CHƯƠNG 3 KẾT QUẢ NGHIÊNCỨU
3.2.2. Phân tích hồi quy
Nhằm kiểm ựịnh sự phù hợp của mơ hình đề nghị trong chương 3, tác giả tiến hành chạy hồi quy với biến phụ thuộc (Dependent) là Công việc (CV), Thu nhập (TN); đồng nghiệp (DN); Chắnh sách ựào tạo, tuyển dụng (DT), Văn hoá tổ chức (VH); Sự hỗ trợ ban lãnh ựạo (LD); Môi trường làm việc (DK), Phúc lợi (PL) và sự hài lòng của nhân viên tại Ủy ban nhân dân thành phố Bn Ma Thuột (HL) là các giá trị trung bình của nhóm nhân tố, sử dụng phương pháp phân tắch hồi quy tuyến tắnh Enter/Remove bằng phần mềm SPSS IBM 22 kết quả như sau:
a. Kiểm ựịnh sự phù hợp của mơ hình
để ựánh giá sự phù hợp của mơ hình ta sử dụng hệ số R2 hiệu chỉnh thay cho hệ số xác ựịnh R2. Bởi lẽ, giá trị R2 sau khi hiệu chỉnh sẽ nhỏ hơn và phản ánh thực tế hơn hệ số xác ựịnh R2.Kết quả phân tắch cho thấy hệ số R2 hiệu chỉnh = 0.523 tức là 52.3% sự biến thiên của nhân tố phụ thuộc sự hài lòng của nhân viên tại Ủy ban nhân dân thành Phố Buôn Ma Thuột ựược giải thắch bởi các biến ựộc lập trong mơ hình.
Bảng 3.12. Hệ số xác ựịnh R2 Change Statistics Mơ hình R R bình phương R bình phương hiệu chỉnh độ lệch chuẩn R bình phương thay ựổi F thay ựổi df1 df2 Sig. F thay ựổi Durbin- Watson 1 .736a .542 .523 .76919 .542 28.232 8 191 .000 1.996
b. Kiểm ựịnh ựộ phù hợp của mơ hình
để kiểm ựịnh ựộ phù hợp của mơ hình ta sử dụng các công cụ kiểm ựịnh F và kiểm ựịnh t. để có thể suy mơ hình này thành mơ hình của tổng thể ta cần phải tiến hành kiểm ựịnh F thơng qua phân tắch phương sai.
Giả thuyết H0 là βk = 0. Ta có Sig. của F = 0,00 < 0,05 nên bác bỏ giả thuyết H0.
Như vậy, ựiều này có nghĩa là kết hợp của các biến thể hiện có trong mơ hình có thể giải thắch được thay ựổi của biến phụ thuộc hay nói cách khác có ắt nhất một biến ựộc lập nào đó ảnh hưởng ựến biến phụ thuộc.
Bảng 3.13. Phân tắch phương sai ANOVA
ANOVAa Mơ hình Tổng bình phương Df Bình phương trung bình F Sig. Regression 133.626 8 16.703 28.232 .000b Residual 113.004 191 .592 1 Total 246.630 199
(Nguồn: Kết quả nghiên cứu SPSS)
để ựảm bảo các biến ựộc lập ựều thực sự có ảnh hưởng ựến biến phụ thuộc, ta tiến hành kiểm ựịnh t. Với giả thuyết H là hệ số hồi quy của các
biến ựộc lập βk = 0 và với ựộ tin cậy 95%. Dựa vào bảng kết quả hồi quy sử dụng phương pháp enter, ta có mức giá trị Sig của 08 nhân tố:Công việc (CV), Thu nhập (TN); đồng nghiệp (DN); Chắnh sách ựào tạo, tuyển dụng (DT), Văn hoá doanh nghiệp (VH); Sự hỗ trợ ban lãnh ựạo (LD); Môi trường làm việc (DK), Phúc lợi (PL)có giá trị sig < 0,05 nên bác bỏ giả thiết H0: 08 nhân tố này không giải thắch ựược cho biến phụ thuộc.
c. Kiểm tra ựa cộng tuyến và tự tương quan
Ngoài ra ựể ựảm bảo mơ hình có ý nghĩa, ta cần tiến hành kiểm tra thêm về ựa cộng tuyến và tự tương quan. để dị tìm hiện tượng ựa cộng tuyến ta căn cứ trên ựộ chấp nhận của biến (Tolerance) và hệ số VIF. Kết quả phân tắch hồi quy sử dụng phương pháp Enter, cho thấy hệ số phóng ựại phương sai VIF nhỏ hơn 10 và ựộ chấp nhận của biến (Tolerance) lớn hơn 0,1. Hệ số VIF nhỏ hơn 10 và ựộ chấp nhận của biến (Tolerance) lớn hơn 0,1 nên có thể bác bỏ giả thuyết mơ hình bị ựa cộng tuyến.
Tra bảng thống kê Durbin-Watson với số mẫu quan sát bằng 200 và số biến ựộc lập là 08 ta có du = 1,73. Như vậy, ựại lượng d nằm trong khoảng (du, 4 - du) hay trong khoảng (1.73, 2.27) thì ta có thể kết luận các phần dư là ựộc lập với nhau. Kết quả kiểm ựịnh Durbin-Waston cho giá trị d = 1,996 nằm trong khoảng cho phép. Ta có thể kết luận khơng có hiện tượng tự tương quan trong mơ hình biến phụ thuộc sự hài lòng của nhân viên tại Ủy ban nhân dânthành phố Buôn Ma Thuột.
Bảng 3.14. Kiểm tra ựa cộng tuyến
Thống kê ựa cộng tuyến Mơ hình
độ chấp nhận của biến
Hệ số phóng ựại phương sai (VIF)
Congviec .536 1.865 dongnghiep .731 1.367 moitruong .827 1.210 phucloi .827 1.210 thunhap .694 1.442 dtthangtien .484 2.068 Vanhoa .723 1.384 Lanhdao .536 1.865 (Nguồn: Xử lý số liệu bằng SPSS)
Như vậy mơ hình hồi quy xây dựng là ựảm bảo ựộ phù hợp, các biến ựộc lập có thể giải thắch tốt cho biến phụ thuộc trong mơ hình.
d. Kiểm ựịnh về liên hệ tuyến tắnh phương sai bằng nhau
Chúng ta xem xét ựồ thị phân tán giữa giá trị phần dư ựã chuẩn hóa và giá trị dự đốn ựã chuẩn hóa mà hồi quy cho ra ựể kiểm tra giả ựịnh liên hệ tuyến tắnh và phương sai khơng đổi có thỏa mãn hay khơng.
Hình 3.1. Biểu ựồ phân tán phần dư
(Nguồn: Xử lý số liệu bằng SPSS)
Dựa vào Hình 3.1, có thể nhận thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh ựường ựi qua tung ựộ 0 chứ không tạo thành một hình dạng nào cả. Do đó giả ựịnh về liên hệ tuyến tắnh và phương sai bằng nhau của hồi quy thứ nhất không bị vi phạm.
e. Kiểm ựịnh phân phối chuẩn của phần dư
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 ựủ nhiều ựể phân tắch,... Vì vậy, tác giả nghiên cứu quyết ựịnh tiến hành khảo sát phân phối của phần dư bằng phương pháp xây dựng biểu ựồ tần số của các phần dư Histogram.
Hình 3.2. Biểu ựồ tần số của phần dư chuẩn hóa
(Nguồn: Xử lý số liệu bằng SPSS)
Dựa vào Hình 3.2, có thể nhận thấy, biểu đồ có dạng hình chng. Giá trị trung bình mean gần bằng 0 và ựộ lệch chuẩn Std.Dev là 0,989 gần bằng 1. Như vậy có thể kết luận phân phối của phần dư là xấp xỉ chuẩn
f. Giải thắch mơ hình
Bảng 3.15. Hệ số của mơ hình hồi quy
Coefficientsa Phương sai
chưa chuẩn hóa
Phương sai chuẩn
hóa
đo lường ựa cộng tuyến Mơ hình B độ lệch chuẩn Beta T Sig. độ chấp nhận của biến Tolerance Hệ số phóng ựại phương sai VIF (Constant) -1.035 .319 - 3.249 .001 Congviec .143 .071 .135 2.011 .046 .536 1.865 dongnghiep .166 .058 .164 2.857 .005 .731 1.367 moitruong .109 .052 .112 2.074 .039 .827 1.210 phucloi .133 .061 .117 2.164 .032 .827 1.210 thunhap .161 .063 .151 2.560 .011 .694 1.442 dtthangtien .224 .080 .199 2.819 .005 .484 2.068 Vanhoa .178 .065 .157 2.730 .007 .723 1.384 1 Lanhdao .135 .066 .127 2.051 .042 .622 1.608
(Nguồn: Tác giả phân tắch tổng hợp dữ liệu SPSS 22)
Với các hệ số VIF trong bảng phân tắch Coefficientsa có giá trị nhỏ hơn 10 do vậy khơng có hiện tượng ựa cộng tuyến xảy ra trong mơ hình hồi quy kiểm ựịnh các nhân tố. Tạo ựiều kiện thuận lợi hình thành mơ hình hồi quy ựánh giá sự hài lòng của nhân viên tại Ủy ban nhân dân thành Phố Buôn Ma Thuột.
Qua bảng hệ số của mơ hình hồi quy (bảng 3.15), ta thấy mối quan hệ tuyến tắnh giữa các biến ựộc lập và biến phụ thuộc của mơ hình ựược thể hiện trong phương trình sau:
Hailong =.143 Congviec +.166dongnghiep
+.109moitruong+.133phucloi+.161 thunhap+.224 dtthangtien +.178 Vanhoa+.135 Lanhdao -1.035
Theo phương trình trên cho thấy 08 nhân tố ựều có tác động ựến sự hài lòng của nhân viên tại Ủy ban nhân dân thành phố Bn Ma Thuột. Trong đó, nhân tố ảnh hưởng nhiều nhất là đào tạo thăng tiến (DT) giải thắch 22.4% ý nghĩa của mơ hình hồi quy vớiβ6=0.224, Yếu tố văn hóa tổ chức tác ựộng mạnh ựến sự hài lòng của nhân viênvới β7=0.224, yếu tố đồng nghiệp (DN) giải thắch mức ý nghĩa 16.6% cao thứ ba với (β2=0.166), mức thu nhập (TN) tác ựộng tắch cực ựến sự hài lòng của nhân viên có mức ựộ ảnh hưởng lớn thứ tư với β5=0.161, yếu tố công việc tác ựộng tắch cực với mức β1=0.143 tương ứng giải thắch 14.3% sự thay ựổi của biến phụ thuộc.Trong khi ựó biến sự hỗ trợ của lãnh ựạo tác động tắch cực với hệ số hồi quy (β8=0.135), yếu tố Phúc lợi (PL) tác ựộng thấp khi β4=0.133, cịn yếu tố mơi trường làm việc tác ựộng thấp nhất khi chỉ giải thắch 10.9% ý nghĩa của mơ hình. đồng thời, kết quả phân tắch cho thấy sig của 08 thành phần ựều nhỏ hơn 0,05 nên ta có thể kết luận 08 thành phần này tất cả có ý nghĩa thống kê. Các nhân tố trên giải thắch 52.3% ý nghĩa của mơ hình hồi quy các nhân tố ảnh hưởng ựến sự hài lòng của nhân viên tại Ủy ban nhân dân thành phố Buôn Ma Thuột.
Với các nhân tố từ 1 ựến 8 ựã ựược mô tả giải thắch ở chương 2 phương pháp nghiên cứu; ựể xem xét các nhân tố của mơ hình có thực sự tác ựộng ựến hành vi nhân tố tạo ựộng lực hay không, tác giả tiến hành kiểm ựịnh cặp giả thiết sau với mức ý nghĩa 5%
nhân viên tại Ủy ban nhân dân thành phố Buôn Ma Thuột)
H1: Các βi ≠ 0 (Có ắt nhất 1 nhân tố khơng tác động sự hài lòng của nhân viên tại Ủy ban nhân dân thành phố Buôn Ma Thuột.)
Kết quả kiểm ựịnh cho các giá trị như sau:
Bảng 3.16. Kết quả kiểm ựịnh cặp giả thiết
Nhân tố B Sig. Kết luận Dấu tác ựộng 1. Congviec .143 .046 < 5%, Chấp nhận Ho => Nhân tố 1 tác ựộng + 2. dongnghiep .166 .005 < 5%, Chấp nhận Ho => Nhân tố 2 tác ựộng + 3. moitruong .109 .039 <5%, chấp nhận Ho => Nhân tố 3 tác ựộng + 4. phucloi .133 .032 < 5%, chấp nhận Ho => Nhân tố 4 tác ựộng + 5. thunhap .161 .011 <5%, chấp nhận Ho => Nhân tố 5 tác ựộng + 6. dtthangtien .224 .005 >5%, chấp nhận Ho => Nhân tố 6 tác ựộng + 7. Vanhoa .178 .007 >5%, chấp nhận Ho => Nhân tố 7 tác ựộng + 8. Lanhdao .135 .042 <5%, chấp nhận Ho => Nhân tố 8 tác ựộng +