F1 F2 F3 F4 F5 F6 Y F1 Hệ số tương quan Pearson 1 Sig. (2-tailed) N 184 F2 Hệ số tương quan Pearson .216 ** 1 Sig. (2-tailed) .003 N 184 184 F3 Hệ số tương quan Pearson .204 ** .308** 1 Sig. (2-tailed) .005 .000 N 184 184 184 F4 Hệ số tương quan Pearson .380 ** .280** .252** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .001 N 184 184 184 184 F5 Hệ số tương quan Pearson .271 ** .072 .046 .332** 1 Sig. (2-tailed) .000 .330 .532 .000 N 184 184 184 184 184 F6 Hệ số tương quan Pearson .302 ** .084 .249** .165* .199** 1 Sig. (2-tailed) .000 .256 .001 .025 .007 N 184 184 184 184 184 184 Y Hệ số tương quan Pearson .535 ** .440** .410** .549** .452** .443** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 184 184 184 184 184 184 184
4.5 Kiểm định mơ hình nghiên cứu
Mơ hình nghiên cứu và các giả thuyết sẽ được kiểm định thơng qua phân tích hồi quy. Phương trình hồi quy bội giúp xác định tác động của các yếu tố độc lập lên Sự cam kết với tổ chức của nhân viên (biến phụ thuộc).
Kết quả hồi quy tại bảng 4.8 cho thấy giá trị R2 hiệu chỉnh = 0,620 = 62,0% có nghĩa là mơ hình này giải thích được 62,0% sự biến thiên của biến phụ thuộc “Sự cam kết với tổ chức của nhân viên” bị tác động bởi các biến độc lập.
Giá trị thống kê F = 43,82 tại mức ý nghĩa (Sig.) = 0,00 < 0,05 nên có thể kết luận rằng mơ hình đưa ra phù hợp với dữ liệu thực tế.
Bảng 4.8: Chỉ tiêu đánh giá độ phù hợp của mơ hình
R R2 R2 hiệu chỉnh F thay đổi Sg.F thay đổi
0,795a 0,633 0,620 43,820 1.803
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu của tác giả
Kết quả hồi quy tại bảng 4.10 cho thấy 6 biến độc lập F1, F2, F4, F5, F6 có mức ý nghĩa (Sig.) nhỏ hơn 0.01. Như vậy, các biến độc lập F1, F2, F4, F5, F6 tương quan có ý nghĩa thống kê với biến phụ thuộc (Y) với mức ý nghĩa 5%. Độ phóng đại phương sai (VIF) của các biến độc lập đều nhỏ hơn 2, chứng tỏ khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
Bảng 4.9: Các thơng số mơ hình hồi quy bội
Biến Hệ số hồi quy chưa
chuẩn hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa Giá trị kiểm định
Sig. Đa cộng tuyến
B Sai số chuẩn Beta Dung sai VIF Hằng số -0,688 0,242 -2.847 0,005 F1 0,163 0,037 0,226 4.352 0,000 0,770 1.299 F2 0,158 0,033 0,238 4.828 0,000 0,851 1.175 F3 0,172 0,053 0,163 3.262 0,001 0,829 1.207 F4 0,246 0,055 0,237 4.477 0,000 0,742 1.347 F5 0,244 0,050 0,243 4.904 0,000 0,846 1.181 F6 0,212 0,046 0,227 4.601 0,000 0,856 1.169
Mơ hình hồi quy tuyến tính bằng phương pháp bình phương bé nhất (OLS) được thực hiện với một số giả định và mơ hình chỉ thực sự có ý nghĩa khi các giả định này được đảm bảo. Do vậy, để đảm bảo cho độ tin cậy của mơ hình, việc đó tìm sự vi phạm các giả định là cần thiết.
Về giả định liên hệ tuyến tính phương pháp được sử dụng là biểu đồ phân tán Scatterplot. Nhìn vào biểu đồ ta thấy, phần dư không thay đổi theo một trật tự nào đối với giá trị dự đoán. Đo đó, giả thuyết về liên hệ tuyến tính khơng bị vi phạm. Giả định phân phối chuẩn của phần dư được kiểm tra qua biểu đồ Histogram và đồ thị P- P plot.
Nhìn vào biểu đồ Histogram ta thấy, phần dư có dạng gần với phân phối chuẩn, giá trị trung bình gần bằng 0 và độ lệch chuẩn gần bằng 1. Đồ thị P-P plot biểu diễn các điểm quan sát thực tế tập trung khá sát đường chéo những giá trị kỳ vọng, có nghĩa là phần dư có phân phối chuẩn.
Kiểm tra vấn đề đa cộng tuyến: Như đã đề cập ở phần phân tích tương quan, giữa các biến độc lập có tương quan với nhau, điều này sẽ tạo ra khả năng đa cộng tuyến của mơ hình. Vì vậy ta sẽ kiểm tra thêm hệ số phóng đại phương sai (Variance inflation factor – VIF). Kết quả phân tích cũng cho thấy hệ số phóng đại phương sai VIF của các biến là tương đối nhỏ (tất cả đều nhỏ hơn 10). Do đó khơng có hiện tương đa cộng tuyến trong mơ hình nghiên cứu.
Do đó, mơ hình hồi quy tuyến tính được xây dựng theo phương trình trên khơng vi phạm các giả định cần thiết trong hồi qui tuyến tính.
Kiểm định lý thuyết về phân phối chuẩn
Kiểm tra giả định về phân phối chuẩn phần dư cho thấy: Độ lệch chuẩn 0,983 gần bằng 1 và Mcan xấp xỉ bằng 0 (hình 4.1), do đó giả thuyết phân phối chuẩn của phần dư khi xây dựng mơ hình khơng vi phạm.
Hình 4.1: Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa Histogram
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu của tác giả
Dựa vào biểu đồ P-P plot ( hình 4.4) cho thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng nên ta có thể kết luận giả thuyết phân phối chuẩn không vi phạm
Hình 4.2: Biểu đồ P-P plot
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu của tác giả
Kết quả hình 4.5 cho thấy, phần dư chuẩn hóa đã phân tán ngẫu nhiên trên đồ thị, khơng tạo thành hình dạng nhất định nào. Như vậy, giá trị dự đoán và phần dư độc lập nhau và phương sai của phần dư khơng đổi. Mơ hình hồi quy là phù hợp.
Hình 4.3: Biểu đồ Scatterplot
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu của tác giả
Như vậy, mơ hình nghiên cứu ở trên là phù hợp. Các yếu tố VHDN ảnh hưởng đến cam kết với tổ chức của nhân viên có ý nghĩa thống kê trong mơ hình nghiên cứu gồm: Yếu tố 1 (F1) “Trao đổi thông tin trong tổ chức”; Yếu tố 2 (F2) “Hiệu quả trong
việc ra quyết định”; Yếu tố 3 (F3) “Phần thưởng và sự công nhận”; Yếu tố 4 (F4) “Làm việc nhóm”; Yếu tố 5 (F5) “Sự cơng bằng và tính nhất quán trong các chính sách quản trị”; Yếu tố 6 (F6) “Đào tạo và phát triển”.
Sắp xếp các yếu tố VHDN tác động đến sự cam kết với tổ chức của nhân viên mức độ tác động từ cao đến thấp: Yếu tố “Trao đổi thông tin trong tổ chức” tác động
mạnh nhất đối với “Cam kết với tổ chức của nhân viên” (hệ số beta 0,243); Thứ hai là yếu tố “Hiệu quả trong việc ra quyết định” (hệ số beta 0,238); Thứ ba là yếu tố “Phần thưởng và sự công nhận” (hệ số beta 0,237); Thứ tư là yếu tố “Làm việc nhóm” (hệ số beta 0,227); Thứ năm là yếu tố “Sự cơng bằng và tính nhất qn trong các chính
sách quản trị” (hệ số beta 0,226); Thứ sáu là yếu tố “Đào tạo và phát triển” (hệ số beta
0,163).
4.6 Kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Bảng 4.10 tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết nghiên cứu. Yếu tố Trao đổi thơng tin trong tổ chức có Sig. = 0,005< 0,05 do đó yếu tố “Trao đổi thơng tin trong thơng tin trong tổ chức có Sig. = 0,005< 0,05 do đó yếu tố “Trao đổi thơng tin trong tổ chức” tương quan có ý nghĩa với biến độc lập Y với độ tin vậy 95%. Đây cũng là yếu tố có ảnh hưởng lớn nhất đến cam kết với tổ chức của nhân viên. Hệ số Beta = 0,243 > 0, cho thấy mối quan hệ giữa yếu tố “Trao đổi thông tin trong tổ chức” và “Cam kết với tổ chức của nhân viên” là mối quan hệ cùng chiều. Vậy giả thuyết H1 được chấp nhận.
Yếu tố Hiệu quả trong việc ra quyết định có Sig. = 0,000 < 0,05 do đó yếu tố “Hiệu quả trong việc ra quyết định” tương quan có ý nghĩa với biến độc lập Y với độ tin vậy 95%. Đây cũng là yếu tố có ảnh hưởng lớn thứ hai đến cam kết với tổ chức của nhân viên. Hệ số Beta = 0,238 > 0, cho thấy mối quan hệ giữa yếu tố “Hiệu quả trong việc ra quyết định” và “Cam kết với tổ chức của nhân viên” là mối quan hệ cùng chiều. Vậy giả thuyết H4 được chấp nhận.
Yếu tố Phần thưởng và sự cơng nhận có Sig. = 0,001 > 0,05 do đó yếu tố “Phần thưởng và sự cơng nhận” tương quan có ý nghĩa với biến độc lập Y với độ tin vậy 95%. Đây cũng là yếu tố có ảnh hưởng lớn thứ ba đến cam kết với tổ chức của nhân viên. Hệ số Beta = 0,237 > 0, cho thấy mối quan hệ giữa yếu tố “Phần thưởng và sự công nhận” và “Cam kết với tổ chức của nhân viên” là mối quan hệ cùng chiều. Vậy giả thuyết H3 được chấp nhận.
Yếu tố Làm việc nhóm có Sig. = 0,000 > 0,05 do đó yếu tố Làm việc nhóm” tương quan có ý nghĩa với biến độc lập Y với độ tin vậy 95%. Đây cũng là yếu tố có ảnh hưởng lớn thứ tư đến cam kết với tổ chức của nhân viên. Hệ số Beta = 0,227 > 0, cho thấy mối quan hệ giữa yếu tố “Làm việc nhóm” và “Cam kết với tổ chức của nhân viên” là mối quan hệ cùng chiều. Vậy giả thuyết H5 được chấp nhận.
Yếu tố Sự cơng bằng và tính nhất qn trong các chính sách quản trị có Sig. = 0,000 > 0,05 do đó yếu tố “Sự cơng bằng và tính nhất qn trong các chính sách quản trị” tương quan có ý nghĩa với biến độc lập Y với độ tin vậy 95%. Đây cũng là yếu tố có ảnh hưởng lớn thứ năm đến cam kết với tổ chức của nhân viên. Hệ số Beta = 0,226 > 0, cho thấy mối quan hệ giữa yếu tố “Sự công bằng và tính nhất quán trong các chính sách quản trị” và “Cam kết với tổ chức của nhân viên” là mối quan hệ cùng chiều. Vậy giả thuyết H6 được chấp nhận.
Yếu tố Đào tạo và phát triển có Sig. = 0,000 > 0,05 do đó yếu tố “Đào tạo và phát triển” tương quan có ý nghĩa với biến độc lập Y với độ tin vậy 95%. Đây cũng là yếu tố có ảnh hưởng lớn thứ sáu đến cam kết với tổ chức của nhân viên. Hệ số Beta = 0,163 > 0, cho thấy mối quan hệ giữa yếu tố “Đào tạo và phát triển” và “Cam kết với tổ chức của nhân viên” là mối quan hệ cùng chiều. Vậy giả thuyết H2 được chấp nhận.
4.7 Kiểm định sự khác biệt về sự cam kết với tổ chức của nhân viên theo đặc
điểm cá nhân
Kiểm định giá trị trung bình của mẫu độc lập (One – Way - ANOVA) được sử dụng để kiểm định khác biệt về sự cam kết với tổ chức của nhân viên theo các đặc điểm cá nhân nhân (tuổi, học vấn, chức vụ, kinh nghiệm làm việc) do có từ 3 chọn lựa trở lên. Kiểm định giá trị trung bình của mẫu độc lập (Independent Sample T- Test) được sử dụng để kiểm định khác biệt về sự cam kết với tổ chức của nhân viên theo các đặc điểm cá nhân (giới tính, tình trạng hơn nhân, điều kiện làm việc), do có sự chọn lựa có hoặc cái này, hoặc cái kia.
Bảng 4.10: Tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết
Stt Giả thuyết Sig. Hệ số
Beta
Kết luận ở mức ý nghĩa 5%
1 H1 - Trao đổi thông tin trong
tổ chức 0,005 0,243 Chấp nhận
2 H4 - Hiệu quả trong việc ra
quyết định 0,000 0,238 Chấp nhận 3 H3 - Phần thưởng và sự công nhận 0,001 0,237 Chấp nhận 4 H5 – Làm việc nhóm 0,000 0,227 Chấp nhận 5 H6 – Sự cơng bằng và tính nhất quán trong các chính sách quản trị 0,000 0,226 Chấp nhận 6
H2 - Đào tạo và phát triển 0,000 0,163 Chấp nhận
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu của tác giả
4.7.1 Kiểm định về sự khác biệt giới tính
Kiểm định được sử dụng để kiểm tra xem giữa CB-CNV nam và CB-CNV nữ ai có sự cam kết với tổ chức của nhân viên cao hơn.
Bảng 4.11 cho thấy, mức ý nghĩa trong kiểm định Levene, Sig. = 0,517 > 0,05 chứng tỏ khơng có sự khác biệt về phương sai đối với sự cam kết với tổ chức của nhân viên nam và nữ.
Tiêu chí khơng giả định phương sai bằng nhau (Equal variances not assume) trong kiểm định T-test có mức ý nghĩa 0,149 > 0,05 chứng tỏ khơng có sự khác biệt ý nghĩa về trung bình về sự cam kết với tổ chức của nhân viên nam và nữ. Điều đó có nghĩa là, ở mức ý nghĩa thống kê 5%, sự cam kết với tổ chức của nhân viên nam và nữ là như nhau.
Bảng 4.11: Kiểm định sự khác biệt về sự cam kết với tổ chức của nhân viên về giới tính
Kiểm định Levene's về sự bằng nhau
của phương sai
Kiểm định sự bằng nhau của trung bình
F Sig. t df Sig. (2- tailed) Sự khác biệt trung bình Sự khác biệt độ lệch chuẩn Giả định phương sai bằng nhau 0,422 0,517 -1,409 182 0,161 -0,166 0,118 Không giả định phương sai bằng nhau -1,456 90,809 0,149 -0,166 0,114
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu của tác giả
4.7.2 Kiểm định về sự khác biệt tuổi
Tiến hành kiểm định sự khác biệt Sự cam kết với tổ chức của nhân viên giữa các độ tuổi (Dưới 30 tuổi; Từ 30 đến 40 tuổi; Trên 40 tuổi) để kiểm tra xem đối tượng nào có sự cam kết với tổ chức của nhân viên cao hơn.
Bảng 4.12 cho thấy, mức ý nghĩa trong kiểm định Levene Sig. = 0,001 < 0,05, tiến hành xem xét mức ý nghĩa Welch có Sig. = 0,033 < 0,05 chứng tỏ có sự khác
biệt về phương sai đối với sự cam kết với tổ chức của nhân viên giữa các độ tuổi khác nhau.
Bảng 4.12: Kiểm định sự khác biệt cam kết với tổ chức của nhân viên theo độ tuổi
Kiểm tra tính đồng nhất của các phương sai
Y
Levene Statistic df1 df2 Sig.
7,632 2 181 0,001 ANOVA Y Tổng bình phương df Tồn phương trung bình F Sig. Giữa các nhóm 3,087 2 1,543 3,122 0,046 Trong nhóm 89,471 181 0,494 Total 92.558 183
Robust Tests of Equality of Means
Y
Statistica df1 df2 Sig. Welch 3,573 2 79,838 0,033
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu của tác giả
4.7.3 Kiểm định về sự khác biệt học vấn
Tiến hành kiểm định sự khác biệt Sự cam kết với tổ chức của nhân viên có học vấn khác nhau ( PTTH; Trung cấp-Cao đẳng; Đại học; Trên đại học) để kiểm tra xem
Bảng 4.13 cho thấy, mức ý nghĩa trong kiểm định Levene Sig. = 0,356 > 0,05, tiến hành xem xét mức ý nghĩa giữa các nhóm có Sig. = 0,260 > 0,05 chứng tỏ khơng có sự khác biệt về phương sai đối với sự cam kết với tổ chức của nhân viên có học vấn khác nhau.
Bảng 4.13: Kiểm định sự khác biệt cam kết với tổ chức của nhân viên theo học vấn
Kiểm tra tính đồng nhất của các phương sai
Y
Levene Statistic df1 df2 Sig.
1,086 3 180 0,356
ANOVA
Y
Tổng bình phương df Tồn phương
trung bình
F Sig.
Giữa các nhóm 2,034 3 0,678 1,348 0,260
Trong nhóm 90,524 180 0,503
Total 92,558 183
Robust Tests of Equality of Means
Y
Statistica df1 df2 Sig. Welch 1,811 3 14,537 0,190
4.7.4 Kiểm định về sự khác biệt theo chức vụ
Tiến hành kiểm định sự khác biệt Sự cam kết với tổ chức của nhân viên giữa cấp quản lý, giám sát, nhân viên để kiểm tra xem đối tượng nào có sự cam kết với tổ chức của nhân viên cao hơn.
Bảng 4.14 cho thấy, mức ý nghĩa trong kiểm định Levene Sig. = 0,174 > 0,05, tiến hành xem xét mức ý nghĩa Welch có Sig. = 0,355 > 0,05 chứng tỏ khơng có sự khác biệt về phương sai đối với sự cam kết với tổ chức của nhân viên có chức vụ khác nhau.
Bảng 4.14: Kiểm định sự khác biệt cam kết với tổ chức của nhân viên theo chức vụ
Kiểm tra tính đồng nhất của các phương sai
Y
Levene Statistic df1 df2 Sig.
1,766 2 181 0,174
ANOVA
Y
Tổng bình phương df Tồn phương
trung bình
F Sig.
Giữa các nhóm 0,817 2 0,408 0,806 0,448
Trong nhóm 91,741 181 0,507
Total 92,558 183
Robust Tests of Equality of Means
Y
Statistica df1 df2 Sig. Welch 1,051 2 69,882 0,355
4.7.5 Kiểm định về sự khác biệt theo kinh nghiệm làm việc
Tiến hành kiểm định sự khác biệt Sự cam kết với tổ chức của nhân viên giữa CB-CNV có thời gian làm việc dưới 1 năm, từ 1 đến dưới 3 năm, từ 3 đến dưới 5 năm và trên 5 năm, để kiểm tra xem đối tượng nào có sự cam kết với tổ chức của nhân viên cao hơn.
Bảng 4.15 cho thấy, mức ý nghĩa trong kiểm định Levene Sig. = 0,169 > 0,05,