CHƢƠNG 3 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.6. KIỂM ĐỊNH HỒI QUY BỘI
3.6.4. Kiểm định độ phù hợp của mơ hình
Giả thiết Ho: β1=β2= β3= β4= β5=0
Để kiểm định độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính đa bội ta dùng giá trị F ở bảng phân tích ANOVA sau:
Bảng 3.30. Bảng ANOVA ANOVAf
Model
Sum of
Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 14.502 1 14.502 61.697 .000a Residual 44.660 190 .235 Total 59.161 191 2 Regression 19.407 2 9.703 46.131 .000b Residual 39.755 189 .210 Total 59.161 191 3 Regression 22.736 3 7.579 39.114 .000c Residual 36.426 188 .194 Total 59.161 191 4 Regression 24.879 4 6.220 33.928 .000d Residual 34.282 187 .183 Total 59.161 191 5 Regression 26.269 5 5.254 29.709 .000e Residual 32.893 186 .177 Total 59.161 191 ạ Predictors: (Constant), F6 b. Predictors: (Constant), F6, F3
c. Predictors: (Constant), F6, F3, F2 d. Predictors: (Constant), F6, F3, F2, F1 ẹ Predictors: (Constant), F6, F3, F2, F1, F5 f. Dependent Variable: HL
Qua kết quả phân tích , vì F = 29.709 và p(F) = 0.000 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết Ho suy ra mơ hình phù hợp với tập dữ liệu và có thể suy rộng ra cho tồn tổng thể.
3.6.5. Kiểm định sự vi phạm các giả thuyết của mô hình
ạ Kiểm định sự tuyến tính của mơ hình
Giả định đầu tiên là giả định liên hệ tuyến tính. Phƣơng pháp đƣợc sử dụng là biểu đồ phân tán Scatterplot với giá trị phần dƣ chuẩn hóa trên trục tung và giá trị dự đốn chuẩn hóa trên trục hồnh.
Hình 3.2. Biểu đồ phân tán Scatterplot
Nhìn vào biểu đồ ta thấy phần dƣ không thay đổi theo một trật tự nào đối với giá trị dự đoán. Vậy giả thuyết về liên hệ tuyến tính khơng bị vi phạm.
b. Kiểm định hệ số tương quan
Nguyên nhân hiện tƣợng này có thể là do các biến có ảnh hƣởng khơng đƣợc đƣa hết vào mơ hình do giới hạn và mục tiêu nghiên cứu, chọn mối liên hệ tuyến tính mà lẽ ra là phi tuyến, sai số trong đo lƣờng các biến ..., các lý do này có thể dẩn đến vấn đề tƣơng quan chuỗi trong sai số và tƣơng quan chuỗi cũng gây ra những tác động sai lệch nghiêm trọng đến mơ hình hồi quy tuyến tính nhƣ hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi . Đại lƣợng thông kê Dubin - Watson có thể dùng để kiểm định tƣơng quan nàỵ Nếu các phần dƣ khơng có tƣơng quan chuổi bậc nhất với nhau , giá trị d thƣờng bằng 2.
Dựa vào kết quả bảng Model Summaryf theo bảng 3.29 ở trên ta thấy giá trị d = 2.009 nghĩa là có thể chấp nhận giả định khơng có tƣơng quan giữa các phần dƣ.
c. Hiện tượng đa cộng tuyến
Cộng tuyến là trạng thái trong đó các biến độc lập có tƣơng quan chặt chẽ với nhaụ Vấn đề của hiện tƣợng này chúng cung cấp cho mơ hình những thơng tin rất giống nhau và rất khó tách rời ảnh hƣởng của từng biến một đến biến phụ thuộc; làm tăng độ lệch chuẩn của các hệ số hồi quy và làm giảm trị thống kê t của kiểm định ý nghĩa trong khi hệ số R square vẫn khá caọ
Trong mơ hình hồi quy bội này giả định giữa các biến độc lập của mơ hình khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến. Hiện tƣợng này sẽ đƣợc kiểm định thơng qua hệ số phóng đại phƣơng sai VIF (Variance inflation factor). Khi VIF vƣợt quá 10, đó là dấu hiệu của đa cộng tuyến .
Bảng Coefficientsa theo bảng 3.28 nhƣ trên cho thấy hệ số phóng đại phƣơng sai (hệ số VIF) có giá trị đều nhỏ hơn 2 (tức nhỏ hơn 10) chứng tỏ khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến.
d. Các phần dư có phân phối chuẩn
Phần dƣ có thể khơng tuân theo phân phối chuẩn vì những lý do: Sử dụng mơ hình khơng đúng, phƣơng sai không phải là hằng số, số lƣợng các phần dƣ không đủ nhiều để phân tích. Vì vậy, ta sử dụng nhiều cách khảo sát khác nhau để đảm bảo tính xác đáng của kiểm định. Trong nghiên cứu này sẽ sử dụng cách xây dựng biểu đồ tần số Histogram và biểu đồ P-P plot để khảo sát phân phối của phần dƣ.
Hình 3.3. Biểu đồ tần số Histogram
Biểu đồ tần số Histogram cho thấy một đƣờng cong phân phối chuẩn đƣợc đặt chồng lên biểu đồ tần số. Nhƣ vậy phân phối phần dƣ xấp xỉ chuẩn (giá trị trung bình gần bằng 0 và độ lệch chuẩn gần bằng 1 (= 0.987)),
nên có thể kết luận rằng giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm nghĩa là các phần dƣ có phân phối chuẩn.
Hình 3.4. Đồ thị P-P plot
Nhìn vào đồ thị P-P plot biểu diễn các điểm quan sát thực tế tập trung khá sát đƣờng chéo những giá trị kỳ vọng, có nghĩa là dữ liệu phần dƣ có phân phối chuẩn .
Do đó có thể kết luận giả thuyết phân phối chuẩn của phần dƣ không bị vi phạm .
3.7. KIỂM ĐỊNH CÁC GIẢ THUYẾT NGHIÊN CỨU
Dựa trên kết quả phân tích hồi quy sẽ giải thích, kiểm định các giả thuyết đã đƣa rạ
Kết quả hồi quy cho thấy “ Đánh giá thành tích” là yếu tố có ảnh hƣởng lớn nhất đến mức độ hài lịng trong cơng việc của ngƣời lao động tại công ty (có hệ số hồi quy lớn nhất). Hệ số beta >0 cũng cho thấy mối quan hệ giữa yếu tố “ Đánh giá thành tích” và mức độ “sự hài lịng trong cơng việc” là mối
quan hệ cùng chiềụ Nghĩa là khi ngƣời lao động cảm thấy việc đánh giá thành tích đƣợc thực hiện chính xác, đảm bảo cơng bằng thì họ sẽ làm việc tốt hơn, có nghĩa là mức độ sự hài lịng trong cơng việc càng cao khi mức độ hài lịng về việc đánh giá thành tích tăng. Kết quả hồi quy có ß1 = 0.260, mức ý nghĩa rất thấp (sig = 0.000 < 0.05,tức là độ tin cậy cao), nghĩa là khi tăng mức độ sự hài lòng về đánh giá thành tích lên 1 đơn vị (theo thang đo Likert) thì mức độ hài lịng chung trong cơng việc tăng thêm 0.260 đơn vị. Vậy giả thuyết H6 đƣợc chấp nhận.
Yếu tố thứ hai có ảnh hƣởng đến mức độ sự hài lịng trong công việc của ngƣời lao động tại Công ty là “Tiền lƣơng và phúc lợi ”. Kết quả hồi quy có ß2=0.187,mức ý nghĩa = 0.004<0.05, dấu dƣơng của hệ số Beta có ý
nghĩa là mối quan hệ giữa yếu tố “Tiền lƣơng và phúc lợi ” và “ sự hài lịng trong cơng việc ” là mối quan hệ thuận chiềụ Điều đó có nghĩa là khi tiền lƣơng và phúc lợi đƣợc ngƣời lao động đánh giá càng cao sẽ càng làm tăng mức độ hài lịng trong cơng việc của họ.Vậy giả thuyết H3 đƣợc chấp nhận.
Yếu tố “ Cấp trên ” có ß3= 0.193, mức ý nghĩa =0.001<0.05 có
nghĩa là yếu tố “ Cấp trên ” có ảnh hƣởng thuận chiều với mức độ hài lịng cơng việc của ngƣời lao động tại Cơng tỵ Nghĩa là khi ngƣời lao
động cảm thấy hài lịng với cấp trên thì mức độ hài lịng cơng việc cũng tăng theo và ngƣợc lạị Vậy giả thuyết H2 đƣợc chấp nhận.
Yếu tố “Đặc điểm cơng việc” có ß4=0.224, mức ý nghĩa =0.000<0.05 có là yếu tố “Đặc điểm cơng việc” có ảnh hƣởng thuận chiều với mức độ hài lòng công việc của ngƣời lao động tại Công tỵ Nghĩa là khi ngƣời lao động cảm thấy công việc phù hợp với họ, họ vui, u thích cơng việc của mình thì mức độ hài lịng cơng việc cũng tăng theo và ngƣợc lạị Vậy giả thuyết H1 đƣợc chấp nhận.
Yếu tố “Mơi trƣờng làm việc” có ß5=0.163, mức ý nghĩa = 0.004<0.05 có là yếu tố “Mơi trƣờng làm việc” có ảnh hƣởng thuận chiều với mức độ hài lịng cơng việc của ngƣời lao động tại Cơng tỵ Nghĩa là khi ngƣời lao động cảm thấy hài lịng mơi trƣờng làm việc càng cao thì mức độ hài lịng cơng việc cũng tăng theo và ngƣợc lạị Vậy giả thuyết H5 đƣợc chấp nhận.
Tóm lại, trong 6 thành phần thang đo mơ hình điều chỉnh chỉ có 5 thành phần có ý nghĩa thống kê khi xem xét mối quan hệ với sự hài lịng của ngƣời lao động.
Bảng 3.31. Bảng tóm tắt kết quả kiểm định các giả thuyết
STT SỐ GT NỘI DUNG KẾT QUẢ
1 H1
Cảm nhận của ngƣời lao động càng hài lòng với Đặc điểm cơng việc thì họ càng hài lịng với cơng việc.
Chấp nhận
2 H2
Cảm nhận của ngƣời lao động càng hài lòng với Cấp trên thì họ càng hài lịng với công việc.
Chấp nhận
3 H3
Cảm nhận của ngƣời lao động càng hài lòng với Tiền lƣơng và phúc lợi thì họ càng hài lịng với cơng việc.
Chấp nhận
4 H4
Cảm nhận của ngƣời lao động càng hài lòng với Đào tạo và thăng tiến thì họ càng hài lịng với cơng việc.
Không chấp nhận
5 H5
Cảm nhận của ngƣời lao động càng hài lịng với Mơi trƣờng làm việc thì họ càng hài lịng với cơng việc.
Chấp nhận
6 H6
Cảm nhận của ngƣời lao động càng hài lịng với Mơi trƣờng làm việc Đánh giá thành tích thì họ càng hài lịng với cơng việc.
3.8. KIỂM ĐỊNH SỰ KHÁC BIỆT CỦA CÁC ĐẶC ĐIỂM CÁ NHÂN ĐẾN SỰ HÀI LÒNG CỦA NGƢỜI LAO ĐỘNG ĐẾN SỰ HÀI LÒNG CỦA NGƢỜI LAO ĐỘNG
3.8.1. Kiểm định sự khác biệt của Giới tính đến sự hài lịng
Vì giới tính trong nghiên cứu có 2 biến định danh Nam và Nữ nên sử dụng kiểm định T-test Independent group để kiểm tra xem Nam và Nữ ai có mức độ thỏa mãn trong công việc cao hơn.
Giả thiết:
Ho: Khơng có sự khác biệt giữa sự hài lòng của Nam và Nữ trên tổng thể H1: Có sự khác biệt giữa sự hài lịng của Nam và Nữ trên tổng thể
Bảng 3.32. Kiểm định sự khác biệt của giới tính đến sự hài lịng Group Statistics
gioi tinh N Trung bình Độ lệch chuẩn Sai số chuẩn
HL Nam 49 3.71 .509 .073
ndependent Samples Test
Kiểm định sự bằng nhau của
phƣơng
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 Độ tin cậy 95% Thấp hơn Cao hơn HL Giả định phƣơng sai bằng nhau .678 .411 -.444 190 .658 -.041 .092 -.223 .141 Không giả định phƣơng sai đồng bằng nhau -.470 92.823 .639 -.041 .087 -.214 .132
Kết quả kiểm định T-test Independent cho thấy: Khơng có sự khác biệt về phƣơng sai đối với mức độ hài lịng trong cơng việc giữa Nam và Nữ vì Sig=0.411>0.05. Ta xét tiếp Khơng giả định phƣơng sai bằng nhau trong kiểm định T-test. Trong kiểm định T-test, phƣơng sai bằng nhau khác tính
chất có mức ý nghĩa =0.658>0.05 do đó chƣa đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết Họ Hay có thể nói khơng có sự khác biệt về sự hài lịng trong cơng việc giữa Nam và Nữ. Ta thấy ở trên giá trị trung bình sự hài lịng chung của nữ là 3.76 điểm lớn hơn chút ít so với 3.71 điểm trung bình mức độ hài lịng chung của nam giớị Nhƣ vậy nam và nữ hài lòng trong công việc gần nhƣ nhaụ
3.8.2. Kiểm định sự khác biệt của Độ tuổi đến sự hài lịng
Vì độ tuổi trong nghiên cứu có 4 lựa chọn, nên để thuận tiện cho quá trình nghiên cứu và giảm sai số tăng cao nên tác giả sử dụng kiểm định One- Way ANOVA
Giả thiết:
Ho: Khơng có sự khác biệt giữa sự hài lòng của các độ tuổi trên tổng thể H1: Có sự khác biệt giữa sự hài lịng của các độ tuổi trên tổng thể
Bảng 3.33. Kiểm định sự khác biệt của độ tuổi đến sự hài lòng Test of Homogeneity of Variances
HL Levene Statistic df1 df2 Sig. 2.337 3 188 .075 ANOVA HL Tổng bình phƣơng df Bình phƣơng trung bình F Sig. Giữa các nhóm .898 3 .299 .966 .410 Trong cùng nhóm 58.264 188 .310 Tổng 59.161 191
Ta thấy Sig của thống kê Levenne =0.075>0.05 thì ta kết luận rằng khơng có sự khác biệt về giá trị phƣơng sai của các nhóm độ tuổị
Với Sig=0.410>0.05 nên không đủ cơ sở để bác bỏ giả thiết Họ Hay khơng có khác biệt về sự hài lịng giữa các nhóm tuổị
3.8.3. Kiểm định sự khác biệt của Tình trạng hơn nhân đến sự hài lịng
Vì tình trạng hơn nhân trong nghiên cứu có 2 biến định danh ( độc thân hoặc đã lập gia đình ) nên sử dụng kiểm định T-test Independent group để kiểm tra xem tình trạng hơn nhân có ảnh hƣởng đến mức độ thỏa mãn trong cơng việc.
Giả thiết:
Ho: Khơng có sự khác biệt giữa về sự hài lịng giữa nhóm những ngƣời độc thân và đã có gia đình trên tổng thể
H1: Có sự khác biệt giữa về sự hài lòng giữa nhóm những ngƣời độc thân và đã có gia đình trên tổng thể
Bảng 3.34. Kiểm định sự khác biệt của Tình trạng hơn nhân đến sự hài lịng Group Statistics trinh trang hon nhan N Trung
bình Độ lệch chuẩn Sai số chuẩn
HL Doc than 98 3.70 .508 .051
Da co gia
Independent Samples Test
Kiểm định sự bằng nhau của
phƣơng 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 Độ tin cậy 95% Thấp
hơn Cao hơn HL Giả định phƣơng sai bằng nhau .775 .380 -1.122 190 .263 -.090 .080 -.248 .068 Không giả định phƣơng sai đồng bằng nhau -1.118 181.893 .265 -.090 .081 -.249 .069
Dựa vào bảng số liệu ta thấy Sig=0.380>0.05, chứng tỏ khơng có sự khác biệt về phƣơng sai đối với mức độ thõa mãn trong công việc của ngƣời lao động giữa những ngƣời độc thân và đã có gia đình. Ta xét tiếp Khơng giả định phƣơng sai bằng nhau trong kiểm định T-test. Trong kiểm định T-test, phƣơng sai bằng nhau khác tính chất có mức ý nghĩa = 0.263>0.05 nhƣ vậy chƣa đủ cơ sở để bác bỏ Ho hay khơng có sự khác biệt về thỏa mãn trong công việc giữa những ngƣời độc thân và đã có gia đình. Ta thấy ở trên giá trị trung bình sự hài lịng chung của nhóm Độc thân là 3.70 điểm bé hơn chút ít so với 3.79 điểm trung bình mức độ hài lịng chung của nhóm Đã có gia đình. Nhƣ vậy giữa 2 nhóm hài lịng trong cơng việc gần nhƣ nhaụ
3.8.4. Kiểm định sự khác biệt của Trình độ chun mơn đến sự hài lịng
Vì trình độ chun mơn trong nghiên cứu có nhiều lựa chọn, nên để thuận tiện cho quá trình nghiên cứu và giảm sai số tăng cao nên tác giả sử dụng kiểm định One-Way ANOVA
Giả thiết:
Ho: Khơng có sự khác biệt về sự hài lịng giữa các nhóm trình độ chun mơn trên tổng thể
H1: Có sự khác biệt về sự hài lịng giữa các nhóm trình độ chun mơn trên tổng thể
Bảng 3.35. Kiểm định sự khác biệt của Trình độ chuyên mơn đến sự hài lịng
Test of Homogeneity of Variances
HL
Levene Statistic df1 df2 Sig.
17.537 4 186 .000 ANOVA HL Tổng bình phƣơng df Bình phƣơng trung bình F Sig. Giữa các nhóm 14.651 5 2.930 12.244 .000 Trong cùng nhóm 44.511 186 .239 Tổng 59.161 191
Ta thấy Sig của thống kê Levenne = 0.000<0.05 thì ta kết luận rằng có sự khác biệt về giá trị phƣơng sai của các nhóm trình độ chun mơn .
3.8.5. Kiểm định sự khác biệt của Vị trí cơng tác đến sự hài lịng
Vì vị trí cơng tác trong nghiên cứu có nhiều lựa chọn, nên để thuận tiện cho quá trình nghiên cứu và giảm sai số tăng cao nên tác giả sử dụng kiểm định One-Way ANOVA
Giả thiết:
Ho: Khơng có sự khác biệt về sự hài lịng giữa các nhóm vị trí cơng tác khác nhau trên tổng thể
H1: Có sự khác biệt về sự hài lịng giữa các nhóm vị trí cơng tác khác
nhau trên tổng thể
Bảng 3.36. Kiểm định sự khác biệt của Vị trí cơng tác đến sự hài lịng Test of Homogeneity of Variances
HL
Levene Statistic df1 df2 Sig.
2.095 3 188 .102 ANOVA HL Tổng bình phƣơng df Bình phƣơng trung bình F Sig. Giữa các nhóm 2.786 3 .929 3.096 .028 Trong cùng nhóm 56.376 188 .300 Tổng 59.161 191
Ta thấy Sig của thống kê Levenne = 0.102>0.05 thì ta kết luận rằng khơng có sự khác biệt về giá trị phƣơng sai của các nhóm vị trí cơng tác .
Với Sig=0.28>0.05 nên đủ cơ sở để bác bỏ giả thiết Ho, chấp nhận giả thiết H1. Hay có khác biệt về sự hài lịng giữa các nhóm vị trí cơng tác.