CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.4 Phân tích hồi quy tuyến tính
Sau khi các thang đo được kiểm định, tác giả tiến hành bước phân tích dữ liệu để chuẩn bị phân tích hồi qui cho mơ hình nghiên cứu. Giá trị của các biến độc lập và phụ thuộc trong phân tích hồi qui là giá trị trung bình của các biến quan sát trong từng thang đo.
4.4.1 Phân tích tương quan
Từ kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA), các giả thuyết cần được kiểm định lại bằng phương pháp hồi quy. Phương pháp thực hiện hồi quy là đưa vào lần lượt (Enter). Để đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình, hệ số R2 (R Square) thường được sử dụng, hệ số xác định R2 được chứng minh là hàm không giảm theo số biến độc lập được đưa vào mơ hình, tuy nhiên khơng phải phương trình càng có nhiều biến sẽ càng phù hợp hơn với dữ liệu, R2 có khuynh hướng là một nhân tố lạc quan của thước đo sự phù hợp của mơ hình đối với dữ liệu trong trường hợp có 1 biến giải thích trong mơ hình. Như vậy, trong hồi quy tuyến tính bội thường dùng hệ số R2 điều chỉnh để đánh giá độ phù hợp của mơ hình vì nó khơng thổi phồng mức độ phù hợp của mơ hình.
Ngồi ra, hiện tượng tương quan giữa các phần dư được kiểm tra bằng hệ số Durbin – Watson(1< Durbin-Watson < 3 ) và khơng có hiện tượng đa cộng tuyến bằng hệ số phóng đại phương sai VIF (VIF < 2). Bên cạnh đó, hệ số Beta chuẩn hố được dùng để đánh giá mức độ quan trọng của từng nhân tố (Hoàng Trọng & Mộng Ngọc, 2008).
Bảng 4.8 Bảng tóm tắt kết quả mơ hình hồi quy
Mơ hình R R bình phương R bình phương hiệu chỉnh Sai số chuẩn của dự báo Durbin- Watson 1 ,307a ,094 ,079 ,65501 2,003 a. Biến dự báo: (Hằng số), CV, TL, HL, ĐN, TT b. Biến phụ thuộc: DĐ
Về độ thích hợp của mơ hình, hệ số R2 hiệu chỉnh là 0,079, đồng nghĩa là 7,9% sự biến thiên của biến dự định nghỉ việc được giải thích bởi các biến độc lập trong mơ hình.
Bảng 4.9 Phân tích phương sai ANOVAa
Mơ hình Tổng bình phương Độ lệch chuẩn Trung bình bình phương F Mức ý nghĩa Sig. 1 Hồi quy 13,137 5 2,627 6,124 ,000b Phần dư 126,138 294 ,429 Tổng 139,276 299 a. Biến phụ thuộc: DĐ b. Biến dự báo: (Hằng số), CV, TL, HL, ĐN, TT
Bảng 4.10:Các hệ số của phương trình hồi quyaMơ hình Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Đa cộng tuyến B Sai số
chuẩn Beta Tolerance VIF
1 (Hằng số) 4,426 ,166 26,629 ,000 TL -,125 ,044 -,169 -2,858 ,005 ,885 1,129 TT ,087 ,057 ,108 1,528 ,128 ,621 1,609 HL -,171 ,059 -,203 -2,896 ,004 ,626 1,598 ĐN -,077 ,049 -,110 -1,560 ,120 ,623 1,606 CV ,039 ,041 ,058 ,944 ,346 ,809 1,236 a. Biến phụ thuộc: DĐ
Hệ số xác định R2= 0,094 (≠ 0), và R2 hiệu chỉnh = 0,079, với mức ý nghĩa sig. = 0,000. Kết quả kiểm định trị thống kê F và mức ý nghĩa thống kê của nó (sig. = 0,000) cho thấy mơ hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu, sử dụng được. Hệ số xác định điều chỉnh cho thấy độ tương thích của mơ hình là 7,9% hay nói cách khác các biến độc lập giải thích được khoảng 7,9% phương sai của biến phụ thuộc. Đồng thời, kết quả cho thấy hệ số phóng đại phương sai (VIF) nhỏ hơn 2. Do vậy, khơng có xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa 5 biến độc lập trong mơ hình hồi quy này. Hệ số Durbin-Watson đạt 2,003 đạt yêu cầu (1< Durbin-Watson<3) khơng có hiện tượng tương quan giữa các phần dư. Cho nên mơ hình đạt u cầu.
Phương trình hồi quy dạng chuẩn hóa theo phương pháp Enter về dự định nghỉ việc là:
Dự định nghỉ việc = -0,169* tiền lương -0,203* hài lòng với quản lý
4.4.2 Kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Kiểm định giả thuyết H1: Tiền lương có tác động đến dự định nghỉ việc của nhân viên. Kết quả hồi quy về nhân tố tiền lương là chỉ số dự báo có ý nghĩa của dự định nghỉ việc (β = -0,169; sig. ≤0,05). Như vậy với hệ số tin cậy 95% ta có thể cho rằng nhân tố tiền lương có tác động tiêu cực đến dự định nghỉ việc. Hay nói cách khác
ta chấp nhận giả thuyết H1. Kết quả nghiên cứu này cho thấy nhân tố tiền lương phù hợp cũng là một nhân tố có ảnh hưởng khá lớn đến dự định nghỉ việc của nhân viên. Nếu Cơng ty tìm các giải pháp tăng mức độ hài lịng về nhân tố tiền lương lên 1 đơn vị thì mức độ của dự định nghỉ việc của nhân viên sẽ giảm xuống -0,169 đơn vị.
Kiểm định giả thuyết H2: Nhân tố “cơ hội thăng tiến” có tác động đến dự định nghỉ việc. Kết quả hồi quy về nhân tố “cơ hội thăng tiến” là chỉ số dự báo khơng có ý nghĩa của dự định nghỉ việc (β = 0,108; sig. ≥0,05). Như vậy với hệ số tin cậy 95% có thể cho rằng nhân tố “cơ hội thăng tiến” khơng có ảnh hưởng đến dự định nghỉ việc của nhân viên. Hay nói cách khác ta bác bỏ giả thuyết H2. Kết quả này cho thấy đây không phải là nhân tố ảnh hưởng đến dự định nghỉ việc của nhân viên.
Kiểm định giả thuyết H3: Nhân tố “hài lịng với quản lý” có tác động đến dự định nghỉ việc. Kết quả hồi quy về nhân tố tiền lương là chỉ số dự báo có ý nghĩa của dự định nghỉ việc (β = -0,203; sig. ≤0,05). Như vậy với hệ số tin cậy 95% có thể cho rằng nhân tố “hài lịng với quản lý” có tác động tiêu cực đến dự định nghỉ việc. Hay nói cách khác ta chấp nhận giả thuyết H3. Điều này cho thấy nếu công ty cải thiện cảm nhận của người lao động về nhân tố hài lòng với quản lý (thay đổi phong cách lãnh đạo, cải thiện quan hệ lãnh đạo – nhân viên) tăng thêm 1 điểm thì mức độ dự định nghỉ việc giảm xuống -0.203 đơn vị.
Kiểm định giả thuyết H4: Nhân tố “đồng nghiệp” có tác động đến dự định nghỉ việc. Kết quả hồi quy về nhân tố “đồng nghiệp” là chỉ số dự báo khơng có ý nghĩa của dự định nghỉ việc (β = -0,110; sig. ≥0,05). Như vậy với hệ số tin cậy 95% có thể cho rằng nhân tố “đồng nghiệp” khơng có ảnh hưởng đến dự định nghỉ việc của nhân viên. Hay nói cách khác ta bác bỏ giả thuyết H4. Kết quả này cho thấy đây không phải là nhân tố ảnh hưởng đến dự định nghỉ việc của nhân viên.
Kiểm định giả thuyết H5: Nhân tố “công việc” có tác động đến dự định nghỉ việc. Kết quả hồi quy về nhân tố “cơng việc” là chỉ số dự báo khơng có ý nghĩa của dự định nghỉ việc (β = 0,058; sig. ≥0,05). Như vậy với hệ số tin cậy 95% có thể cho rằng
nhân tố “cơng việc” khơng có ảnh hưởng đến dự định nghỉ việc của nhân viên. Hay nói cách khác ta bác bỏ giả thuyết H5. Kết quả này cho thấy đây không phải là nhân tố ảnh hưởng đến dự định nghỉ việc của nhân viên.
Bảng 4.11: Tóm tắt kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Giả thuyết Phát biểu Kết quả
H1 Tiền lương tác động âm đến dự định nghỉ việc của nhân viên.
Chấp nhận
H2 Chính sách thăng tiến của công ty tác động âm đến dự định nghỉ việc của nhân viên.
Bác bỏ
H3 Mức độ hài lòng với quản lý tác động âm đến dự định nghỉ việc của nhân viên.
Chấp nhận
H4 Mức độ hài lòng với đồng nghiệp tác động âm đến dự định nghỉ việc của nhân viên.
Bác bỏ
H5 Bản chất cơng việc có tác động âm đến dự định nghỉ việc của nhân viên.
Bác bỏ
Như vậy, kết quả phân tích hồi quy đã chỉ ra rằng biến tiền lương và hài lòng với quản lý có tác động ngược chiều với dự định nghỉ việc trọng số hồi qui beta của hai biến này đều có sig ≤0,05, trong đó biến hài lịng với quản lý có tác động mạnh hơn. Biến thăng tiến, hài lịng với đồng nghiệp và cơng việc khơng có ý nghĩa thống kê vì sig ≥0,05, nhưng xét về mặt tương quan thì có tồn tại sự tương quan giữa ba nhân tố này với dự định nghỉ việc.