CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.5. Kiểm định giả thuyết nghiên cứu
4.5.2. Phân tích hồi quy tuyến tính bội
Để hồi quy có ý nghĩa, nghiên cứu đã thực hiện các kiểm định sau:
- Mơ hình khơng có hiện tượng đa cộng tuyến: Ở phần phân tích hệ số tương
quan giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc và giữa các biến độc lập với
nhau, ta thấy rằng giữa các biến phụ thuộc có quan hệ tương quan với các biến
độc lập và cũng như giữa các biến độc lập cũng có mối tương quan với nhau.
Khi mối tương quan khá chặt chẽ sẽ dễ dẫn đến hiện tượng đa cộng tuyến của
Bảng 4.6 Hệ số tương quan giữa các biến
LUO N G PHLOI TDBN CO HOI TRAO QU YEN LUONG 1 PHLOI .530** 1 TDBN .310** .441** 1 COHOI .396** .243** .219** 1 TRAO QUYEN .118 .312** .144* .287** 1 COMMIT1 .520** .482** .376** .705** .253** COMMIT2 .153* .120 -.073 .064 .171* COMMIT3 .589** .476** .217** .591** .459**
mơ hình. Do vậy mà chúng ta phải dị tìm hiện tượng đa cộng tuyến bằng cách tính độ chấp nhận của biến (Tolerance) và hệ số phóng đại phương sai (VIF),
chỉ khi nào VIF vượt q 10 thì mơ hình mới xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến (Hoàng Trọng- Chu Nguyễn Mộng Ngọc 2005).
- Các phần dư có phân phối chuẩn: phần dư có thể khơng tn theo phân phối chuẩn vì những lý do như sau: sử dụng sai mơ hình, phương sai khơng phải là hằng số, số lượng các phần dư không đủ nhiều để phân tích… Vì vậy chúng ta thực hiện nhiều cách khảo sát khác nhau để dị tìm vi phạm. Nghiên cứu thực hiện khảo sát phân phối của phần dư bằng cách xây dựng biểu đồ tần số
Histogram và biểu đồ Q-Q plot. Nếu nhìn vào biểu đồ tần số Histogram ta thấy phần dư có phân phối chuẩn với trị trung bình mean = 0, độ lệch chuẩn Std.Dev gần bằng 1 và biểu đồ tần số Q-Q Plot cũng cho ta thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng thì ta có thể kết luận rằng giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
- Giả định về tính độc lập của sai số (khơng có sự tương quan giữa các phần dư): ta dùng đại lượng Durbin – Watson (d) để thực hiện kiểm định. Đại lượng d
này có giá trị biến thiên từ 0 đến 4. Nếu các phần dư khơng có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau, giá trị d sẽ gần bằng 2.
4.5.2.1. Phân tích hồi quy tuyến tính bội giữa thực tiễn QTNNL với gắn kết vì tình cảm:
Với giả thuyết ban đầu cho mơ hình lý thuyết, ta có phương trình hồi quy tuyến tính như sau:
COMMIT1 = â0 + (â1 x LUONG) + (â2 x PHLOI) + (â3 x TDBN) + (â4 x COHOI) + (â5 x TRAOQUYEN) (4.1)
Phân tích hồi quy sẽ được thực hiện với 5 biến độc lập của thực tiễn quản trị
(enter) cho thấy mơ hình hồi quy thích hợp sử dụng để kiểm định mơ hình lý thuyết
(sig F =0.000) và giải thích được 61% sự khác biệt của biến phụ thuộc (R2 hiệu chỉnh = 0.616) (Bảng 4.7). Các kiểm định hồi quy đúng yêu cầu, kết quả kiểm định trong
phụ lục 8.
Bảng 4.7 Các hệ số xác định mơ hình
Thống kê sự thay đổi Mơ hình R R bình phương R bình phương điều chỉnh Độ lệch chuẩn
ước tính Thay đổi của R bình
phương Sự thay đổi của F df1 df2 Sự thay đổi của Sig. F 1 .790a .625 .616 .40372 .625 69.895 5 210 .000
a. Biến độc lập: TRAOQUYEN, LUONG, TDBN, COHOI, PHLOI b. Biến phụ thuộc: COMMIT1
Kết quả phân tích hồi quy ở bảng 4.8 cho thấy chỉ có yếu tố Trao quyền quản lý (TRAO QUYEN) có sig.T =0.738 >0.05, các yếu tố cịn lại đều có sig.T <0.05, do đó chỉ có yếu tố TRAO QUYEN khơng có mối tương quan đủ mạnh và khơng có ý nghĩa thống kê khi đưa vào mơ hình phân tích, các yếu tố cịn lại trong thang đo thực tiễn QTNNL đều có mối tương quan đủ mạnh và có ý nghĩa thống kê khi đưa vào mơ hình phân tích.
Giá trị hệ số phóng đại phương sai (VIF) nằm trong khoảng 1.267 đến 1.714, nên có thể kết luận các biến độc lập khơng có hiện tượng đa cộng tuyến, mối liên hệ giữa các biến độc lập này không đáng kể.
Qua phân tích này cho thấy trong các yếu tố thực tiễn QTNNL, yếu tố Cơ hội thể hiện bản thân (COHOI) có tác động mạnh nhất đến Gắn kết tình cảm (hệ số 0.45).
Qua hệ số hồi quy chuẩn hoá Beta cũng cho thấy yếu tố Cơ hội thể hiện bản thân (COHOI) có hệ số Beta khá cao (0.576) so với các yếu tố khác, chứng tỏ yếu tố này
giữ vai trò quan trọng trong sự tác động của thực tiễn QTNNL đến Gắn kết tình cảm của nhân viên.
Bảng 4.8 Kết quả hồi quy từng phần về Gắn kết vì tình cảm
Hệ số hồi quy Hệ số hồi quy
chuẩn hóa Phân tích đa cộng tuyến Biến B Độ lệch chuẩn Beta t Sig. Độ chấp nhận Hệ số phóng đại phương sai (Constant) .375 .206 1.825 .069 LUONG .128 .049 .140 2.627 .009 .627 1.594 PHLOI .187 .046 .225 4.064 .000 .584 1.714 TDBN .123 .053 .109 2.295 .023 .789 1.267 COHOI .450 .038 .576 11.988 .000 .775 1.291 1 TRAOQUY EN -.012 .037 -.016 -.335 .738 .837 1.195 a. Biến phụ thuộc: COMMIT1
Từ bảng 4.8 ta có phương trình chưa chuẩn hóa dự đốn sự tác động của thực tiễn QTNNL lên gắn kết vì tình cảm như sau:
COMMIT1 = (0.128 x LUONG) + (0.187 x PHLOI) + (0.123 x TDBN) + (0.45 x COHOI) (4.2)
4.5.2.2. Phân tích hồi qui tuyến tính bội giữa thực tiễn QTNNL với gắn kết vì lợi ích:
Với giả thuyết ban đầu cho mơ hình lý thuyết, ta có phương trình hồi quy tuyến tính như sau:
COMMIT2 = â0 + (â1 x LUONG) + (â2 x PHLOI) + (â3 x TDBN) + (â4 x COHOI) + (â5 x TRAO QUYEN) (4.3)
Phân tích hồi quy sẽ được thực hiện với 5 biến độc lập của thực tiễn quản trị
nguồn nhân lực và một biến phụ thuộc là gắn kết vì lợi ích được đưa vào cùng lúc cho thấy mơ hình hồi quy chưa thích hợp sử dụng để kiểm định mơ hình lý thuyết (sig F =0.018) và cũng chỉ giải thích được 4% sự khác biệt của biến phụ thuộc (R2 hiệu chỉnh = 0.044) (Bảng 4.9). Các kiểm định hồi quy đúng yêu cầu, kết quả kiểm định
trong phụ lục 8.
Bảng 4.9 Các hệ số xác định mơ hình
Thống kê sự thay đổi Mơ hình R R bình phương R bình phương điều chỉnh Độ lệch chuẩn ước tính Thay đổi của R bình phương Sự thay
đổi của F df1 df2 Sự thay đổi của Sig. F 1 .262a .069 .044 .65592 .069 2.798 5 190 .018
a. Biến độc lập: TRAO QUYEN, TDBN, LUONG, COHOI, PHLOI b. Biến phụ thuộc: COMMIT2
Kết quả phân tích hồi quy từng phần trong bảng 4.10 cho thấy chỉ có yếu tố Tuyển dụng và bổ nhiệm (TDBN) và yếu tố Trao quyền quản lý (TRAO QUYEN) có sig.T < 0.05; các yếu tố cịn lại đều có sig.T >0.05, do đó chỉ có yếu tố Tuyển dụng và bổ nhiệm (TDBN) và Trao quyền quản lý (TRAO QUYEN) có mối tương quan và có ý nghĩa thống kê khi đưa vào mơ hình phân tích, tuy nhiên mức độ tác động rất thấp (B=0.124 cho yếu tố TRAOQUYEN), đặc biệt yếu tố Tuyển dụng và bổ nhiệm có tác
động ngược chiều với Gắn kết vì lợi ích (B= -0.183); các yếu tố còn lại trong thang đo
Như vậy, dữ liệu phân tích hiện tại của nghiên cứu chưa đủ cơ sở để chứng minh có mối quan hệ tuyến tính giữa các yếu tố Trả cơng lao động (LUONG), Chính sách phúc lợi (PHLOI) và Cơ hội thể hiện bản thân (COHOI) với Gắn kết vì lợi ích của nhân viên.
Từ bảng 4.10 ta có phương trình chưa chuẩn hóa dự đốn sự tác động của thực tiễn QTNNL lên gắn kết vì lợi ích như sau:
COMMIT2 = 2.376 - 0.183 x TDBN + 0.124 x TRAOQUYEN (4.4)
4.5.2.3. Phân tích hồi qui tuyến tính bội giữa thực tiễn QTNNL với gắn kết vì đạo đức:
Với giả thuyết ban đầu cho mơ hình lý thuyết, ta có phương trình hồi quy tuyến tính như sau:
Bảng 4.10 Kết quả hồi quy từng phần về Gắn kết vì lợi ích
Hệ số hồi quy Hệ số hồi quy chuẩn hóa Phân tích đa cộng tuyến Biến B Độ lệch chuẩn Beta t Sig. Độ chấp nhận Hệ số phóng đại phương sai (Constant) 2.376 .339 6.998 .000 LUONG .154 .090 .157 1.713 .088 .586 1.706 PHLOI .049 .079 .059 .623 .534 .549 1.823 TDBN -.183 .087 -.165 -2.099 .037 .790 1.266 COHOI -.018 .062 -.024 -.298 .766 .765 1.307 1 TRAOQUYE N .124 .060 .158 2.053 .041 .829 1.207 a. Biến phụ thuộc: COMMIT2
COMMIT3 = â0 + (â1 x LUONG) + (â2 x PHLOI) + (â3 x TDBN) + (â4 x COHOI) + (â5 x TRAOQUYEN) (4.5)
Phân tích hồi quy sẽ được thực hiện với 5 biến độc lập của thực tiễn quản trị
nguồn nhân lực và một biến phụ thuộc là gắn kết thông thường được đưa vào cùng lúc (enter) cho thấy mơ hình hồi quy thích hợp sử dụng để kiểm định mơ hình lý thuyết
(sig F =0.000) và giải thích được 59% sự khác biệt của biến phụ thuộc (R2 hiệu chỉnh = 0.592) (Bảng 4.11). Các kiểm định hồi quy đúng yêu cầu, kết quả kiểm định trong phụ lục 8.
Bảng 4.11 Các hệ số xác định mơ hình
Thống kê sự thay đổi Mơ hình R R bình phương R bình phương điều chỉnh Độ lệch chuẩn
ước tính của R bình Thay đổi
phương Thay đổi của F df1 df2 Thay đổi của Sig. F 1 .776a .602 .592 .65954 .602 63.511 5 210 .000
a. Biến độc lập: TRAOQUYEN, LUONG, TDBN, COHOI, PHLOI b. Biến phụ thuộc: COMMIT3
Kết quả phân tích hồi quy ở bảng 4.12 cho thấy chỉ có yếu tố Tuyển dụng và bổ nhiệm (TDBN) có sig.T =0.122 >0.05, các yếu tố cịn lại đều có sig.T <0.05, do đó
chỉ có yếu tố Tuyển dụng và bổ nhiệm (TDBN) khơng có mối tương quan đủ mạnh và khơng có ý nghĩa thống kê khi đưa vào mơ hình phân tích, các yếu tố còn lại trong thang đo thực tiễn QTNNL đều có mối tương quan đủ mạnh và có ý nghĩa thống kê
khi đưa vào mơ hình phân tích.
Giá trị hệ số phóng đại phương sai (VIF) nằm trong khoảng 1.195 đến 1.714, nên có thể kết luận các biến độc lập khơng có hiện tượng đa cộng tuyến, mối liên hệ giữa các biến độc lập này khơng đáng kể.
Qua phân tích này cho thấy các yếu tố thực tiễn QTNNL tác động đến Gắn kết vì
đạo đức theo mức độ giảm dần là Trả công lao động (B = 0.532), Cơ hội thể hiện bản
thân (B = 0.43), Trao quyền quản lý (B = 353), Chính sách phúc lợi (B= 0.190). Qua hệ số hồi quy chuẩn hoá Beta cũng cho thấy hai yếu tố Trả công lao động ( LUONG) và Cơ hội thể hiện bản thân (COHOI) có hệ số Beta khá cao (0.366 và 0.347) so với các yếu tố khác, chứng tỏ hai yếu tố này giữ vai trò quan trọng trong sự tác động của thực tiễn QTNNL đến Gắn kết vì đạo đức của nhân viên.
Bảng 4.12 Kết quả hồi quy từng phần về Gắn kết vì đạo đức
Hệ số hồi quy Hệ số hồi quy chuẩn hóa Phân tích đa cộng tuyến Biến B Độ lệch chuẩn Beta t Sig. Độ chấp nhận Hệ số phóng đại phương sai (Constant) -2.000 .336 -5.953 .000 LUONG .532 .080 .366 6.654 .000 .627 1.594 PHLOI .190 .075 .144 2.530 .012 .584 1.714 TDBN -.136 .087 -.076 -1.554 .122 .789 1.267 COHOI .430 .061 .347 7.013 .000 .775 1.291 1 TRAOQU YEN .353 .060 .282 5.917 .000 .837 1.195 a. Biến phụ thuộc: COMMIT3
Từ bảng 4.12 ta có phương trình chưa chuẩn hóa dự đốn sự tác động của thực tiễn QTNNL lên gắn kết vì đạo đức như sau:
COMMIT3 = -2 + (0.532 x LUONG) + (0.19 x PHLOI) + (0.43 x COHOI) + (0.353 x TRAOQUYEN) (4.6)