.716 | ||||||||
Yếu tố đào tạo, thăng tiến 5 | .714 | |||||||
Yếu tố đào tạo, thăng tiến 3 | .713 | |||||||
Yếu tố đào tạo, thăng tiến 2 | .647 | .204 | ||||||
Yếu tố đào tạo, thăng tiến 4 | .643 | .292 | .231 | .263 | ||||
Yếu tố đào tạo, thăng tiến 7 | .574 | |||||||
Yếu tố thương hiệu 4 | .849 | |||||||
Yếu tố thương hiệu 3 | .798 | |||||||
Yếu tố thương hiệu 1 | .764 | |||||||
Yếu tố thương hiệu 2 | .226 | .215 | .674 | .235 | .288 | .243 | .247 | |
Bản chất công việc 3 | .778 | |||||||
Bản chất công việc 5 | .740 | .202 | ||||||
Bản chất công việc 4 | .735 | |||||||
Bản chất công việc 1 | .280 | .240 | .226 | .663 | .270 | .209 | .235 | |
Bản chất công việc 2 | .200 | .621 | ||||||
Yếu tố tiền lương 2 | .790 | |||||||
Yếu tố tiền lương 3 | .789 | |||||||
Yếu tố tiền lương 4 | .201 | .742 | ||||||
Yếu tố tiền lương 1 | .203 | .255 | .328 | .632 | .278 | .258 | ||
Yếu tố đồng nghiệp 2 | .267 | .755 | ||||||
Yếu tố đồng nghiệp 3 | .264 | .706 | .266 | |||||
Yếu tố đồng nghiệp 1 | .276 | .269 | .202 | .678 | .234 | .257 | ||
Yếu tố về sự đổi mới 2 | .842 | |||||||
Yếu tố về sự đổi mới 3 | .803 | |||||||
Yếu tố về sự đổi mới 1 | .201 | .239 | .268 | .686 | ||||
Yếu tố về áp lực công việc 3 | -.795 | |||||||
Yếu tố về áp lực công việc 2 | -.252 | -.240 | -.761 | |||||
Yếu tố về áp lực công việc 1 | -.317 | -.234 | -.222 | -.254 | -.310 | -.216 | -.628 | |
Eigenvalues | 12.492 | 2.461 | 2.034 | 1.845 | 1.591 | 1.479 | 1.289 | 1.000 |
Cronbach Alpha | 0.852 | 0.833 | 0.869 | 0.848 | 0.842 | 0.892 | 0.838 | 0.880 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Thực Tiễn Về Quản Trị Nguồn Nhân Lực Tại Một Số Ngân Hàng Tmcp Trên Địa Bàn Tp.hcm -
Thiết Kế Mẫu Nghiên Cứu 3.3.1.đối Tượng Khảo Sát -
Kết Quả Cronbach Alpha Của Thang Đo Các Thành Phần Thỏa Mãn Công Việc -
Phân Tích Hồi Quy Ảnh Hưởng Của Sự Thỏa Mãn Công Việc Đến Sự Gắn Kết Để Duy Trì. -
Hàm Ý Đề Xuất Về Yếu Tố Bản Chất Công Việc -
Ảnh hưởng của sự thỏa mãn công việc đến sự gắn kết của nhân viên với tổ chức tại các ngân hàng thương mại cổ phần trên địa bàn thành phố Hồ Chí Minh - 10
Xem toàn bộ 117 trang tài liệu này.
4.3.2 Thang đo về sự gắn kết với tổ chức
Bảng 4.6 Kết quả phân tích nhân tố sự gắn kết với tổ chức
Nhân tố | |||
1 | 2 | 3 | |
Sự gắn kết với tổ chức để duy trì 4 | .804 | ||
Sự gắn kết với tổ chức để duy trì 2 | .786 | ||
Sự gắn kết với tổ chức để duy trì 6 | .743 | ||
Sự gắn kết với tổ chức để duy trì 1 | .682 | .369 | .322 |
Sự gắn kết với tổ chức để duy trì 5 | .663 | .262 | |
Sự gắn kết với tổ chức để duy trì 3 | .650 | .260 | |
Sự gắn kết với tổ chức vì tình cảm 3 | .729 | ||
Sự gắn kết với tổ chức vì tình cảm 4 | .715 | ||
Sự gắn kết với tổ chức vì tình cảm 2 | .381 | .682 | .329 |
Sự gắn kết với tổ chức vì tình cảm 5 | .677 | ||
Sự gắn kết với tổ chức vì tình cảm 6 | .636 | ||
Sự gắn kết với tổ chức vì tình cảm 1 | .634 | ||
Sự gắn kết với tổ chức vì tình cảm 7 | .565 | ||
Sự gắn kết với tổ chức vì đạo đức 1 | .760 | ||
Sự gắn kết với tổ chức vì đạo đức 2 | .740 | ||
Sự gắn kết với tổ chức vì đạo đức 5 | .271 | .723 | |
Sự gắn kết với tổ chức vì đạo đức 4 | .235 | .694 | |
Sự gắn kết với tổ chức vì đạo đức 6 | .325 | .344 | .680 |
Sự gắn kết với tổ chức vì đạo đức 3 | .652 | ||
Eigenvalues | 6.965 | 1.949 | 1.809 |
Cronbach Alpha | 0.864 | 0.829 | 0.843 |
Với 19 biến quan sát của 3 thành phần đo lường sự gắn kết của nhân viên với tổ chức được đưa vào phân tích nhân tố khám phá EFA, sau khi phân tích bằng phương pháp xoay nhân tố, các nhân tố rút ra phù hợp với giả thuyết, lý thuyết ban đầu. Các hệ số tải nhân tố đều lớn hơn 0.5 và đạt yêu cầu về hệ số Eigenvalue = 1.809, phương sai trích bằng 56.436% (>50%) cho thấy 56.436% biến thiên của dữ liệu được giải thích bởi 3 nhân tố. Theo Hair & ctg (1998) yêu cầu phương sai trích phải đạt 50%. Mức ý nghĩa của kiểm định Bartlet = 0.000 < 0.05 nên các biến quan sát có tương quan xét trên phạm vi tổng thể. Hệ số KMO = 0. .907 (0.5 < KMO < 1) nên phân tích nhân tố là phù hợp.
Các biến quan sát có tương quan với nhau xét trong phạm vi tổng thể, khác biệt hệ số tải nhân tố của một biến quan sát giữa các nhân tố ≥ 0.3 tạo giá trị phân biệt giữa các nhân tố (Jabnoun và Al-Tamimi, 2003).
Do vậy, các thang đo rút ra là chấp nhận được và các nhân tố rút ra phù hợp với giả thuyết ban đầu.
4.4 Phân tích hồi quy
Sau khi tiến hành đánh giá độ tin cậy thang đo và phân tích nhân tố EFA, loại bỏ 1 số biến quan sát không phù hợp, mô hình nghiên cứu cho ra các nhân tố phù hợp với giả thuyết ban đầu, tiếp theo các giả thuyết cần phải được kiểm định bằng phương pháp hồi quy.
4.4.1 Phân tích hồi quy ảnh hưởng của sự thỏa mãn công việc đến sự gắn kết vì tình cảm.
4.4.1.1 Đánh giá sự phù hợp của mô hình hồi quy
Để đánh giá độ phù hợp của mô hình, các nhà nghiên cứu sử dụng hệ số xác định R² (R-quare) để đánh giá mức độ phù hợp của mô hình nghiên cứu, hệ số xác định R² được chứng minh là hàm không giảm theo số biến độc lập được đưa vào mô hình, tuy nhiên không phải phương trình càng có nhiều biến sẽ càng phù hợp hơn với dữ liệu, R² có khuynh hướng là một yếu tố lạc quan của thước đo sự phù hợp của mô hình đối với dữ liệu trong trường hợp có 1 biến giải thích
trong mô hình. Như vậy, trong hồi quy tuyến tính bội thường dùng hệ số R- quare điều chỉnh để đánh giá độ phù hợp của mô hình vì nó không thổi phồng mức độ phù hợp của mô hình. Bênh cạnh đó, cần kiểm tra hiện tượng tương quan bằng hệ số Durbin – Watson (1< Durbin-Watson < 3 ) và không có hiện tượng đa cộng tuyến bằng hệ số phóng đại phương sai VIF (VIF < 10). Hệ số Beta chuẩn hoá được dùng để đánh giá mức độ quan trọng của từng nhân tố, hệ số Beta chuẩn hoá của biến nào càng cao thì mức độ tác động của biến đó vào sự gắn kết vì tình cảm càng lớn (Hoàng Trọng và Mộng Ngọc, 2005).
Để thể hiện tính thuyết phục và tạo sự tin tưởng hoàn toàn vào kết quả của phân tích hồi quy ta lần lượt kiểm định một số giả định sau :
- Mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến
- Các phần dư có phân phối chuẩn
- Giả định về tính độc lập của sai số (không có sự tương quan giữa các phần
dư)
- Giả định liên hệ tuyến tính và phương sai của phần dư không đổi
+ Giả định mô hình không 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 mô hình. Do vậy mà chúng ta phải dò tìm hiện tượng đa cộng tuyến bằng cách tính độ chấp nhận của biến (Tolerance) và hệ số phóng đại phương sai (VIF).
Qua bảng kết quả phân tích, ta thấy VIF lớn nhất chỉ bằng 1.000 do đó ta có thể kết luận mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến. Chỉ khi nào VIF vượt quá 10 thì mô hình mới xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến (Hoàng Trọng- Chu Nguyễn Mộng Ngọc 2005).
Bảng 4.7 Các thông số của từng biến trong mô hình hồi quy các yếu tố ảnh hưởng đến sự gắn kết vì tình cảm
Hệ số chưa chuẩn hóa | Hệ số chuẩn hóa | t | Sig. | Thống kê đa cộng tuyến | |||
B | Std.Error | Beta | Tolerance | VIF | |||
(Constant) | -1.173E-16 | .044 | .000 | 1.000 | |||
Nhân tố lãnh đạo | .212 | .044 | .212 | 4.862 | .000 | 1.000 | 1.000 |
Nhân tố đào tạo thăng tiến | .254 | .044 | .254 | 5.821 | .000 | 1.000 | 1.000 |
Nhân tố thương hiệu | .081 | .044 | .081 | 1.863 | .063 | 1.000 | 1.000 |
Nhân tố bản chất công việc | .270 | .044 | .270 | 6.193 | .000 | 1.000 | 1.000 |
Nhân tố tiền lương | .144 | .044 | .144 | 3.305 | .001 | 1.000 | 1.000 |
Nhân tố đồng nghiệp | .210 | .044 | .210 | 4.814 | .000 | 1.000 | 1.000 |
Nhân tố sự đổi mới | .201 | .044 | .201 | 4.614 | .000 | 1.000 | 1.000 |
Nhân tố áp lực công việc | .186 | .044 | .186 | 4.262 | .000 | 1.000 | 1.000 |
+ Giả định về phân phối chuẩn của phần dư
Phần dư có thể không tuân theo phân phối chuẩn vì những lý do như sau: sử dụng sai mô hình, phương sai không phải là hằng số, số lượng các phần dư không đủ nhiều để phân tích… Vì vậy chúng ta thực hiện nhiều cách khảo sát khác nhau để dò 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, P-P.
Biểu đồ 4.1 Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa
Nhìn vào biểu đồ 4.1 Biểu đồ tần số Histogram ta thấy phần dư có phân phối chuẩn với trị trung bình ≈ 0 và độ lệch chuẩn Std.Dev = 0.989 gần bằng 1, và biểu đồ tần số P-P Plot cũng cho ta thấy các điểm quan sát không phân tán quá xe đường
thẳng kỳ vọng nên ta có thể kết luận rằng giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
dư):
+ Giả định về tính độc lập của sai số (không có tương quan giữa các phần
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 không có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau giá trị d sẽ gần bằng 2. Kiểm định Durbin – Watson cho thấy kết quả d = 1.605 nên, ta có thể kết luận các phần dư là độc lập với nhau hay không có tương quan giữa các phần dư.
Bảng 4.8 Kết quả các giá trị thống kê về tác động của sự thỏa mãn công việc đến sự gắn kết vì tình cảm
Hệ số R | Hệ số R2 | Hệ số R2 hiệu chỉnh | Sai số chuẩn của ước lượng | Hệ số Durbin - Watson | |
1 | .574a | .329 | .314 | .82816173 | 1.605 |
+ Giả định phương sai của phần dư không đổi
Để biết được mô hình có bị hiện tượng phương sai thay đổi hay không chúng ta có thể dùng đồ thị Scatterplot để giải thích. Chung ta xem xét tất cả các kiểu biến thiên mà ta quan sát được. Khi tìm hồi quy tuyến tính và mô tả phần dư cùng giá trị dự đoán lên đồ thị mà thấy phần dư của chúng thay đổi theo một trật tự nào đó như dạng cong bậc 2 Parapol, cong dạng bậc 3 Cubic … thì mô hình hồi quy tuyến tính mô tả quan hệ đường thẳng là không phù hợp và giả định có quan hệ tuyến tính bị vi phạm (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008)
Qua biểu đồ 4.2 ta nhận thấy giá trị phần dư phân tán ngẫu nhiên xung quanh đường đi qua tung độ 0 chứ không tạo nên hình dạng gì như trong hình dưới, điều này chứng tỏ mô hình không bị hiện tượng phương sai thay đổi.
Biểu đồ 4.2 Biều đồ phân tán Scatterplot
4.4.1.2 Phân tích hồi quy về ảnh hưởng của các yếu tố đến sự gắn kết vì tình cảm.
Kết quả phân tích từ bảng 4.7 và 4.8 cho thấy mức ý nghĩa của các nhân tố đào tạo thăng tiến, tiền lương, lãnh đạo, bản chất công việc, đồng nghiệp, sự đổi mới và áp lực công việc đạt yêu cầu có ý nghĩa vì có sig < 0.05. Biến còn lại là thương hiệu bị loại vì có sig > 0.05. Hệ số xác định mô hình hiệu chỉnh là 41.4%, như vậy các yếu tố trên giải thích được 31.4% sự gắn kết vì tình cảm của nhân viên trong tổ chức. Trong đó nhân tố về bản chất công việc có tác động mạnh nhất đến sự gắn kết vì tình cảm.
Mô hình hồi quy được biểu diễn dưới dạng phương trình hồi quy tuyến tính dưới tác động của 7 biến thành phần của sự thỏa mãn công việc đến sự gắn kết vì tình cảm của nhân viên.
F_TCAM = 0.212F_LD + 0.254F_DT + 0.270F_CV + 0.144F_TL + 0.210F_DN + 0.201F_DM + 0.186AL
Trong đó : F_LD : Nhân tố lãnh đạo