VH PT LT QL GKTC GKDT VH 1 PT .241** 1 LT .196** .012 1 QL .385** .412** .053 1 GKTC .435** .134* .655** .301** 1 GKDT .516** .251** .439** .282** .275** 1
Nguồn: Theo số liệu tổng hợp của tác giả từ Phụ lục 6
3.5.2. Phân tích hồi quy tuyến tính bội
Để hồi quy có ý nghĩa, nghiên cứu đã thực hiện các kiểm định sau:
- Mơ hình khơng có hiện tượng đa cộng tuyến? Ở phần phân tích hệ số tương quan giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc và giữa các biến độc lập với nhau, ta thấy rằng giữa các biến phụ thuộc có quan hệ tương quan với các biến độc lập và cũng như giữa các biến độc lập cũng có mối tương quan với nhau. Khi mối tương quan khá chặt chẽ sẽ dễ dẫn đến hiện tượng đa cộng tuyến của mơ hình. Do vậy mà chúng ta phải dị tìm hiện tượng đa cộng tuyến bằng cách tính độ chấp nhận của biến (Tolerance) và hệ số phóng đại phương sai (VIF), chỉ khi nào VIF vượt quá 10 thì mơ hình mới xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005).
- Các phần dư có phân phối chuẩn? Phần dư có thể khơng tn theo phân phối chuẩn vì những lý do nhưsử dụng sai mơ hình, phương sai khơng phải là hằng số, số lượng các phần dư khơng đủ nhiều để phân tích… Vì vậy chúng ta thực hiện nhiều cách khảo sát khác nhau để dị tìm vi phạm. Nghiên cứu thực hiện khảo sát phân phối của phần dư bằng cách xây dựng biểu đồ tần số Histogram và biểu đồ Q-Q plot. Nếu nhìn vào biểu đồ tần số Histogram ta thấy phần dư có phân phối chuẩn với trị trung bình mean = 0, độ lệch chuẩn Std.Dev gần bằng 1 và biểu đồ tần số Q-Q
Plot cũng cho ta thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng thì ta có thể kết luận rằng giả thuyết phân phối chuẩn khơng bị vi phạm.
- Giả định về tính độc lập của sai số (khơng có sự tương quan giữa các phần dư)? Ta dùng đại lượng Durbin – Watson (d) để thực hiện kiểm định. Đại lượng d này có giá trị biến thiên từ 0 đến 4. Nếu các phần dư khơng có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau, giá trị d sẽ gần bằng 2.
3.5.2.1. Phân tích hồi quy tuyến tính bội giữa thực tiễn QTNNL với gắn kết vì tình cảm: kết vì tình cảm:
Với giả thuyết ban đầu cho mơ hình lý thuyết, ta có phương trình hồi quy tuyến tính như sau:
GKTC = a0 + (a1 x VH) + (a2 x PT) + (a3 x LT) + (a4 x QL)
Phân tích hồi quy sẽ được thực hiện với 4 biến độc lập của thực tiễn quản trị nguồn nhân lực và một biến phụ thuộc là Gắn kết vì tình cảm được đưa vào cùng lúc (enter) cho thấy mơ hình hồi quy thích hợp sử dụng để kiểm định mơ hình lý thuyết(sig F =0.000) và giải thích được 54% sự khác biệt của biến phụ thuộc (R bình phương điều chỉnh = 0.546) (Bảng 3.9). Các kiểm định hồi quy đúng yêu cầu, kết quả kiểm định trongPhụ lục 6.
Nguồn: Theo số liệu tổng hợp của tác giả từ Phụ lục 6
Kết quả phân tích hồi quy ở bảng 3.10 cho thấy chỉ có yếu tố Phát triển bản thân (PT) có sig.T =.894>0.05, các yếu tố cịn lại đều có sig.T =.000, do đó chỉ có
Bảng 3.9: Các hệ số xác định mơ hình Mơ hình R R bình phương R bình phương điều chỉnh Độ lệch chuẩn ước tính
Thống kê sự thay đổi Durbin - Watson Thay đổi của R bình phương Sự thay đổi của F df1 df2 Sự thay đổi của sig. F 1 .743a .552 .546 .54985 .552 91.005 4 295 .000 1.903 a: Biến độc lập: QL, LT, PT, VH b: Biến phụ thuộc: GKTC
yếu tố Phát triển bản thân là khơng có mối tương quan đủ mạnh và khơng có ý nghĩa thống kê khi đưa vào mơ hình phân tích, các yếu tố còn lại trong thang đo thực tiễn QTNNL đều có mối tương quan đủ mạnh và có ý nghĩa thống kê khi đưa vào mơ hình phân tích.
Giá trị hệ số phóng đại phương sai (VIF) nằm trong khoảng 1.042 đến 1.346, nên có thể kết luận các biến độc lập khơng có hiện tượng đa cộng tuyến, mối liên hệ giữa các biến độc lập này không đáng kể.
Đại lượng Durbin – Watson (d = 1.903) gần bằng 2 nên các phần dư khơng có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau.
Biểu đồ tần suất Histogram với trị trung bình mean = 1.81E-15gần bằng 0, độ lệch chuẩn Std.Dev = 0.993 gần bằng 1 và biểu đồ tần số Q-Q Plot cũng cho ta thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng nên ta có thể kết luận rằng giả thuyết phân phối chuẩn không bị vi phạm (Phụ lục 6).
Qua phân tích này cho thấy trong các yếu tố thực tiễn QTNNL, yếu tố Trả cơng lao động (LT) có tác động mạnh nhất đến mức độ Gắn kết vì tình cảm (hệ số .530).
Qua hệ số hồi quy chuẩn hoá Beta cũng cho thấy yếu tố Trả công lao động (LT) có hệ số Beta khá cao (.597) so với các yếu tố khác, chứng tỏ yếu tố này giữ vai trò quan trọng trong sự tác động của thực tiễn QTNNL đến mức độ Gắn kết vì tình cảm của nhân viên.
Bảng 3.10: Kết quả hồi quy từng phần về Gắn kết vì tình cảm Biến Hệ số hồi quy Hệ số hồi quy
chuẩn hóa
t Sig. Phân tích đa cộng tuyến
B Độ lệch chuẩn Beta Độ chấp nhận Hệ số phóng đại phương sai 1 constant .043 .184 .231 .817 VH .245 .042 .252 5.826 .000 .812 1.231 PT .006 .043 .006 .134 .894 .821 1.218 LT .530 .035 .597 15.009 .000 .960 1.042 QL .170 .044 .175 3.867 .000 .743 1.346 a: Biến phụ thuộc: GKTC
Từ bảng 3.10 ta có phương trình chuẩn hóa dự đốn sự tác động của thực tiễn QTNNL lên mức độ Gắn kết vì tình cảm như sau:
GKTC = (0.252 x VH) + (0.597 x LT) + (0.175 x QL)
Như vậy, qua phân tích hồi quy, các giả thuyết H’1.1, H’1.3, H’1.4 được chấp nhận, giả thuyết H’1.2 bị loại bỏ.