000 ,450 2,222 CapTren ,105 ,044 ,118 2,417 ,017 ,499 2,004 PhucLoi ,136 ,044 ,156 3,065 ,002 ,460 2,175 Luong ,065 ,034 ,083 1,899 ,059 ,634 1,578 TroCap ,167 ,034 ,220 4,898 ,000 ,595 1,680
a. Dependent Variable: ThoaManChung
- Những hệ số hồi quy beta chuẩn hóa có giá trị Sig < 0,05 tức là có ý nghĩa về mặt thống kê, ta sẽ giữ lại, kết quả có 05 yếu tố được ghi nhận:
+ Mối quan hệ đồng nghiệp: β = 0,401 (Sig = 0,000). + Đội ngũ cấp trên: β = 0,118 (Sig = 0,017).
+ Chế độ phúc lợi: β = 0,156 (Sig = 0,002). + Chính sách trợ cấp: β = 0,220 (Sig = 0,000).
- Những hệ số hồi quy beta chuẩn hóa có giá trị Sig > 0,05 tức là không có ý nghĩa về mặt thống kê, ta sẽ loại chúng, có 01 yếu tố được ghi nhận:
+ Tiền lương: β = 0,083 (Sig = 0,059).
Trong thực tế, có thể thuộc tính bị loại bỏ này cũng ảnh hưởng đến sự thỏa mãn công việc của CBCNV tuy nhiên chưa đủ mạnh. Như vậy các yếu tố được giữ lại trong mô hình nghiên cứu bao gồm: Moitruong, Dongnghiep, Captren, Phucloi, Trocap Tiến hành chạy mô hình hồi quy lần thứ 2 như sau:
Thoamanchung = β1*Moitruong + β2*Dongnghiep + β3*Captren + β4*Phucloi + β5*Trocap
Kết quả phân tích hồi quy lần thứ 2 như sau: (Phụ lục 9 tiếp theo).
Bảng 4.11 Model Summary và ANOVA của phân tích hồi quy lần 2
Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R Square
Std. Error of
the Estimate Durbin-Watson
1 ,867a ,752 ,746 ,350 2,002
a. Predictors: (Constant), TroCap, ĐongNghiep, CapTren, PhucLoi, Moitruong b. Dependent Variable: ThoaManChung
ANOVAa
Model Sum of
Squares df Mean Square F Sig.
1
Regression 75,860 5 15,172 124,113 ,000b
Residual 25,060 205 ,122
Total 100,920 210
a. Dependent Variable: ThoaManChung
b. Predictors: (Constant), TroCap, ĐongNghiep, CapTren, PhucLoi, Moitruong
Giá trị R2 hiệu chỉnh (Adjusted R Square) = 0,746 cho ta biết rằng biến phụ thuộc Thỏa mãn chung được giải thích đến 74,60% bởi các biến độc lập trong mô hình trên.
Kiểm định F về mức độ phù hợp của mô hình là 124,113 với Sig = 0,000 Chứng tỏ mô hình này phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
Bảng 4.12 Hệ số hồi quy chuẩn hóa của mô hình hồi quy lần 2 Coefficientsa Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized
Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) ,262 ,130 2,010 ,046 Moitruong ,117 ,047 ,128 2,488 ,014 ,457 2,188 ĐongNghiep ,377 ,048 ,404 7,791 ,000 ,451 2,220 CapTren ,116 ,044 ,130 2,665 ,008 ,507 1,971 PhucLoi ,135 ,045 ,156 3,033 ,003 ,460 2,175 TroCap ,186 ,033 ,245 5,679 ,000 ,652 1,533
a. Dependent Variable: ThoaManChung
Trước khi đưa ra mô hình hồi quy, ta sẽ xem xét, dò tìm các vi phạm giả định cần thiết trong mô hình hồi quy tuyến tính:
- Kiểm định hiện tượng tự tương quan bằng đại lượng thống kê Durbin – Watson. Durbin – Watson nằm trong khoảng từ 1 – 3 thì các phần dư không có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau (Hoàng Trọng – Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Ở đây ta thấy Durbin – Watson = 2,002 Không vi phạm tự tương quan.
- Dò tìm hiện tượng đa cộng tuyến bằng hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance inflation factor). Với VIF < 10 ta có thể bác bỏ giả thuyết mô hình bị hiện tượng đa cộng tuyến (Hoàng Trọng – Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Ở đây ta thấy giá trị VIF của các yếu tố trong mô hình đều < 10 (Từ 1,533 – 2,220) Không có hiện tượng đa cộng tuyến.
- Dò tìm giả định phân phối chuẩn của phần dư thay đổi, sử dụng biểu đồ Histogram của phần dư với phần dư có phân phối chuẩn với giá trị trung bình xấp xỉ bằng 0 và phương sai xấp xỉ bằng 1.
Ở hình 4.2 ta thấy các phần dư có phân phối chuẩn với giá trị trung bình xấp xỉ bằng 0 và phương sai xấp xỉ bằng 1 (0,988). Ta kết luận giả định về phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
- Để dò tìm giả định phương sai của sai số không đổi, sử dụng biểu đồ phân tán phân dư, nếu các phần dư phân tán một cách ngẫu nhiên quanh trục 0 – quanh giá trị trung bình của phần dư trong một phạm vi không đổi thì chức tỏ rằng giả định phương sai của sai số không đổi không bị vi phạm (Hoàng Trọng – Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Hình 4.3 Biểu đồ phân tán phần dư
Ở hình 4.3 ta thấy các giá trị phần dư phân tán một cách ngẫu nhiên quanh trục 0, ta kết luận giả định phương sai của sai số không đổi không bị vi phạm.
Từ những kết quả kiểm định trên, có thể kết luận các kết quả phân tích hồi quy trên là đáng tin cậy, cụ thể:
Các hệ số beta chuẩn hóa của mô hình đều có giá trị Sig < 0,05. Do đó, các thành phần tham gia vào mô hình đều có ý nghĩa thống kê, cụ thể yếu tố “Mối quan hệ đồng nghiệp” là quan trọng nhất và tác động lớn nhất đến sự thỏa mãn công việc của CBCNV (βDongnghiep = 0,404), tác động ít nhất đến sự thỏa mãn công việc là yếu tố “Môi trường làm việc và chương trình đào tạo” (βMoitruong = 0,128).
Thoamanchung = 0,128*Moitruong + 0,404*Dongnghiep + 0,130*Captren + 0,156*Phucloi + 0,245*Trocap
Giải thích cụ thể:
Sự thỏa mãn công việc của CBCNV = 0,128*“Môi trường làm việc và chương trình
đào tạo” + 0,404*“Mối quan hệ đồng nghiệp” + 0,130*“Đội ngũ cấp trên” + 0,156*“Chế độ phúc lợi” + 0,245*“Chính sách trợ cấp”.
Trong đó:
- Hệ số βMoitruong = 0,128 cho biết khi yếu tố Môi trường làm việc và chương trình đào tạo tăng thêm 1 đơn vị (trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi) thì sự thỏa mãn công việc của CBCNV tăng lên 0,128 đơn vị.
- Hệ số βDongnghiep = 0,404 cho biết khi yếu tố Mối quan hệ đồng nghiệp tăng thêm 1 đơn vị (trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi) thì sự thỏa mãn công việc của CBCNV tăng lên 0,404 đơn vị.
- Hệ số βCaptren = 0,130 cho biết khi yếu tố Đội ngũ cấp trên tăng thêm 1 đơn vị (trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi) thì sự thỏa mãn công việc của CBCNV tăng lên 0,130 đơn vị.
- Hệ số βPhucloi = 0,156 cho biết khi yếu tố Chế độ phúc lợi tăng thêm 1 đơn vị (trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi) thì sự thỏa mãn công việc của CBCNV tăng lên 0,156 đơn vị.
- Hệ số βTrocap = 0,245 cho biết khi yếu tố Chính sách trợ cấp tăng thêm 1 đơn vị (trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi) thì sự thỏa mãn công việc của CBCNV tăng lên 0,245 đơn vị.