CHƢƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.5. Phân tích tƣơng quan và xây dựng mơ hình hồi quy
4.5.1. Phân tích tƣơng quan Pearson
Mục đích của phân tích tương quan Pearson:
Kiểm tra mối tương quan tuyến tính chặt chẽ giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập. Vì điều kiện để hồi quy là trước nhất phải tương quan.
Ngoài ra cần nhận diện vấn đề đa cộng tuyến khi các biến độc lập cũng có tương quan mạnh với nhau. Dấu hiệu đa cộng tuyến sẽ được xem xét khi phân tích hồi quy
Hệ số tƣơng quan r
r <0.2: ko tương quan
r từ 0.2 đến 0.4: tương quan yếu
r từ 0.4 đến 0.6: tương quan trung bình
r từ 0.6 đến 0.8: tương quan mạnh r từ 0.8 đến <1: tương quan rất mạnh Bảng 4.19: Ma trận hệ số tƣơng quan HL DK BC LD DD PL TN DN VH HL Pearson Correlation 1 .413 ** .277** .297** .243** .364** .482** .323** .246** Sig. (2- tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 DK Pearson Correlation .413 ** 1 -.039 .154* .053 .008 .173* .107 .090 Sig. (2- tailed) .000 .583 .028 .453 .910 .013 .127 .203 BC Pearson Correlation .277 ** -.039 1 .042 .248** .362** -.016 .014 -.054 Sig. (2- tailed) .000 .583 .547 .000 .000 .819 .839 .445 LD Pearson Correlation .297 ** .154* .042 1 .078 .089 .127 .027 -.044 Sig. (2- tailed) .000 .028 .547 .266 .206 .071 .700 .528
DD Pearson Correlation .243 ** .053 .248** .078 1 .147* -.002 .108 .043 Sig. (2- tailed) .000 .453 .000 .266 .036 .975 .125 .546 PL Pearson Correlation .364 ** .008 .362** .089 .147* 1 -.073 .027 -.093 Sig. (2- tailed) .000 .910 .000 .206 .036 .299 .701 .188 TN Pearson Correlation .482 ** .173* -.016 .127 -.002 -.073 1 .184** .101 Sig. (2- tailed) .000 .013 .819 .071 .975 .299 .008 .151 DN Pearson Correlation .323 ** .107 .014 .027 .108 .027 .184** 1 .240** Sig. (2- tailed) .000 .127 .839 .700 .125 .701 .008 .001 VH Pearson Correlation .246 ** .090 -.054 -.044 .043 -.093 .101 .240** 1 Sig. (2- tailed) .000 .203 .445 .528 .546 .188 .151 .001
Nguồn: Kết quả SPSS của tác giả
Từ bảng kết quả ma trận hệ số tương quan ta thấy giá trị sig < 0.05 nghĩa là tất cả các biến độc lập đều có mối liên hệ tuyến tính đối với biến phụ thuộc cụ thể ở đây là mối tương quan cùng chiều.
Xét tiếp tới hệ số tương quan Pearson r ta thấy biến TN (thu nhập) có hệ số tương quan cao nhất là 0.482. Biến DD (đào tạo và thăng tiến) có hệ số tương quan
Cũng từ ma trận hệ số tương quan ta thấy giữa các biến độc lập cũng khơng có biến nào có tương quan chặt chẽ với nhau, khơng xảy ra tình trạng đa cộng tuyến nên tác giả sẽ đưa tất cả các biến này vào để xây dựng mơ hình hồi quy tuyến tính.
4.5.2. Xây dựng mơ hình hồi qui
Mơ hình hồi quy bội sẽ có dạng
HL=ß0 +ß1 *BC+ß2*TN +ß3*DK + ß4*PL + ß5*DD + ß6*DN + ß7*LD + ß8*VH + Trong đó
HL: biến phụ thuộc – sự hài lòng của người lao động HL = (HL1 + HL2 + HL3 + HL4 + HL5) / 5 BC: biến độc lập – bản chất công việc
BC = (BC2 + BC3 + BC4 + BC5 + BC6) / 5 TN: biến độc lập – thu nhập
TN = (TN1+ TN2 + TN3 + TN4) / 4 DK: biến độc lập – điều kiện làm việc
DK = (DK1 + DK2 + DK3 + DK4 + DK5 + DK6) / 6 PL: biến độc lập – phúc lợi xã hội
PL = (PL1 + PL2 + PL3 + PL4) / 4 DD: biến độc lập – đào tạo và thăng tiến
DD = (DD1 + DD2 + DD3 + DD4 + DD5) / 5 DN: biến độc lập – Mối quan hệ đồng nghiệp
DN = (DN1 + DN2 + DN3 + DN4 + DN5) / 5 LD: biến độc lập – Mối quan hệ lãnh đạo
LD = (LD2 + LD3 + LD4 + LD5 + LD6) / 5 VH: biến độc lập – văn hóa ứng xử
VH = (VH1+ VH2 + VH3) /3 ß0: hằng số hồi quy
ß1…… ß8: hệ số hồi quy riêng phần
Nghiên cứu thực hiện hồi quy đa biến theo phương pháp Enter: tất cả các biến độc lập được đưa vào một lần và xem xét các kết quả thống kê liên quan. Kết quả xây dựng mơ hình hồi quy:
Bảng 4.20: Tóm tắt mơ hình hồi quy
Mơ
hình R R
2
R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn Durbin Watson
1 .797a .634 .619 .21973 1.648
Nguồn: Kết quả SPSS của tác giả
Trong bảng tóm tắt mơ hình hồi quy ta thấy hệ số R2 hiệu chỉnh là 0.619 có nghĩa là mức độ phù hợp của mơ hình này là 61.9% hay là mơ hình này đã giải thích được 61.9% yếu tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của người lao động trong các doanh nghiệp ngành dệt may Việt Nam
Kiểm định F sử dụng trong bảng Anova là một phép kiểm định giả thuyết về mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính tổng thể. Ý tưởng của kiểm định này về mối quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và biến độc lập dể xem xét nó có liên hệ tuyến tính với tồn bộ các biến độc lập hay khơng?
Bảng 4.21: ANOVA Mơ hình Tổng của Mơ hình Tổng của bình phương df Trung bình bình phương F Sig. 1
Hồi quy 16.341 8 2.043 42.309 .000a
Phần dư 9.415 195 .048
Tổng cộng 25.756 203
Nguồn: Kết quả SPSS của tác giả
Từ bảng kết quả Anova có kết quả kiểm định F với mức ý nghĩa Sig < 0.05 cho thấy các biến trong mơ hình có thể giải thích đuợc sự thay đổi của biến phụ
Bảng 4.22: Các thông số thống kê từng biến trong mơ hình hồi quy
Mơ hình
Các hệ số chưa chuẩn hóa
Các hệ số đã
chuẩn hóa t Sig.
Thống kê da cộng tuyến
B Độ lệch chuẩn Beta Dung sai VIF
1 Hằng số -.092 .222 -.413 .680 DK -.092 .023 .285 6.387 .000 .938 1.066 BC .149 .020 .154 3.235 .001 .827 1.210 LD .065 .023 .164 3.698 .000 .950 1.053 DD .084 .028 .107 2.366 .019 .916 1.091 PL .066 .027 .318 6.762 .000 .848 1.179 TN .182 .031 .392 8.693 .000 .922 1.085 DN .271 .031 .149 3.274 .001 .902 1.109 VH .102 .024 .186 4.117 .000 .921 1.085
Nguồn: Kết quả SPSS của tác giả
Kết quả cho thấy tất cả các nhân tố trong mơ hình đều có với Sig. <0.05, có ý nghĩa thống kê và ảnh hưởng đến biến phụ thuộc. Cũng từ kết quả trên ta thấy hệ số phóng đại phương sai (VIF) tất cả đều nhỏ hơn 2 nên có thể kết luận khơng có hiện tuợng đa cộng tuyến. Phương trình hồi qui đối với các biến đã chuẩn hóa có dạng như sau:
HL = 0.154*BC + 0.392*TN + 0.285*DK + 0.3185*PL + 0.107 *DD + 0.149*DN + 0.164*LD + 0.186*VH
Qua phương trình cho thấy sau khi kiểm định và phân tích nhân tố khám phá, kết quả hồi qui bội cho thấy thu nhập có tác động nhiều nhất đến sự hài lòng nhân viên và đào tạo và thăng tiến có ảnh hưởng ít nhất. Các hệ số beta đều lớn hơn 0 cho thấy các biến độc lập tác động thuận chiều với biến phụ thuộc. Kết quả trên cho thấy các giả thuyết nêu ra trong mơ hình nghiên cứu là phù hợp và được chấp nhận.
4.6. Dị tìm các vi phạm giả định cần thiết
4.6.1. Giả định liên hệ tuyến tính và phƣơng sai bằng nhau
Kiểm định giả định liên hệ tuyến tính bằng đồ thị phân tán giữa các phần dư và giá trị dự đốn chuẩn hóa (standardized) mà mơ hình hồi quy tuyến tính cho ra. Kết quả đồ thị được trình bày như trên hình 4.7
Nguồn: Kết quả SPSS của tác giả
Đồ thị Scatterplot cho thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh tọa độ 0, khơng tạo thành một hình dạng nào. Do đó, giả định về liên hệ tuyến tính và phương sai bằng nhau cúa các phần dư không bị vi phạm. Vậy dữ liệu khảo sát là phù hợp với mơ hình hồi qui.
4.6.2. Giả định về phân phối chuẩn của phần dƣ
Phần dư có thể khơng tn theo phân phối chuẩn vì những lý do như: sử dụng sai mơ hình, phương sai khơng phải hằng số, số lượng các phần dư không đủ nhiều để phân tích. Có hai cách thường được sử dụng để kiểm tra phân phối chuẩn của phần dư. Cách thứ nhất sử dụng đồ thị P-Plot, đồ thị này thể hiện các giá trị của các điểm phân vị của phân phối biến phần dư theo các phân vị của phân phối chuẩn. Cách thứ hai sử dụng đồ thị Histogram của phần dư chuẩn hóa, nếu đồ thị có dạng đường cong phân phối chuẩn nằm chồng lên biểu đồ tần số và có trung bình Mean xấp xỉ bằng 0 và giá trị độ lệch chuẩn xấp xỉ bằng 1 thì xem như phần dư có phân phối chuẩn.
Hình 4.8 Đồ thị Histogram
Nguồn: Kết quả SPSS của tác giả
Ở đây ta có thể nhận định phân phối của phần dư xấp xỉ chuẩn (trung bình Mean xấp xỉ bằng 0.00, và độ lệch chuẩn Std Dev. = 0.98 tức là gần bằng 1). Do đó có thể kết luận rằng giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm
4.6.3. Giả định khơng có mối tƣơng quan giữa các biến độc lập (đo lƣờng đa cộng tuyến)
Cộng tuyến là trạng thái trong đó các biến độc lập có tương quan chặt chẽ với nhau. Hiện tượng cộng tuyến sẽ cung cấp cho mơ hình những thơng tin giống nhau, khó tách rời ảnh hưởng của từng biến độc lập tới biến phụ thuộc và làm tăng độ lệch chuẩn của các hệ số hồi quy cũng như làm giảm giá trị thống kê của kiểm định.
4.6.4. Giả định về tính độc lập của sai số
Từ bảng 4.20 ta thấy giá trị Durbin-watson = 1.648 là gần bằng 2 do đó có thể kết luận phần dư khơng có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau.
4.7. Thảo luận kết quả và kiểm định các giả thuyết nghiên cứu 4.7.1. Giả thuyết H1 và nhân tố thu nhập 4.7.1. Giả thuyết H1 và nhân tố thu nhập
H1: Thu nhập có tương quan thuận đến sự hài lịng của nhân viên trong cơng việc
Kết quả kiểm định cho thấy giả thuyết H1 với mức ý nghĩa thống kê sig.=.000 < .05 do đó chấp nhận giả thuyết H1. Mối quan hệ giữa thu nhập có liên quan trực tiếp đến sự hài lòng của người lao động là 0.392. Điều này có ý nghĩa khi các nhân tố khác không đổi, nhân tố thu nhập tăng lên 1 đơn vị thì sự của người lao động tăng thêm 0.392 đơn vị. Như vậy, thu nhập là yếu tố ảnh hưởng mạnh nhất trong tổng thể các yếu tố đang xem xét.
4.7.2. Giả thuyết H2 và nhân tố lãnh đạo
H2: Lãnh đạo có tương quan thuận đến sự hài lịng của nhân viên trong công việc
Kết quả hồi qui của giả thuyết H2 có mức ý nghĩa Sig < 0.05 do đó chấp
nhận giả thuyết H2. Mối quan hệ giữa lãnh đạo có liên quan trực tiếp đến sự hài lòng của người lao động là 0.164
4.7.3. Giả thuyết H3 và nhân tố bản chất công việc
H3:Bản chất cơng việc có tương quan thuận đến sự hài lòng của nhân viên trong công việc
Theo kết quả hồi qui cho thấy bản chất cơng việc có ảnh hưởng đến sự hài lịng của người lao động là 0.154 với mức ý nghĩa thống kê Sig. = .001< .05 do đó
chấp nhận giả thuyết H3. Chỉ số 0.154 có ý nghĩa khi các nhân tố khác không đổi,
bản chất công việc tăng lên 1 đơn vị thì sự hài lịng của người lao động tăng thêm 0.154 đơn vị.
4.7.4. Giả thuyết H4 và nhân tố điều kiện làm việc
H4:Điều kiện làm việc có tương quan thuận đến sự hài lịng của nhân viên trong cơng việc
Kết quả hồi qui của giả thuyết H4 có mức ý nghĩa Sig < 0.05 do đó chấp
nhận giả thuyết H4. Mối quan hệ giữa điều kiện làm việc có tác động đến sự hài
lòng của người lao động là 0.285
4.7.5. Giả thuyết H5 và nhân tố phúc lợi
H5:Phúc lợi có tương quan thuận đến sự hài lịng của nhân viên trong cơng việc
Kết quả kiểm định cho thấy giả thuyết H5 với mức ý nghĩa thống kê sig.=.000 < .05 do đó chấp nhận giả thuyết H5. Mối quan hệ giữa phúc lợi có liên quan trực tiếp đến sự hài lòng của người lao động là 0.318. Điều này có ý nghĩa khi các nhân tố khác không đổi, nhân tố thu nhập tăng lên 1 đơn vị thì sự của người lao động tăng thêm 0.318 đơn vị.
4.7.6. Giả thuyết H6 và nhân tố chế độ đào tạo và thăng tiến
H6:Chế độ đào tạo và thăng tiến có tương quan thuận đến sự hài lòng của nhân viên trong công việc
Kết quả kiểm định cho thấy giả thuyết H6 với mức ý nghĩa thống kê sig < .05 do đó chấp nhận giả thuyết H6. Mối quan hệ giữa chế độ đào tạo và thăng tiến có liên quan trực tiếp đến sự hài lòng của người lao động là 0.107. Điều này có ý nghĩa khi các nhân tố khác không đổi, nhân tố thu nhập tăng lên 1 đơn vị thì sự của người lao động tăng thêm 0.107 đơn vị. Đây là là yếu tố ảnh hưởng thấp nhất trong tất cả các yếu tố đang xem xét. Kết quả cho thấy hầu như các doanh nghiệp khơng có chế độ đào tạo cho nhân viên hoặc có thì chỉ mang tính hình thức chưa mang lại hiệu quả cho người lao động do đó yếu tố này có ảnh hưởng ít đến sự hài lịng của người lao động
4.7.7. Giả thuyết H7 và nhân tố mối quan hệ đồng nghiệp
H7:Mối quan hệ đồng nghiệp có tương quan thuận đến sự hài lịng của nhân viên trong cơng việc
Kết quả hồi qui của giả thuyết H7 có mức ý nghĩa Sig < 0.05 do đó chấp
nhận giả thuyết H7. Mối quan hệ giữa mối quan hệ đồng nghiệp có tác động đến sự
4.7.8. Giả thuyết H8 và nhân tố văn hóa ứng xử
H8: Văn hóa ứng xử có tương quan thuận đến sự hài lịng của nhân viên trong cơng việc
Kết quả kiểm định cho thấy giả thuyết H8 với mức ý nghĩa thống kê sig < .05 do đó chấp nhận giả thuyết H8. Mối quan hệ giữa văn hóa ứng xử có liên quan trực tiếp đến sự hài lòng của người lao động là 0.186. Điều này có ý nghĩa khi các nhân tố khác không đổi, nhân tố thu nhập tăng lên 1 đơn vị thì sự của người lao động tăng thêm 0.186 đơn vị. Mặc dù nhân tố này là nhân tố mới tuy nhiên nhân tố này ảnh hưởng mạnh thứ 4 trong tập hợp các yếu tố đang được xem xét chứng tỏ yếu tố này tác động không nhỏ đến sự hài lòng của người lao động. Các nhà quản lý cần chú trọng và quan tâm đến yếu tố này nhiều hơn nhằm cải thiện sự hài lòng của người lao động.
Hình 4.9 Mơ hình sau khi phân tích hồi quy
Nguồn: tác giả
4.8. Phân tích sự khác biệt của các yếu tố nhân khẩu học với sự hài lòng của ngƣời lao động ngƣời lao động
4.8.1. Phân tích sự khác biệt về giới tính và sự hài lòng của ngƣời lao động
Theo kết quả khảo sát có 56 nam và 148 nữ tham gia khảo sát. Để kiểm định sự khác biệt về trung bình giữa nam và nữ đối với hành vi truyền miệng qua mạng xã hội, ta dùng phép kiểm định T-test mẫu độc lập. Giả thuyết H0: sự hài lịng trong cơng việc giữa nam và nữ là như nhau.
Kết quả cho thấy kiểm định F có sig. = 0.740 > 0.05, chấp nhận giả thuyết phương sai của hai mẫu bằng nhau => kết quả kiểm định t sẽ dùng sig.= 0.938 >
Bản chất công việc
Điều kiện làm việc
Phúc lợi
Chế độ đào tạo, thăng tiến Mối quan hệ đồng nghiệp Lãnh đạo Sự hài lòng nhân viên Văn hóa ứng xử +0.392 +0.164 +0.154 +0. 285 +0. 318 +0. 107 +0. 149 +0. 186
của người lao động trong công việc giữa các nhóm giới tính. Giả thuyết H0 được chấp nhận.
Bảng 4.23: Kiểm định independent sample T-test đối với giới tính
Levene's Test kiểm định
phương sai bằng nhau
t-test Kiểm dịnh trung bình bằng nhau
F Sig. T df Sig. (2- tailed) Sư khác biệt trung bình Sự khác biệt sai số chuẩn HL Phương sai đồng nhất .110 .740 .078 202 .938 .00434 .05602