Kiểm Định Tính Độc Lập Của Phần Dư Cho Mô Hình Hồi Quy

phân tán của phần dư là bằng 0). Như vậy, giả định phương sai không đổi của mô hình hồi quy không bị vi phạm.

Quan sát biểu đồ phân phối của phần dư ở Phụ lục 15 (15.2) ta có thể thấy phân phối chuẩn của phần dư có giá trị trung bình là xấp xỉ bằng 0 (=3.74E-

15) và độ lệch chuẩn xấp xỉ bằng 1 (=0.989).

Ngoài ra, biểu đồ tần số P-P plot ở Phụ lục15 (15.3) cũng cho thấy các kết luận tương tự về phân phối phần dư là phân phối chuẩn, với các điểm phân vị của phân phối phần dư được tập trung sát vào đường chéo kỳ vọng.

Tóm lại, một loạt các kiểm định trên về phân phối chuẩn của phần dư đều cho ra cùng một kết luận. Như vậy, chúng ta có thể chấp nhận rằng giả định về phân phối chuẩn của phần dư là không bị vi phạm.

(d) Kiểm định không có hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư

Bảng 5-12: Kiểm định tính độc lập của phần dư cho mô hình hồi quy

Model Summaryb

Mô hình			R2 hiệu chỉnh	Sai số chuẩn của ước lượng	Thống kê Change					Hệ số Durbin- Watson
	R	R2			R2 Change	F Change	df1	df2	Sig. F Change
1	.726a .527		.516	.55095	.527	49.590	4	178	.000	1.627
a. Dự báo: (Hằng số), KT, CV, DT, LG
b. Biến phụ thuộc: TT

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 150 trang tài liệu này.

Từ bảng 5-12, ta thấy giá trị thống kê Durbin-Watson (d = 1.627) nằm trong khoảng từ 1 đến 3 tức là các phần dư độc lập với nhau. Ta có thể kết luận, phần dư không có hiện tượng tự tương quan với nhau giữa các phần dư trong mô hình hồi quy.

(e) Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy

Cũng từ bảng 5-12, ta thấy giá trị hệ số xác định hiệu chỉnh R2 = 0.527, nghĩa là mô hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với dữ liệu 52.7%,

hay nói cách khác, có 52.7% sự khác biệt về mức độ trung thành là có thể được giải thích do sự khác biệt về sự thỏa mãn về “Bản chất công việc”, “Lương & phúc lợi”, “Đào tạo & phát triển” và “Ghi nhận & khen thưởng”.

Tuy nhiên, giá trị R2 hiệu chỉnh chỉ thể hiện được mức độ phù hợp của mô hình và dữ liệu mẫu (chứ chưa đảm bảo mức độ đại diện cho cả đám đông tổng thể). Do đó, để xem xét sự phù hợp của mô hình hồi quy này, ta cần tiếp tục thực hiện kiểm định F.

Bảng 5-13: Kiểm định F cho mô hình hồi quy

ANOVAb

Mô hình		Tổng bình phương	Bậc tự do df	Bình phương trung bình	Tỷ số F	Mức ý nghĩa Sig.
1	Hồi quy	60.211	4	15.053	49.590	.000a
	Phần dư	54.031	178	.304
	Tổng	114.243	182
a. Dự báo: (Hằng số), KT, CV, DT, LG
b. Biến phụ thuộc: TT

Từ bảng 5-13, ta thấy mức ý nghĩa (Sig) trong kiểm định F của mô hình là rất nhỏ (Sig = 0,000), cho thấy sẽ an toàn khi bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng tất cả các hệ số hồi quy trong mô hình hồi quy tổng thể bằng 0. Như vậy, mô hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng là phù hợp với tổng thể (các βi ≠ 0).

(f) Kiểm định ý nghĩa của các hệ số hồi quy

Bảng 5-14 trên cho thấy mức ý nghĩa (Sig) với độ tin cậy 95% của hệ số hồi quy riêng (β) đều < 0.05. Điều này cho thấy sẽ an toàn khi ta bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng hệ số hồi quy riêng (β) của biến “Bản chất công việc”, “Lương & phúc lợi”, “Đào tạo & phát triển” và “Ghi nhận & khen thưởng” bằng 0. Như vậy, ta có thể kết luận rằng hệ số hồi quy riêng (β) của 4 biến này là có ý nghĩa.

Ngoài ra, ta có thể nhận thấy hệ số tương quan từng phần và hệ số tương

quan riêng của 3 biến “Bản chất công việc”, “Lương & phúc lợi”, và “Ghi nhận & khen thưởng” đều cao hơn nhiều so với tương quan của biến “Đào tạo & phát triển”. Điều này thể hiện rằng khả năng giải thích biến thiên của các biến “Lương & phúc lợi”, “Ghi nhận & khen thưởng” và “Bản chất công việc” đối với biến độc lập “Lòng trung thành” lần lượt cao hơn nhiều so với biến “Đào tạo & phát triển”.

Bảng 5-14: Kết quả phân tích hệ số hồi quy

Coefficientsa

Mô hình		Hệ số chưa chuẩn hóa		Hệ số đã chuẩn hóa	Kiểm định t	Mức ý nghĩa Sig.	Hệ số tương quan			Thống kê đa cộng tuyến
Mô hình		Hệ số B	Sai số chuẩn	Hệ số Beta	Kiểm định t	Mức ý nghĩa Sig.	Zero- order	Từng phần (Partial)	Riêng (Part)	Hệ số Tolerance	Hê số phóng đại phương sai (VIF)
1	(Hằng số)	.128	.224		.570	.569
	CV	.207	.068	.199	3.060	.003	.555	.224	.158	.631	1.584
	LG	.312	.078	.305	4.022	.000	.650	.289	.207	.461	2.168
	KT	.227	.066	.236	3.436	.001	.597	.249	.177	.563	1.776
	DT	.147	.070	.142	2.096	.037	.546	.155	.108	.579	1.728
a. Biến phụ thuộc: TT

(g) Kết quả phân tích mô hình hồi quy

Qua các kiểm định trên cho thấy các giả định của hàm hồi quy tuyến tính không bị vi phạm và mô hình hồi quy đã xây dựng là phù hợp một phần với tổng thể. Đối với 4 biến độc lập có “Bản chất công việc”, “Lương & phúc lợi”, “Ghi nhận & khen thưởng” và “Đào tạo & phát triển”, các hệ số của phương trình hồi quy có ý nghĩa thống kê và các hệ số hồi quy riêng (β) đều có giá trị dương.

Như vậy, giả thuyết H1, H2, H4 & H5 được chấp nhận. Tức là, chỉ có “Bản chất công việc”, “Lương & phúc lợi”, “Ghi nhận & khen thưởng” và “Đào tạo & phát triển” là có tác động dương đến Lòng trung thành. Ngược lại, giả thuyết H3 & H6 không được chấp nhận, nghĩa là, “Môi trường tác nghiệp” và “Lãnh đạo/cấp trên” trong nghiên cứu này đều không cho thấy có tác

động đến Lòng trung thành.

Kết quả phân tích trên cho ta phương trình hồi quy tuyến tính sau:

Phương trình 5-2:

Y = 0,199*X1 + 0,305*X2 + 0,236*X4 + 0,142*X5 (5-2)

Hay ta có thể viết lại phương trình 5-2 như sau:

Lòng trung thành = 0,199* Bản chất công việc + 0,305* Lương & phúc lợi

+ 0,236* Ghi nhận & khen thưởng + 0,142* Đào tạo & phát triển

Tầm quan trọng của các biến “Bản chất công việc”, “Lương & phúc lợi”, “Ghi nhận & khen thưởng” và “Đào tạo & phát triển” được xác định căn cứ vào hệ số Beta. Nếu giá trị tuyệt đối nào của Beta của yếu tố nào càng lớn thì càng ảnh hưởng mạnh mẽ đến mức độ trung thành của nhân viên đối với Công ty. Theo phương trình trên, yếu tố “Lương & phúc lợi” ảnh hưởng mạnh nhất đến lòng trung thành của nhân viên (Beta = 0,305), kế đến là yếu tố “Ghi nhận và khen thưởng” (Beta = 0,236), yếu tố “Bản chất công việc” (Beta = 0,199) và cuối cùng là yếu tố “Đào tạo & phát triển” (Beta = 0,1442).

5.2.2 Kiểm định sự khác biệt theo các đặc tính cá nhân đến lòng trung thành của nhân viên

5.2.2.1 Khác biệt về giới tính

Kiểm định Independent-samples T-test sẽ cho ta biết có sự khác biệt về mức độ trung thành giữa phái nam và nữ hay không. Theo kết quả ta thấy trong kiểm định Levene, Sig = 0,000 < 0,05 nên phương sai giữa hai phái nam và nữ không bằng nhau. Vậy ta sẽ sử dụng kết quả kiểm định t ở phần Equal variances not assumed có Sig. > 0,05 (Sig = 0,535) nên không có sự khác biệt có ý nghĩa về trị trung bình giữa hai phái. Do đó, ta có thể kết luận ở độ

tin cậy 95%, lòng trung thành giữa nam và nữ là như nhau (Xem phụ lục 16.1).

5.2.2.2 Khác biệt về độ tuổi

Để kiểm định sự khác biệt mức độ trung thành giữa 3 nhóm nhân viên có độ tuổi khác nhau ta sử dụng phân tích phương sai ANOVA cho 3 nhóm này. Phân tích phương sai ANOVA là phép kiểm định giả thuyết về sự bằng nhau của giá trị trung bình của nhiều nhóm tổng thể độc lập.

Theo kết quả phân tích ANOVA, với mức ý nghĩa Sig = 0,914 > 0,05 nên ta có thể nói không có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về mức độ trung thành giữa 3 nhóm có độ tuổi khác nhau (Xem phụ lục 16.2).

5.2.2.3 Khác biệt về thâm niên làm việc

Ta tiếp tục sử dụng phân tích phương sai ANOVA cho 3 nhóm nhân viên có thâm niên làm việc khác nhau trong Esquel Việt Nam để kiểm định sự khác biệt mức độ trung thành giữa họ.

Kết quả phân tích trong Phụ lục 16.3 cho ta thấy trị trung bình của các nhóm đều nằm trong khoảng chấp nhận của kiểm định với độ tin cậy 95%. Trong đó trị trung bình về mức độ trung thành của nhân viên có trên 4 năm làm việc tại Esquel (nhóm 3) là 3.5789 là cao hơn so với nhân viên nhóm 1 dưới 2 năm làm việc (3.1590) và của nhân viên nhóm 2 đã làm việc từ 2 đến 4 năm (2.8905). Ta sẽ tiếp tục kiểm định xem liệu sự khác biệt này mang ý nghĩa đặc trưng của cả tổng thể hay chỉ là do ngẫu nhiên của mẫu có được.

Theo kết quả kiểm định Levene, ở độ tin cậy 95% cho ta thấy mức ý nghĩa Sig = 0,000 < 0.05. Do đó, ta có thể bác bỏ giả thuyết H0 của kiểm định này cho rằng phương sai giữa các nhóm là như nhau (Test of Homogeneity of Variances). Từ kết quả này, ta tiếp tục tiến hành phân tích sâu ANOVA theo trường hợp phương sai các nhóm không bằng nhau.

Kết quả phân tích ANOVA cho ta thấy mức ý nghĩa của kiểm định này có Sig = 0.006 < 0.05 ở độ tin cậy 95%. Do đó, ta có thể bác bỏ giả thuyết H0 của kiểm định cho rằng trị trung bình giữa các nhóm là bằng nhau.

Từ kết quả có sự khác biệt về trị trung bình như mong đợi từ phép kiểm định ANOVA nói trên, ta có thể tiếp tục xem xét đến mức độ khác biệt về trị trung bình giữa các nhóm qua phép kiểm định Tamhane ở độ tin cậy 95% như Phụ lục 16.3.

Theo kết quả phân tích sâu ANOVA bằng phương pháp Tamhane, mức ý nghĩa Sig = 0.046 < 0.05, ta thấy có sự khác biệt về mức độ trung thành của nhóm làm việc tại Esquel dưới 2 năm so với nhóm nhân viên làm việc từ 2- 4 năm. Nghĩa là, nhân viên đã làm với Esquel một thời gian (từ 2 – 4 năm) và khi có đủ năng lực thì có ý định rời khỏi công ty cao hơn là nhân viên mới vào và đang lĩnh hội kiến thức từ môi trường làm việc này. Ngược lại, giữa nhóm làm việc trên 4 năm với 2 nhóm còn lại thì không có sự khác biệt về trị trung bình do mức ý nghĩa Sig > 0.05 (0,535 và 0,161) ở độ tin cậy 95%.

5.2.2.4 Khác biệt về học vấn

Theo kết quả phân tích ANOVA, với mức ý nghĩa Sig = 0,593 > 0,05 nên ta có thể nói không có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về mức độ trung thành giữa 4 nhóm có trình độ học vấn khác nhau (Xem phụ lục 16.4).

5.2.2.5 Khác biệt về chức danh công tác

Theo kết quả phân tích ANOVA, với mức ý nghĩa Sig = 0,719 > 0,05 nên ta có thể nói không có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về mức độ trung thành giữa 3 nhóm ở 3 chức danh công tác khác nhau (Nhân viên tác nghiệp, Quản lý chuyền/ Giám sát viên hay Trưởng/ phó phòng) tại Esquel (Xem phụ lục 16.5).

5.3 Kết luận

Mục đích chính của đề tài này là chỉ ra các yếu tố nào ảnh hưởng đến lòng trung thành của nhân viên Esquel. Đó là các yếu tố Bản chất công việc, Lương & phúc lợi, Môi trường tác nghiệp, Ghi nhận & khen thưởng, Đào tạo phát triển và Lãnh đạo/ cấp trên. Những điều này được xây dựng trong cơ sở lý thuyết, mô hình lý thuyết và các giả thuyết trong Chương 2.

Phương pháp nghiên cứu được sử dụng là phương pháp định lượng. Bản câu hỏi khảo sát được thiết kế dựa trên thang đo của Meyer và các cộng sự (1993) có điều chỉnh cho “Lòng trung thành”; còn thang đo cho các nhân tố biến độc lập, tác giả dựa vào bản câu hỏi tự thiết kế của Seema Mehta (2010), cùng với kết quả phân tích phỏng vấn thôi việc của nhân viên Esquel Việt Nam. Dữ liệu làm cơ sở để phân tích là 183 phiếu khảo sát do các nhân viên đang hoặc đã từng công tác tại Esquel thực hiện trong tháng 9 - 2012.

Đánh giá kiểm định độ tin cậy của thang đo qua hệ số Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA được thực hiện đối với thang đo trên để đảm bảo độ tin cậy và sự phù hợp của chúng trước khi thực hiện các phân tích chính.

Mô hình hồi quy thể hiện mối quan hệ giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc Lòng trung thành cũng được thiết lập. Trước khi phân tích, các giả thuyết của mô hình hồi quy được kiểm định kỹ lưỡng. Kết quả của phân tích hồi quy được biện luận và đã đưa ra kết luận cho từng giả thuyết của mô hình nghiên cứu được trình bày ở Chương 5.

Mục đích của phần tiếp theo là tóm tắt lại các kết quả chính và đưa ra ý nghĩa đạt được của kết quả nghiên cứu, đồng thời đề xuất những kiến nghị cho Ban giám đốc Esquel cũng như nêu ra những hạn chế trong nghiên cứu nhằm đề xuất những gợi ý nghiên cứu tiếp theo trong tương lai.

5.3.1 Kết quả chính của đề tài và ý nghĩa

Kết quả đầu tiên của nghiên cứu là kiểm định và đo lường sự thích hợp của thang đo Lòng trung thành. Kết quả kiểm định Cronbach’s Alpha loại ra 2 biến ld5 và tt5 vì có hệ số tương quan thấp hơn 5 và kiểm định EFA loại thêm 2 biến lg5 và dt4, trong khi kết quả kiểm định cũng cho ra đủ 6 thành phần đã được xác định trong mô hình nghiên cứu. Việc loại 4 biến quan sát này ra khỏi thang đo cũng hoàn toàn phù hợp do thỏa mãn được các điều kiện lý thuyết liên quan. Vậy từ 34 biến quan sát ban đầu, thang đo cuối cùng đưa vào phân tích chính thức với 30 biến.

Sau khi phân tích mô hình hồi quy, đề tài nghiên cứu cũng chứng minh được có 4 yếu tố là có ảnh hưởng đến Lòng trung thành của nhân viên. Đó là Lương & phúc lợi, Ghi nhận & khen thưởng, Bản chất công việc và cuối cùng là Đào tạo & phát triển đều có tác động dương đến Lòng trung thành theo mức độ giảm dần. Qua đó, kết quả cho thấy mức độ ảnh hưởng của biến độc lập nào là mạnh hơn trong tác động đến biến phụ thuộc trong mô hình.

Nghiên cứu cũng chỉ ra chỉ có sự khác biệt về mức độ trung thành của nhóm làm việc tại Esquel dưới 2 năm so với nhóm nhân viên làm việc từ 2-4 năm. Còn lại, không có sự khác biệt về giới tính, độ tuổi, học vấn hay chức danh công việc khi xét mức độ Lòng trung thành của nhân viên. Qua đó cho thấy, nhân viên đã làm với Esquel một thời gian và khi có đủ năng lực sau thời gian được đào tạo và làm việc thì có ý định rời khỏi công ty cao hơn là nhân viên mới vào và đang lĩnh hội kiến thức từ môi trường làm việc này.

Cuối cùng, trong nghiên cứu khảo sát này, giá trị trung bình của các biến thành phần trong thang đo là khá cao (giá trị trung bình đều > 3.00). Tuy nhiên, một điều đáng ngạc nhiên là mặc dù đánh giá cao các yếu tố Lương & phúc lợi, Ghi nhận & khen thưởng, Bản chất công việc và Đào tạo & phát triển nhưng mức độ mong muốn ở lại làm việc lâu dài và đóng góp sức lực phát triển công ty của nhân viên không cao. Điều này dự báo nhân viên