CHƯƠNG 2 : PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
2.4 TÓM TẮT CHƯƠNG 2
Chương này đã trình bày về quy trình và phương pháp thực hiện nghiên cứu, xửlý sốliệu điều tra, thông tin thống kê mẫu của luận văn. Đồng thời chương 2 cũng trình bày kết quả kiểm định độ tin cậy của thang đo. Kết quả kiểm
định độ tin cậy của thang đo độc lập và phụ thuộc đều cho thấy thang đo đảm bảo độ tin cậy. Sau khi kiểm tra độ tin cậy, phương pháp phân tích nhân tố
được thực hiện để kiểm định giá trị hội tụ và sự phù hợp của thang đo biến
độc lập và biến phụ thuộc. Kết quả phân tích EFA của biến độc lập chứng
minh thang đo các biến phụ thuộc phù hợp và đạt giá trị hội tụ, do đó, các biến khơng bị thay đổi.
Phân tích EFA trên biến phụ thuộc cũng cho kết quảtốt, chứng minh được sự phù hợp và hội tụcủa thang đo.
Qua kết quả phân tích nhân tố cho thấy các thang đo của mơ hình lý thuyết
đảm bảo giá trị hội tụ nên các bước tiếp theo sẽ tiến hành chạy hồi quy đa biến để kiểm định mơ hình trong tình hình thực tế của thành phố Hồ Chí Minh.
CHƯƠNG 3: KẾT QUẢXỬLÝ VÀ PHÂN TÍCH SỐ LIỆU
Chương này sẽtrình bày kết quảsau khi chạy hồi quy đa biến để kiểm định sự phù hợp của mơ hình, đánh giá sự ảnh hưởng của các yếu tố: mức lương, tăng
lương, phúc lợi và cơ chếquản lý, chính sách lương đến lịng trung thành của nhân viên. Phần thảo luận kết quả phân tích hồi quy cũng được trình bày
trong chương này.
3.1 KIỂM ĐỊNH CÁC GIẢTHUYẾT CỦA MƠ HÌNH
Như chúng tra đã biết, kết luận dựa trên hàm hồi quy tuyến tính thu được chỉ
có ý nghĩa khi hàm hồi quy đó phù hợp với dữliệu mẫu và các hệsố hồi quy khác 0 có ý nghĩa, các giả định của hàm hồi quy được bảo đảm về phương sai,
tính độc lập của phần dư.
Vì mục tiêu của nghiên cứu này nhằm kiểm định lại lý thuyết khoa học nên
phương pháp đồng thời (Enter) được sửdụng để kiểm định các giải thuyết và mơ hình hồi quy . Một sốtiêu chí sẽ được quan tâm và phân tích khi thực hiện hồi quy:
- Hiện tượng đa cộng tuyến không bịvi phạm -Phương sai của phần dư không đổi
- Các phần dư có phân phối chuẩn
3.1.1 Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Nếu hiện tượng đa cộng tuyến xuất hiện thì có thể sẽ dẫn đến hậu quả nghiêm trọng trong phân tích hồi quy như kiểm định t khơng có ý nghĩa, dấu của các ước lượng hệ số hồi quy có thể sai… . Do đó, trong mơ hình hồi quy bội, chúng ta giả định là giữa các biến độc lập khơng có hiện tượng
đa cộng tuyến và chỉsố thường được dùng đểkiểm tra hiện tượng này là hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation Fator). VIF càng nhỏ thì hiện tượng đa cộng tuyến càng giảm. Trong thực tế, chỉ số VIF nhỏ hơn 2 là chấp nhận được.
Kết quả kiểm định đa cộng tuyến của mơ hình được thểhiện trong bảng 3.1.
Qua đó, ta thấy hệsốVIF của các biến độc lập nhỏ hơn 2. Điều này chứng tỏ các biến độc lập của mơ hình nghiên cứu khơng có tương quan hồn tồn với nhau và hiện tượng đa cộng tuyến khơng bịvi phạm trong trong mơ hình này.
BẢNG 3.1 KIỂM ĐỊNH ĐA CỘNG TUYẾN
Mơ hình Hệsố chưa chuẩn hóa Hệsố chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Độlệch
chuẩn Beta Tolerance VIF 1 (Constant) .448 .179 2.505 .013
H1 .212 .049 .242 4.324 .000 .729 1.373
H2 .159 .062 .159 2.562 .011 .592 1.689
H3 .191 .049 .221 3.879 .000 .704 1.421
3.1.2 Giả định phương sai của phần dư không đổi
Chỉ tiêu phương sai của phần dư không đổi được kiểm định thông qua đồ thị của phần dư chuẩn hóa theo giá trịdựbáo của biến phụthuộc Y cũng đã được chuẩn hóa đểbiết hiện tượng phương sai có thay đổi khơng.
BIỂU ĐỒ3.1 MỐI QUAN HỆGIỮA BIẾN PHỤTHUỘC VÀ PHẦN DƯ Biểu đồ 3.1 cho thấy giữa Y và phần dư của các biến độc lập nhau và phương sai của phần dư không thay đổi hay mọi người thường gọi là quan hệphù hợp giữa biến phụ thuộc và phần dư. Vậy, giả định phương sai của phần dư không
3.1.3 Giả định vềphân phối chuẩn của phần dư
Phần dư có thể khơng tuân theo phân phối chuẩn vì nhiều lý do: mơ hình
khơng đúng, số lượng phần dư không đủ nhiều để phân tích, phương sai khơng phải là hằng số… Biểu đồtần suất của phần dư chuẩn hóa và biểu đồ tần số P-P thường được sửdụng đểkiểm định phân phối chuẩn.
Biểu đồ 3.2 và 3.3 biểu hiện phân phối chuẩn của phần dư trong mô hình nghiên cứu khơng bịvi phạm.
BIỂU ĐỒ 3.3 – BIỂU ĐỒ TẦN SỐ P-P
3.1.4 Giả định về tính độc lập của phần dư
Để đảm bảo mơ hình hồi quy có ý nghĩa thì cần phải thỏa mãn một giả định
nữa là các phần dư độc lập lẫn nhau hay nói cách khác khơng có sự tương quan giữa các biến . Phương pháp kiểm định ý nghĩa nhất là kiểm định Dubin – Watson. Nếu hệsốnày nằm từ 1<d<3 thì kết luận mơ hình khơng có sự
tương quan.
Quan sát kiểm định Dubin-Watson của mơ hình nghiên cứu ta thấy hệ số Dubin-Watton của mơ hình nghiên cứu (Bảng 3.2) có giá trị d là 1.961 (lớn
hơn 1 và nhỏ 3), do đó có thể kết luận là khơng có sự tương quan giữa các phần dư.
BẢNG 3.2 KIỂM ĐỊNH TÍNH ĐỘC LẬP CỦA PHẦN DƯ
R R2 R2 điều chỉnh Sai lệch chuẩn Durbin-Watson
.706a .499 .489 .48925 1.961
Thông qua kết quả hồi quy kiểm định các giải thuyết về hiện tượng đa cộng tuyến, phương sai phần dư khơng đổi và phần dư có phân phối chuẩn cũng
như khơng có hiện tượng tương quan, ta thấy, các giả định của mơ hình hồi
quy tuyến tính đều thỏa mãn. Trong phần tiếp theo ta sẽ trình bày các kiểm
định về độphù hợp và ý nghĩa của các hệsốhồi quy.
3.2 KIỂM ĐỊNH VỀ ĐỘ PHÙ HỢP CỦA MƠ HÌNH VÀ KẾT QUẢ HỒI QUY
Trong chương 2, đề tài này đã kiểm định độtin cậy Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố để đánh giá thang đo. Trong phần này ta sẽdùng tổng các biến đo
lường để phân tích hồi quy tiếp theo. Với các giả định rằng mức lương, tăng
lương, phúc lợi và cơ chế quản lý chính sách lương có tác động cùng chiều
(dương) đến lòng trung thành, hồi quy sẽ được thực hiện bằng phần mềm SPSS theo phương pháp ENTER cho ta các kết quả như phụ lục 6. Sự giải thích và phân tích các kết quảtrong các bảng trên sẽ được trình bày trong các mục tiếp theo.
3.2.1 Sựphù hợp của mơ hình hồi quy
Hầu như khơng có hàm hồi quy nào phù hợp hoàn toàn với tập dữ liệu, vẫn ln có sai lệch giữa các giá trị dự báo và các giá trị thực tế (thể hiện qua phần dư). Thang đo thông thường dùng để xác định mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng so với dữliệu là hệsố xác định R2 với p <0.05 (Hoàng Ngọc Nhậm, 2004).
BẢNG 3.3 KẾT QUẢANOVAL
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 52.130 4 13.032 54.445 .000a
Residual 52.421 219 .239 Total 104.551 223
Qua bảng 3.2 ta thấy hệ số xác định R2 bằng 0.499 và R2 điều chỉnh bằng
0.489. Cả hai hệ số này đều khác 0 và hệ số R2 điều chỉnh nhỏ hơn R2 với - mức ý nghĩa (Sig.) trong bảng 3.3 - ANOVA bằng .000, ta có thể kết luận mơ hình hồi quy phù hợp với dữ liệu. Hay nói cách khác, các biến độc lập giải
thích được hơn 40% phương sai của biến phụthuộc.
3.2.2 Kết quảphân tích hồi quy
Các kiểm định ở trên cho thấy các giả định của hàm hồi quy tuyến tính khơng bịvi phạm và mơ hình hồi quy đã xây dựng là phù hợp với tổng thể. Ta thấy, các hệsố của phương trình hồi quy có ý nghĩa thống kê và các hệsố hồi quy
riêng đều có giá trị dương như trong Bảng 3.4
BẢNG 3.4 HỆSỐHỔI QUYMơ hình Mơ hình Hệsố chưa chuẩn hóa Hệsố chuẩn hóa t Sig. Hệsố tương quan B Độlệch chuẩn Beta Zero- order Từng phần Riêng 1 (Constant) .448 .179 2.505 .013 H1 .212 .049 .242 4.324 .000 .503 .280 .207 H2 .159 .062 .159 2.562 .011 .536 .171 .123 H3 .191 .049 .221 3.879 .000 .521 .254 .186 H4 .333 .066 .303 5.044 .000 .582 .323 .241
Với hệ số B của các biến H1 đến H4 đều có giá trị dương và p (Sig.) bằng
cơ chếquản lý chính sách lương tác động dương đến lịng trung thành. Ta có thể khẳng định các giảthuyết đặt ra được chấp nhận. Dựa vào kết quả này ta
có phương trình hồi quy như sau:
Phương trình hồi quy chưa chuẩn hóa
Y = 0.448 + 0.212*H1 + 0.159*H2 + 0.191*H3 + 0.333*H4
(Lòng trung thành = 0.448 + 0.212*Mức lương + 0.159*Tăng lương + 0.191*Phúc lợi + 0.333*Cơ chếquản lý, chính sách lương)
Phương trình hồi quy chuẩn hóa:
Y = 0.242*H1 + 0.159*H2 + 0.221*H3 + 0.303*H4
(Lòng trung thành = 0.242*Mức lương + 0.159*Tăng lương + 0.221*Phúc lợi + 0.303*Cơ chếquản lý, chính sách lương)
Ý nghĩa của các hệsố:
Phương trình này cho thấy khi một trong bốn yếu tố mức lương, tăng lương, phúc lợi, cơ chế quản lý chính sách lương thay đổi sẽ làm lòng trung thành của nhân viên thay đổi theo. Cụthể:
Khi mức lương thay đổi một đơn vị trong khi các yếu tố khác khơng đổi thì lịng trung thành sẽ thay đổi 0.242 đơn vị.
Khi tăng lương thay đổi một đơn vị và các yếu tố khác khơng đổi thì lịng trung thành của nhân viên thay đổi 0.159 đơn vị
Còn khi phúc lợi thay đổi 1 đơn vị thì lịng trung thành cũng thay đổi 0.221
Tương tự như các biến trước, cơ chế quản lý, chính sách tiền lương thay
đổi 1 đơn vị thì lịng trung thành sẽ tăng 0.303 đơn vị khi giữ nguyên các yếu tố cịn lại.
Từbảng 3.4 ta thấy hệ sốchuẩn hóa của H4 cao nhất (0.303) sau đó đến H1 (0.242), kế tiếp là H3 (0.221) và cuối cùng là H2 (0.159). Hệ số này cho ta biết trong các biến độc lập ảnh hưởng đến lịng trung thành của nhân viên thì yếu tố quan trọng nhất là cơ chế chính sách lương (H4). Tiếp theo là hai yếu tố mức lương (H1) và phúc lợi (H3). Tăng lương (H2) là yếu tố tác động kém nhất.
Tuy nhiên mối tương quan giữa các biến độc lập khá chặt chẽ (phụ lục 6 – Bảng Hệ số tương quan), do đó, khó đạt được điều kiện giữ biến này khơng
đổi khi thay đổi biến cịn lại. Ta tiếp tục xem xét khả năng biến thiên của biến
lòng trung thành do tác động của biến độc lập thông qua hệ số tương quan từng phần trong bảng 3.4.
Theo kết quảtrong bảng 3.4, ta thấy hệsố tương quan từng phần của các biến
độc lập với biến phụ thuộc lần lượt là: 0.280(H1), 0.171(H2), 0.254(H3), 0.323(H4). Và hệ số tương quan riêng phần tương ứng là 0.207(H1), 0.123(H2), 0.186(H3), 0.241(H4). Từcác hệsốnày ta có thếkhẳng định 1 lần nữa về mức độ tác động của các biến độc lập đến biến phụ thuộc, nghĩa là thành phần cơ chế chính sách lương là biến có ảnh hưởng lớn nhấtđến lòng
trung thành so với các biến còn lại. Yếu tố tác động mạnh thứ hai là mức
lương. Yếu tố tác động thứ 3 là phúc lợi. Và, tăng lương sẽ là yếu tố ảnh
3.3 THẢO LUẬN KẾT QUẢNGHIÊN CỨU3.3.1 Thù lao 3.3.1 Thù lao
Sau khi kiểm định thang đo và phân tích nhân tố thì thang đo các yếu tố liên
quan đến thù lao vẫn đảm bảo đủ 18 biến quan sát như thang đo lý thuyết ban
đầu. Việc này chứng tỏ thang đo các thành phần của thù lao phù hợp với thị trường nơi khảo sát là thành phốHồChí Minh.
Qua kết quả thống kê khi phân tích hồi quy (phụ lục 6) ta thấy trị trung bình của các biến vềthù lao có giá trị dưới trung bình. Điều này nghĩa là nhân viên
đang cảm thấy chưa hài lòng với các yếu tốthù lao. Trong đó, yếu tốphúc lợi
và cơ chế tăng lương đang có trị trung bình xấp xỉbằng nhau và cao hơn hai yếu tố còn lại. Tuy nhiên với mức hài lịng trung bình là 3.05 (của cơ chế
chính sách lương) và gần bằng 3 (2.923 của phúc lợi) thì có thể xem là nhân viên không hài lịng cũng khơng bất mãn với các chế độnày của tổchức. Giải thích cho việc này có thể là do các yếu tố phúc lợi và cơ chế quản lý lương,
thưởng là hai yếu mang tính chất tài chính vơ hình và nhân viên ít khi quan
tâm trực tiếp, do đó, thơng tin về các yếu tố này đôi khi hơi khó hiểu cho
người được phỏng vấn. Hoặc cũng có một nguyên nhân khác lý giải cho kết
quảnày là vì nhân viên ít khi nhận thấy hai yếu tố này tác động trực tiếp đến lợi ích của nhân viên cũng như đây là những yếu tố có quy định chặt chẽ, khó
thay đổi. Vì vậy, thái độ của nhân viên với các yếu tố này thường là bị động và trung lập, chấp nhận theo quy định chung.
Hai yếu tố còn lại là mức lương và tăng lương có trịtrung bình chỉkhoản 2.6 (mức lương: 2.63, tăng lương: 2.59) phản ánh nhân viên không thỏa mãn với mức lương hiện tại cũng như việc tăng lương của tổ chức. Điều này đã phản
quảcuộc khảo sát vềthực trạng lương thưởng tại Hồ Chí Minh năm 2011 của Trần Kim Dung thì có đến 37% người tham gia phỏng vấn đều cho rằng mức
lương quá thấp, khơng đủsống. Trong khi đó, cách thức tăng lương của doanh nghiệp lại không hợp lý. 36% người tham gia phỏng vấn khơng hài lịng về cách thức tăng lương như tăng lương theo thâm niên nên không theo kịp mức
thay đổi của thị trường. Thêm vào đó, thời gian giữa các lần tăng lương khá
dài, kết quả đánh giá cơng việc khơng chính xác, khơng đảm bảo công bằng cũng như rõ ràng… cũng làm cho nhân viên cảm thấy khơng hài lịng vềmức
lương cũng như việc tăng lương trong tổchức.
3.3.2 Lòng trung thành
Thang đo lòng trung thành với ba biến quan sát dựa theo định nghĩa của Mowday (1982) sau khi kiểm định Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố thì thang đo này đảm bảo được độ tin cậy và đảm bảo được ba biến quan
sát ban đầu.
Kết quả phân tích hồi quy (phụ lục 6) cho thấy trị trung bình của lịng trung thành của nhân viên là không cao 2.99. Đây là mức thểhiện lòng trung thành
ở mức gần tương đối. Các biến quan sát của lịng trung thành cũng có giá trị trung bình ở mức xấp xỉ3 (phụlục 7), mức cụthểcủa từng biến là Y1 (tựhào về tổ chức): 2.91, Y2 (gắn bó): 2.87, Y3(cống hiến): 3.21. Kết quả này cho thấy, mức độ trung thành của nhân viên chủ yếu là kết quảcủa thái độtự hào và hành vi gắn bó của nhân viên với tổchức.
Các giá trị của tự hào và gắn bó khá thấp, thấp hơn mức trung bình nhưng mức độ trung thành chung của nhân viên đạt mức trung bình, điều này cho
thấy, mặc dù nhân viên có thể không tự hào về tổ chức, không muốn gắn bó với tổ chức, nhưng họ vẫn có thể ở lại và cống hiến cho tổchức (giá trịcống
hiến đạt mức cao nhất). Kết quả này có thể lý giải được trong tình hình thị
trường lao động thực tế. Vì trong tình hình kinh tế khó khăn, cạnh tranh trên