CHƢƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.4 Xây dựng phƣơng trình hồi qui:
4.4.1 Phân tích hồi qui ảnh hƣởng của sự hài lịng trong cơng việc đến sự hà
lịng chung và kiểm định nhóm giả thiết nghiên cứu H1:
4.4.1.1Kiểm định sự phù hợp của mô hình:
Do phƣơng trình hồi quy bội đƣợc xây dựng bằng phƣơng pháp OLS, do đó để có thể kết luận đƣợc mơ hình tuyến tính là phù hợp, ta phải kiểm định sự vi phạm giả thuyết của phƣơng pháp OLS đối với mơ hình đƣợc xây dựng.
Cụ thể nhƣ sau:
Ki ểm đị nh s ự vi ph ạm liên hệ tuy ến tính của các phần dƣ gi ữ a các biến độ c l ậ p: Để kiểm tra sự vi phạm liên hệ tuyến tính của các phần dƣ giữa các biến độc lập ta sử dụng đồ thị Scatterplot. Kết quả đồ thị Scatterplot cho thấy các phần dƣ của các biến độc lập phân tán ngẫu nhiên chứ khơng tạo thành một hình dạng nào. Vì vậy giả thuyết về liên hệ tuyến tính của các phần dƣ giữa các biến độc lập khơng bị vi phạm trong mơ hình.
Ki ểm đị nh s ự vi ph ạ m c ủ a hi ện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổ i c ủ a ph ần dƣ : Hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi gây ra khá nhiều hậu quả tai hại đối với mơ hình ƣớc lƣợng bằng phƣơng pháp OLS. Vì vậy để kiểm tra hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi của phần dƣ, ta sử dụng tƣơng quan hạng Spearman.
Giả thuyết đặt ra Ho: hệ số tƣơng quan hạng giữa các nhân tố và phần dƣ bằng không. Từ bảng tƣơng quan hạng Spearman ta thấy khơng có giá trị p- value nào nhỏ hơn 0.05 (bảng 4-14). Nhƣ vậy với hệ số tin cậy 95%, ta có thể kết luận chấp nhận giả thuyết Ho hay mơ hình hồi quy ƣớc lƣợng không vi phạm giả thuyết về phƣơng sai sai số thay đổi của phần dƣ.
Bảng 4-14: Tƣơng quan Spearman giữa phần dƣ và biến độc lập
T1 T2 T3 T4 T5 T6 T7 Spearman's rho ABS Hệ số tƣơng quan -,100 -,107 -,099 -,056 -,042 -,049 ,032 Sig. (2- tailed) ,077 ,058 ,080 ,319 ,459 ,389 ,566 N 315 315 315 315 315 315 315 ABS: phần dƣ Ki ểm định tính phân phố i chu ẩ n c ủ a ph ần dƣ :
Để kiểm tra tính phân phối chuẩn của phần dƣ ta sử dụng đồ thị Histogram và đồ thị P-P Plot.
Biểu đồ 4-2: Đồ thị Histogram
Biểu đồ 4-3: Đồ thị P-P Plot
Từ biểu đồ 4-2, ta thấy một đƣờng cong phân phân phối chuẩn đƣợc đặt chồng lên biểu đồ tần số có dạng hình chng đều, giá trị trung bình sấp sĩ bằng 0, độ lệch chuẩn = 0,989 tức gần bằng 1. Do đó có thể kết luận giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Đồ thị P-P Plot cho thấy các giá trị quan sát khá gần đƣờng kỳ vọng. Nhƣ vậy có thể chấp nhận giả thuyết phân phối của phần dƣ là phân phối xấp xỉ chuẩn.
Ki ể m tra hi ện tƣợng đa cộ ng tuy ến trong mơ hình:
Để kiểm tra hiện tƣợng đa cộng tuyến, ta sử dụng hệ số phóng đại phƣơng sai (VIF).
Nếu giá trị VIF <10 thì mơ hình khơng có đa cộng tuyến Nếu giá trị VIF > = 10 thì mơ hình có đa cộng thuyến
Từ kết quả phân tích hồi quy ta thấy giá trị VIF lớn nhất bằng 1,904 nhỏ hơn 10 (bảng 4-15). Vì vậy có thể kết luận mơ hình khơng xảy ra hiện tƣợng đa công tuyến Bảng 4-15: Các hệ số mơ hình Mơ hình Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Sai số
chuẩn Beta Tolerance
VIF 1 (Consta nt) -,354 ,290 -1,219 ,224 T1 ,076 ,051 ,067 1,488 ,138 ,525 1,904 T2 ,243 ,051 ,215 4,762 ,000 ,529 1,890 T3 ,160 ,045 ,159 3,530 ,000 ,528 1,894 T4 ,224 ,049 ,198 4,557 ,000 ,572 1,747 T5 ,259 ,047 ,250 5,560 ,000 ,532 1,881 T6 ,148 ,050 ,133 2,964 ,003 ,534 1,874 T7 -,043 ,039 -,049 -1,121 ,263 ,560 1,785
Mặt khác giá trị p-value của kiểm định F trong phân tích phƣơng sai bằng .000<0.05 (bảng 4-16) do đó có thể kết luận mơ hình đƣợc xây dựng là đáng tin cậy, các giả thuyết của phƣơng pháp OLS đều đƣợc thỏa mãn.
Bảng 4-16: Phân tích phƣơng sai Anova
Mơ hình Tổng bình phƣơng df Giá trị trung bình bình phƣơng F Sig. 1 Hồi qui 250,095 7 35,728 88,943 ,000b Phần dƣ 123,321 307 ,402
Tổng 373,416 314
4.4.1.2Ƣớc lƣ ợng mô hình hồi qui bội từ dữ liệu nghiên cứu:
Để kiểm định các giả thuyết nghiên cứu, tác giả xây dựng phƣơng trình hồi quy tuyến tính bội của các biến độc lập T1, T2, T3, T4, T5, T6, T7 theo biến phụ thuộc GS. Kết quả ƣớc lƣợng với SPSS 22.0 bằng phƣơng pháp tổng bình phƣơng nhỏ nhất. Kết quả thu đƣợc nhƣ sau:
Bảng 4-17: Tóm tắt thơng số mơ hình
Mơ hình R R 2 R 2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ƣớc lƣợng
1 ,818 ,670 ,662 ,63379
Trong đó bảy biến độc lập là T1 : CV( Bản chất công việc); T2 : LD (lãnh đạo) ; T3 : LT (lƣơng-thƣởng và phúc lợi) ; T4 : DT(đào tạo và thăng tiến) ; T5 : DN(đồng nghiệp) ; T6 : TH (thƣơng hiệu và hoạt động hỗ trợ) ; T7 : AL (áp lực công việc) và biến phụ thuộc là GS: sự hài lòng chung.
Từ bảng 4-15, phƣơng trình hồi qui (4-1) đƣợc xây dựng nhƣ sau:
GS = - 0,354 + 0,243T2 + 0,160T3 + 0,224T4 + 0,259T5 + 0,148T6
Phân tích phƣơng sai (bảng 4-18) cho thấy kiểm định F có p-value = 0,000 điều đó chứng tỏ có ít nhất một biến độc lập trong mơ hình có hệ số Beta khác không. Hệ số Adjusted R square = 0,662 chứng tỏ các biến độc lập T2 ( lãnh đạo), T3 (lƣơng thƣởng và phúc lợi), T4 (đào tạo và thăng tiến), T5 (đồng nghiệp), T6 (thƣơng hiệu và hoạt động hỗ trợ) giải thích đƣợc 66,2% sự thay đổi của biến phụ thuộc GS_sự hài lịng cơng việc.Vì sử dụng biến chuẩn hóa nên mơ hình ƣớc lƣợng đƣợc khơng bị vi phạm các giả thuyết của phƣơng pháp OLS.
4.4.1.3 Ki ểm đị nh gi ả thuy ế t nghiên cứ u:
Nhóm giả thuyết H1: sự hài lịng của các yếu tố thành phần trong cơng việc có
tác động đến sự hài lịng chung (GS)
Từ bảng 4-15, ta thấy các yếu tố thành phần cơng việc đạt u cầu: T2 (lãnh đạo) có β = 0,243 >0, T3 ( lƣơng thƣởng và phúc lợi) có β = 0,160>0, T4 (đào tạo và thăng tiến) có β = 0,224>0, T5 (đồng nghiệp)có β = 0,259>0, T6 (thƣơng
hiệu và hoạt động hỗ trợ có β = 0,148>0 vì đều có sig. <0,05 , cịn các yếu tố nhƣ T1 (bản chất công việc), T7 (áp lực cơng việc) bị loại vì sig. > 0,05.
Nhƣ vậy với hệ số tin cậy 95% , ta chấp nhận giả thuyết H1-2, H1-3, H1-4, H1- 5, H1-6, bác bỏ giả thiết H1-1, H1-7.
Hay nói cách khác nhân tố lãnh đạo, lƣơng-thƣởng và phúc lợi, đào tạo và thăng tiến, đồng nghiệp, thƣơng hiệu và hoạt động hỗ trợ có tác động tích cực đến sự hài lịng cơng việc, nhân tố bản chất công việc và áp lực cơng việc khơng có tác động đến sự hài lòng chung.