Phân tích SPSS Đánh giá sự hài lòng về chính sách nhân sự
Bạn đang xem bản rút gọn của tài liệu. Xem và tải ngay bản đầy đủ của tài liệu tại đây (524.89 KB, 23 trang )
1. Phân tích đánh giá thang đo và hiệu chỉnh mô hình nghiên cứu:
1.1. Kiểm định độ tin cậy Cronbach’s Alpha các thang đo
Kiểm định độ tin cậy thang đo các yếu tố ảnh hưởng đến Sự hài lòng về chính
sách nhân sự:
Kiểm định độ tin cậy đối với yếu tố bản chất công việc:
Tiến hành kiểm định độ tin cậy đối với yếu tố bản chất công việc lần đầu tiên
thông qua hệ số Cronbach’s alpha, ta thu được kết quả như sau:
Reliability Statistics
Cronbach's
Alpha
N of Items
.582
4
Ta thấy, hệ số Cronbach’s alpha trong lần kiểm định lần 1 là 0,582. Tuy nhiên,
hệ số tương quan biến tổng của biến X14 đạt giá trị âm (nhỏ hơn 0,3).
Item-Total Statistics
Cronbach's
Scale Mean if
Item Deleted
Scale Variance if Corrected ItemItem Deleted
Total Correlation
Alpha if Item
Deleted
X11
10.0167
1.491
.522
.358
X12
10.5500
1.835
.463
.422
X13
10.1333
2.139
.530
.402
X14
10.3833
3.187
-.017
.706
Chính vì vậy, tác giả tiến hành loại biến X14 và tiến hành kiểm định độ tin cậy
lần 2 đối với yếu tố bản chất công việc. Và thu được kết quả như sau:
Reliability Statistics
Cronbach's
Alpha
N of Items
.706
3
Item-Total Statistics
Cronbach's
Scale Mean if
Item Deleted
Scale Variance if Corrected ItemItem Deleted
Alpha if Item
Total Correlation
Deleted
X11
6.7056
1.304
.558
.590
X12
7.2389
1.647
.489
.659
X13
6.8222
1.924
.576
.597
Hệ số Cronbach’s alpha lần 2 đối với yếu tố bản chất công việc đạt giá trị 0,706
và các hệ số tương quan với biến tổng đều lớn hơn 0,3. Điều này đảm bảo tính
đúng đắn cho việc đưa các biến của yếu tố bản chất công việc, bao gồm: X11, X12,
X13 vào tiến hành các bước phân tích tiếp theo.
Kiểm định độ tin cậy đối với yếu tố đào tạo và phát triển:
Tiến hành kiểm định độ tin cậy đối với yếu tố đào tạo và phát triển lần đầu tiên
thông qua hệ số Cronbach’s alpha, ta thu được kết quả như sau:
Reliability Statistics
Cronbach's
Alpha
N of Items
.485
6
Ta thấy, hệ số Cronbach’s alpha trong lần kiểm định lần 1 là 0,485. Tuy nhiên,
hệ số tương quan biến tổng của biến X21, X25, X26 nhỏ hơn 0,3.
Item-Total Statistics
Cronbach's
Scale Mean if
Item Deleted
Scale Variance if Corrected ItemItem Deleted
Total Correlation
Alpha if Item
Deleted
X21
18.5056
5.056
-.079
.629
X22
18.8222
3.566
.479
.300
X23
18.6056
2.978
.641
.163
X24
18.6611
3.086
.587
.204
X25
18.7667
5.509
-.118
.577
X26
19.1667
5.145
.067
.507
Chính vì vậy, tác giả tiến hành loại biến X21, X25, X26 và tiến hành kiểm định
độ tin cậy lần 2 đối với yếu tố đào tạo và phát triển. Và thu được kết quả như sau:
Reliability Statistics
Cronbach's
Alpha
N of Items
.848
3
Item-Total Statistics
Cronbach's
Scale Mean if
Item Deleted
Scale Variance if Corrected ItemItem Deleted
Total Correlation
Alpha if Item
Deleted
X22
7.7444
2.571
.572
.914
X23
7.5278
1.971
.800
.704
X24
7.5833
1.965
.796
.708
Hệ số Cronbach’s alpha lần 2 đối với yếu tố đào tạo và phát triển đạt giá trị
0,848 và các hệ số tương quan với biến tổng đều đạt yêu cầu. Điều này đảm bảo
tính đúng đắn cho việc đưa các biến của yếu tố đào tạo và phát triển, bao gồm:
X22, X23, X24 vào tiến hành các bước phân tích tiếp theo.
Kiểm định độ tin cậy đối với yếu tố đãi ngộ:
Tiến hành kiểm định độ tin cậy đối với yếu tố đãi ngộ lần đầu tiên thông qua hệ
số Cronbach’s alpha, ta thu được kết quả như sau:
Reliability Statistics
Cronbach's
Alpha
N of Items
.838
5
Item-Total Statistics
Cronbach's
Scale Mean if
Item Deleted
Scale Variance if Corrected ItemItem Deleted
Total Correlation
Alpha if Item
Deleted
X31
14.2111
6.134
.676
.795
X32
14.3389
6.460
.588
.821
X33
14.3500
6.374
.644
.804
X34
14.3278
6.456
.683
.795
X35
14.2611
6.607
.617
.812
Hệ số Cronbach’s alpha lần đầu đối với yếu tố đãi ngộ đạt giá trị 0,838 và các hệ
số tương quan với biến tổng đều lớn hơn 0,3. Điều này đảm bảo tính đúng đắn cho
việc đưa các biến của yếu tố đãi ngộ, bao gồm: X31, X32, X33, X34, X35 vào tiến
hành các bước phân tích tiếp theo.
Kiểm định độ tin cậy đối với yếu tố đồng nghiệp:
Tiến hành kiểm định độ tin cậy đối với yếu tố đồng nghiệp lần đầu tiên thông
qua hệ số Cronbach’s alpha, ta thu được kết quả như sau:
Reliability Statistics
Cronbach's
Alpha
N of Items
.670
5
Hệ số Cronbach’s alpha lần đầu đối với yếu tố đồng nghiệp đạt giá trị 0,670 và
các hệ số tương quan với biến tổng đều lớn hơn 0,3, ngoại trừ X44 và X45.
Item-Total Statistics
Cronbach's
Scale Mean if
Item Deleted
Scale Variance if Corrected ItemItem Deleted
Total Correlation
Alpha if Item
Deleted
X41
16.0556
3.192
.721
.451
X42
16.1611
3.287
.720
.456
X43
16.2500
3.004
.780
.409
X44
16.0944
5.851
.008
.750
X45
16.5278
6.061
-.074
.775
Chính vì vậy, tác giả tiến hành loại biến X44, X45 và kiểm định độ tin cậy lần 2
với yếu tố đồng nghiệp.
Reliability Statistics
Cronbach's
Alpha
N of Items
.920
3
Item-Total Statistics
Cronbach's
Scale Mean if
Item Deleted
Scale Variance if Corrected ItemItem Deleted
Total Correlation
Alpha if Item
Deleted
X41
8.1333
2.708
.814
.904
X42
8.2389
2.786
.819
.899
X43
8.3278
2.523
.882
.847
Hệ số Cronbach’s alpha lần 2 đối với yếu tố đồng nghiệp đạt giá trị 0,920 và các
hệ số tương quan với biến tổng đều lớn hơn không. Điều này đảm bảo tính đúng
đắn cho việc đưa các biến của yếu tố đồng nghiệp, bao gồm: X41, X42, X43 vào
tiến hành các bước phân tích tiếp theo.
Kiểm định độ tin cậy đối với yếu tố môi trường làm việc:
Tiến hành kiểm định độ tin cậy đối với yếu tố môi trường làm việc lần đầu tiên
thông qua hệ số Cronbach’s alpha, ta thu được kết quả như sau:
Reliability Statistics
Cronbach's
Alpha
N of Items
.670
4
Ta thấy, hệ số Cronbach’s alpha trong lần kiểm định lần 1 là 0,670. Tuy nhiên,
hệ số tương quan biến tổng của biến X54 đạt giá trị nhỏ hơn 0,3.
Item-Total Statistics
Cronbach's
Scale Mean if
Item Deleted
Scale Variance if Corrected ItemItem Deleted
Total Correlation
Alpha if Item
Deleted
X51
10.4556
1.970
.678
.417
X52
10.3778
2.292
.636
.466
X53
10.6278
2.391
.593
.501
X54
10.7389
4.328
-.078
.819
Chính vì vậy, tác giả tiến hành loại biến X54 và tiến hành kiểm định độ tin cậy
lần 2 đối với yếu tố môi trường làm việc. Và thu được kết quả như sau:
Reliability Statistics
Cronbach's
Alpha
N of Items
.819
3
Item-Total Statistics
Cronbach's
Scale Mean if
Item Deleted
Scale Variance if Corrected ItemItem Deleted
Total Correlation
Alpha if Item
Deleted
X51
7.1278
1.866
.711
.713
X52
7.0500
2.159
.682
.742
X53
7.3000
2.267
.632
.791
Hệ số Cronbach’s alpha lần 2 đối với yếu tố môi trường làm việc đạt giá trị
0,819 và các hệ số tương quan với biến tổng đều lớn hơn 0,3. Điều này đảm bảo
tính đúng đắn cho việc đưa các biến của yếu tố môi trường làm việc, bao gồm:
X51, X52, X53 vào tiến hành các bước phân tích tiếp theo.
Kiểm định độ tin cậy đối với yếu tố lãnh đạo:
Tiến hành kiểm định độ tin cậy đối với yếu tố lãnh đạo lần đầu tiên thông qua hệ
số Cronbach’s alpha, ta thu được kết quả như sau:
Reliability Statistics
Cronbach's
Alpha
N of Items
.527
6
Ta thấy, hệ số Cronbach’s alpha trong lần kiểm định lần 1 là 0,527. Tuy nhiên,
hệ số tương quan biến tổng của biến X61, X64, X65 đạt giá trị nhỏ hơn 0,3.
Item-Total Statistics
Cronbach's
Scale Mean if
Item Deleted
Scale Variance if Corrected ItemItem Deleted
Total Correlation
Alpha if Item
Deleted
X61
19.6389
5.014
.062
.568
X62
19.4611
2.909
.661
.223
X63
19.5611
3.119
.600
.275
X64
20.2556
5.968
-.268
.642
X65
19.4167
5.473
-.083
.609
X66
19.5833
2.937
.620
.248
Chính vì vậy, tác giả tiến hành loại biến X61, X64, X65 và tiến hành kiểm định
độ tin cậy lần 2 đối với yếu tố lãnh đạo. Và thu được kết quả như sau:
Reliability Statistics
Cronbach's
Alpha
N of Items
.860
3
Item-Total Statistics
Cronbach's
Scale Mean if
Item Deleted
Scale Variance if Corrected ItemItem Deleted
Total Correlation
Alpha if Item
Deleted
X62
8.0222
2.424
.748
.793
X63
8.1222
2.544
.722
.817
X66
8.1444
2.381
.738
.802
Hệ số Cronbach’s alpha lần 2 đối với yếu tố lãnh đạo đạt giá trị 0,860 và các hệ
số tương quan với biến tổng đều lớn hơn không. Điều này đảm bảo tính đúng đắn
cho việc đưa các biến của yếu tố lãnh đạo, bao gồm: X62, X63, X66 vào tiến hành
các bước phân tích tiếp theo.
Như vậy, sau khi tác giả tiến hành kiểm định độ tin cậy đối với tất cả các biến
độc lập, cho thấy giá trị cronbach’s alpha lớn nhất thuộc về yếu tố đồng nghiệp
(đạt giá trị 0,920) và giá trị cronbach’s alpha nhỏ nhất thuộc về yếu tố bản chất
công việc (đạt giá trị 0,706), cụ thể thu được các kết quả như sau:
Bảng: Hệ số Cronbach’s Alpha các biến độc lập
STT
Nhân tố
1
X1
2
X2
3
X3
4
X4
5
X5
6
X6
Tất cả các hệ số Cronbach’s
Cronbach’s
Số biến
Alpha
0,706
3
0,762
3
0,838
5
0,920
3
0,819
3
0,860
3
Alpha của các nhân tố đạt yếu cầu đều tương đối
cao từ 0,7 trở lên, điều này hoàn toàn có thể chấp nhận để đưa vào phân tích các
bước tiếp theo. Và như vậy, trước khi đi vào phân tích nhân tố và chạy mô hình hồi
quy, tác giả đã kiểm tra các hệ số Cronbach’s Alpha để bảo đảm tính hợp lý của
mô hình.
Kiểm định độ tin cậy thang đo Sự hài lòng về chính sách nhân sự:
Tiến hành kiểm định độ tin cậy đối với yếu tố Sự hài lòng về chính sách nhân sự
thông qua hệ số Cronbach’s alpha, ta thu được kết quả như sau:
Reliability Statistics
Cronbach's
Alpha
N of Items
.618
5
Ta thấy, hệ số Cronbach’s alpha trong lần kiểm định lần 1 là 0,618. Tuy nhiên,
hệ số tương quan biến tổng của biến Y4, Y5 đạt giá trị âm.
Item-Total Statistics
Cronbach's
Scale Mean if
Item Deleted
Scale Variance if Corrected ItemItem Deleted
Total Correlation
Alpha if Item
Deleted
Y1
14.3167
3.011
.624
.444
Y2
14.8111
2.098
.786
.266
Y3
14.8111
1.998
.783
.257
Y4
14.7222
4.682
-.121
.747
Y5
15.1389
4.712
-.110
.721
Chính vì vậy, tác giả tiến hành loại biến Y4, Y5 và tiến hành kiểm định độ tin
cậy lần 2 đối với yếu tố sự hài lòng về chính sách nhân sự. Và thu được kết quả
như sau:
Reliability Statistics
Cronbach's
Alpha
N of Items
.909
3
Item-Total Statistics
Cronbach's
Scale Mean if
Item Deleted
Scale Variance if Corrected ItemItem Deleted
Total Correlation
Alpha if Item
Deleted
Y1
7.2778
2.816
.727
.956
Y2
7.7722
1.909
.894
.804
Y3
7.7722
1.797
.900
.804
Hệ số Cronbach’s alpha lần 2 đối với yếu tố sự hài lòng về chính sách nhân sự
đạt giá trị 0,909 và các hệ số tương quan với biến tổng đều lớn hơn không. Điều
này đảm bảo tính đúng đắn cho việc đưa các biến của yếu tố sự hài lòng về chính
sách nhân sự, bao gồm: Y1, Y2, Y3 vào tiến hành các bước phân tích tiếp theo.
Như vậy, sau quá trình phân tích nhân tố và kiểm định độ tin cậy của các nhân tố
bằng phương pháp kiểm định Cronbach’s Alpha, bước tiếp theo cần thiết là phân
tích nhân tố và hiệu chỉnh mô hình nghiên cứu cho phù hợp với kết quả kiểm định.
1.2. Phân tích nhân tố khám phá:
Phân tích nhân tố khám phá các thang đo thuộc các yếu tố ảnh hưởng đến Sự
hài lòng về chính sách nhân sự:
Toàn bộ 20 biến (tổng cộng có 30 biến, qua phân tích Cronbach’s Alpha đã loại
X14, X21, X25, X26, X44, X45, X54, X61, X64, X65) được đưa vào phân tích
nhân tố khám phá (EFA). Nhiệm vụ của EFA nhằm khám phá cấu trúc của thang
đo các yếu tố ảnh hưởng đến Sự hài lòng về chính sách nhân sự thông qua 6 yếu
tố: X1 (yếu tố bản chất công việc), X2 (yếu tố đào tạo và phát triển), X3 (yếu tố đãi
ngộ), X4 (yếu tố đồng nghiệp), X5 (yếu tố môi trường làm việc) và X6 (yếu tố lãnh
đạo). Sau khi đảm bảo thực hiện đúng quy trình EFA, các nhân tố sẽ được kiểm
định để làm sạch dữ liệu.
Thực hiện phân tích EFA cho tổng thể 20 biến của các thang đo thuộc các yếu tố
ảnh hưởng đến Sự hài lòng về chính sách nhân sự.
Bảng: Kiểm định KMO lần 1 các biến độc lập
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy.
Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square
.792
2148.235
df
190
Sig.
.000
Communalities
Initial
Extraction
X11
1.000
.575
X12
1.000
.652
X13
1.000
.587
X22
1.000
.613
X23
1.000
.846
X24
1.000
.839
X31
1.000
.676
X32
1.000
.604
X33
1.000
.553
X34
1.000
.664
X35
1.000
.545
X41
1.000
.828
X42
1.000
.854
X43
1.000
.896
X51
1.000
.749
X52
1.000
.750
X53
1.000
.698
X62
1.000
.792
X63
1.000
.780
X66
1.000
.779
Extraction Method: Principal
Component Analysis.
Trong lần phân tích thứ nhất, với hệ số KMO = 0,792, Sig. = 0,000 và trong
bảng Communalities tất cả các hệ số đều lớn hơn 0,5 điều đó khẳng định giá trị
KMO đảm bảo tính thích hợp của việc phân tích nhân tố khám phá và mức độ ý
nghĩa của dữ liệu đưa vào thực hiện phân tích nhân tố. Thống kê Chi-Square của
kiểm định Bartlett có giá trị 2148,235 với mức ý nghĩa Sig. = 0,000 << 0,05.
Đồng thời, phân tích phương sai trích, cho thấy phương sai trích đạt giá trị
71,399%, giá trị này khá cao, như vậy 71,399% biến thiên của dữ liệu được giải
thích bởi 5 nhân tố, các thang đo được rút ra và chấp nhận. Điểm dừng khi trích
các yếu tố tại nhân tố thứ 5 với eigenvalue = 1,277.
Bảng: Kết quả phân tích phương sai trích các biến độc lập
Total Variance Explained
Initial Eigenvalues
Compon
Extraction Sums of Squared Loadings
% of
ent
Total
Variance
Rotation Sums of Squared Loadings
% of
Cumulative %
Total
Variance
% of
Cumulative %
Total
Variance
Cumulative %
1
5.709
28.546
28.546
5.709
28.546
28.546
4.572
22.858
22.858
2
3.654
18.272
46.817
3.654
18.272
46.817
2.666
13.329
36.187
3
2.153
10.764
57.581
2.153
10.764
57.581
2.391
11.957
48.144
4
1.487
7.436
65.016
1.487
7.436
65.016
2.355
11.777
59.921
5
1.277
6.383
71.399
1.277
6.383
71.399
2.296
11.478
71.399
6
.840
4.202
75.601
7
.715
3.573
79.175
8
.666
3.328
82.503
9
.559
2.797
85.300
10
.441
2.206
87.506
11
.406
2.032
89.538
12
.374
1.870
91.408
13
.312
1.562
92.970
14
.287
1.434
94.404
15
.277
1.385
95.788
16
.216
1.080
96.869
17
.208
1.042
97.911
18
.177
.887
98.799
19
.131
.655
99.454
20
.109
.546
100.000
Extraction Method: Principal Component
Analysis.
Như vậy, có thể kết luận rằng các biến quan sát có tương quan với nhau xét trên
phạm vi tổng thể. Và mô hình có 5 nhân tố cần được tiến hành hồi quy.
Và bảng Rotated Component Matrixa cho ta thầy 5 nhóm yếu tố như sau:
Rotated Component Matrixa
Component
1
2
X11
.730
X12
.750
X13
.681
3
4
5
X22
.725
X23
.881
X24
.855
X31
.807
X32
.719
X33
.701
X34
.786
X35
.717
X41
.880
X42
.889
X43
.912
X51
.810
X52
.852
X53
.806
X62
.853
X63
.869
X66
.834
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization.
a. Rotation converged in 6 iterations.
Tóm lại, sau 1 lần phân tích nhân tố khám phá, tác giả tiến hành sắp xếp lại các
biến theo 5 nhóm nhân tố để tiến hành chạy phân tích hồi quy.
Phân tích nhân tố khám phá thang đo Sự hài lòng về chính sách nhân sự:
Thang đo Sự hài lòng về chính sách nhân sự được xây dựng nhằm khảo sát mức
độ hài lòng của các khách hàng đối với công ty. Thang đo Sự hài lòng về chính
sách nhân sự gồm 3 biến. Sau khi tiến hành chạy KMO ta được kết quả như sau:
Bảng: Kiểm định KMO biến phụ thuộc
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy.
Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square
.703
459.481
df
3
Sig.
.000
Total Variance Explained
Initial Eigenvalues
Compo
nent
Total
% of Variance
Extraction Sums of Squared Loadings
Cumulative %
1
2.564
85.474
85.474
2
.353
11.774
97.249
3
.083
2.751
100.000
Total
2.564
% of Variance
85.474
Cumulative %
85.474
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Component Matrixa
Component
1
Y1
.866
Y2
.951
Y3
.954
Extraction Method:
Principal Component
Analysis.
a. 1 components
extracted.
Trên cơ sở bảng kiểm định KMO lần 1 cho thấy, trị số KMO là 0,703, điều đó
khẳng định giá trị KMO đảm bảo tính thích hợp của việc phân tích nhân tố khám
phá và mức độ ý nghĩa của dữ liệu đưa vào thực hiện phân tích nhân tố. Thống kê
Chi-Square của kiểm định Bartlett có giá trị 459,481 với mức ý nghĩa Sig. = 0,000
<< 0,05.
Việc phân tích phương sai trích, cho thấy phương sai trích đạt giá trị 85,474%,
giá trị này khá cao, như vậy 85,474% biến thiên của dữ liệu được giải thích bởi 1
nhân tố, các thang đo được rút ra và chấp nhận. Điểm dừng khi trích các yếu tố tại
nhân tố thứ 1 với eigenvalue = 2,564.
Nhìn chung, sự phù hợp trong phân tích nhân tố EFA nhân tố Sự hài lòng về
chính sách nhân sự được đảm bảo để thực hiện phân tích hồi quy, nhân tố Sự hài
lòng về chính sách nhân sự đóng vai trò là biến phụ thuộc trong mô hình nghiên
cứu.
1.3. Hiệu chỉnh mô hình nghiên cứu:
Mô hình hiệu chỉnh:
Căn cứ trên kết quả phân tích nhân tố và kiểm định Cronbach’s Alpha, tác giả
đưa ra mô hình nghiên cứu hiệu chỉnh như sau:
Sơ đồ: Mô hình hiệu chỉnh các yếu tố tác động đến
Sự hài lòng về chính sách nhân sự
Sự hài lòng về chính sách nhân sự
X
5
X
X
4
1
X
X
3
2
Với kết quả kiểm định trên, so với mô hình nghiên cứu đề xuất được đưa ra ban
đầu, mô hình điều chỉnh là 5 yếu tố với 20 biến quan sát thuộc thang đo các yếu tố
ảnh hưởng đến Sự hài lòng về chính sách nhân sự đóng vai trò là các biến độc lập
trong phân tích hồi quy ở bước tiếp theo và biến Sự hài lòng về chính sách nhân sự
đóng vai trò là biến phụ thuộc (biến này gồm 3 quan sát khi được đưa vào phân
tích hồi quy). Các yếu tố thuộc thang đo gồm:
Biến X1: yếu tố bản chất công việc và chế độ đãi ngộ (Bao gồm các biến X11,
X12, X13, X31, X32, X33, X34, X35)
Biến X2: yếu tố đồng nghiệp (Bao gồm các biến X41, X42, X43)
Biến X3: yếu tố lãnh đạo (Bao gồm các biến X62, X63, X66)
Biến X4: yếu tố đào tạo và phát triển (Bao gồm các biến X22, X23, X24)
Biến X5: yếu tố môi trường tác nghiệp (Bao gồm các biến X51, X52, X53)
Các giả thiết được hiệu chỉnh theo mô hình mới:
Căn cứ vào các yếu tố còn lại sau khi hiệu chỉnh mô hình nghiên cứu, tác giả
đưa ra các giả thiết về các yếu tố tác động đến Sự hài lòng về chính sách nhân sự
cụ thể như sau:
-
Biến X1: yếu tố bản chất công việc và chế độ đãi ngộ tác động dương (+) đến
-
Sự hài lòng về chính sách nhân sự
Biến X2: yếu tố đồng nghiệp tác động (+) đến Sự hài lòng về chính sách
-
nhân sự
Biến X3: yếu tố lãnh đạo tác động (+) đến Sự hài lòng về chính sách nhân sự
Biến X4: yếu tố đào tạo và phát triển tác động (+) đến Sự hài lòng về chính
-
sách nhân sự
Biến X5: yếu tố môi trường tác nghiệp tác động (+) đến Sự hài lòng về chính
sách nhân sự
2. Phân tích tương quan các biến
Để tiến hành phân tích tương quan, tác giả tiến hành tính giá trị trung bình cộng
của các biến độc lập và phụ thuộc trên cơ sở đã phân loại và sắp xếp lại nhóm các
yếu tố sau kiểm định độ tin cậy, phân tích nhân tố.
Biến X1 gồm: X11, X12, X13, X31, X32, X33, X34, X35
Biến X2 gồm: X41, X42, X43
Biến X3 gồm: X62, X63, X66
Biến X4 gồm: X22, X23, X24
Biến X5 gồm: X51, X52, X53
Kết quả phân tích tương quan nhằm kiểm tra mối quan hệ giữa các biến phụ
thuộc và biến độc lập có sự tương quan với nhau hay không trước khi đi vào chạy
mô hình hồi quy.
Bảng: Kết quả phân tích tương quan lần 1
Correlations
X1tb
X1tb
Pearson Correlation
X2tb
X2tb
X3tb
X4tb
X5tb
Ytb
Pearson Correlation
X4tb
X5tb
Ytb
-.020
-.022
.419**
.304**
.475**
.785
.773
.000
.000
.000
180
180
180
180
180
180
-.020
1
.463**
-.122
-.054
-.012
.000
.102
.471
.869
1
Sig. (2-tailed)
N
X3tb
Sig. (2-tailed)
.785
N
180
180
180
180
180
180
-.022
.463**
1
-.026
-.002
-.004
Sig. (2-tailed)
.773
.000
.725
.973
.960
N
180
180
180
180
180
180
.419**
-.122
-.026
1
.413**
.643**
Sig. (2-tailed)
.000
.102
.725
.000
.000
N
180
180
180
180
180
180
.304**
-.054
-.002
.413**
1
.538**
Sig. (2-tailed)
.000
.471
.973
.000
N
180
180
180
180
180
180
.475**
-.012
-.004
.643**
.538**
1
Sig. (2-tailed)
.000
.869
.960
.000
.000
N
180
180
180
180
180
Pearson Correlation
Pearson Correlation
Pearson Correlation
Pearson Correlation
.000
180
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
Thông qua kết quả phân tích tương quan lần 1, ta thấy, giá trị Sig giữa biến
X2tb, X3tb và Ytb lần lượt là 0,869 và 0,960 >> 0,05, nên tác giả tiến hành loại
biến X2tb, X3tb (vì cho thấy giữa 2 biến này không tương quan với nhau) và tiến
hành phân tích tương quan lần 2.
Bảng: Kết quả phân tích tương quan lần 2
Correlations
X1tb
X1tb
Pearson Correlation
X4tb
X4tb
X5tb
Ytb
Pearson Correlation
Ytb
.419**
.304**
.475**
.000
.000
.000
180
180
180
180
.419**
1
.413**
.643**
.000
.000
1
Sig. (2-tailed)
N
X5tb
Sig. (2-tailed)
.000
N
180
180
180
180
.304**
.413**
1
.538**
Sig. (2-tailed)
.000
.000
N
180
180
180
180
.475**
.643**
.538**
1
Sig. (2-tailed)
.000
.000
.000
N
180
180
180
Pearson Correlation
Pearson Correlation
.000
180
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
Sau khi phân tích tương quan lần 2, ta thấy giá trị Sig giữa các biến độc lập còn
lại và biến phụ thuộc đạt giá trị nhỏ hơn 5%. Điều này đảm bảo cho việc đưa vào
phân tích hồi quy các biến.
3. Thống kê mô tả các biến hồi quy
Để thực hiện phân tích hồi quy nhằm khẳng định tín đúng đắn và phù hợp của
các giả thuyết và mô hình nghiên cứu, trước tiên cần tổng hợp giá trị trung bình
tương ứng các yếu tố của mô hình.
Bảng: Thống kê mô tả các biến hồi quy
ST
T
1
2
Yếu tố
Viết tắt
Yếu tố bản chất công việc và chế độ đãi ngộ
Yếu tố đào tạo và phát triển
X1
X4
Trung bình
3,5345
3,8100
3 Yếu tố môi trường tác nghiệp
X5
3,5801
4 Sự hài lòng về chính sách nhân sự
Y
3,8024
Nhận xét: Ta thấy, giá trị trung bình của hầu hết các biến đều xoay quanh giá trị
3,5 điều này cho thấy mức độ tương xứng của các biến với nhau. Biến độc lập có
giá trị trung bình lớn nhất là X4 (3,8100) chênh lệch so với biến phụ thuộc là +
0,0076 và biến độc lập có giá trị trung bình thấp nhất là X1, chênh lệch so với biến
phụ thuộc là -0,2679.
3. Đánh giá mức độ phù hợp của mô hình
Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính cho thấy mô hình có R 2 = 0,536 và R2 hiệu
chỉnh = 0,525. Kết quả này cho thấy độ thích hợp của mô hình là 53,6%, hay nói
một cách khác 53,6% sự biến thiên của yếu tố Sự hài lòng về chính sách nhân sự
(Y) được giải thích của 3 yếu tố: X1, X4, X5.
Bảng: Độ phù hợp của mô hình
Giá trị
ST
T
Chỉ tiêu
1
Tương quan
2
3
Phần dư
Tổng
R
R2
R2 hiệu chỉnh
0,732
0,536
0,528
Bảng: Phân tích phương sai
Tổng bình
phương
49,978
43,345
93,323
Bậc tự do
3
176
179
Trung bình
bình phương
16,659
F
67,64
4
Mức ý
nghĩa
0,000
0,246
Bảng phân tích phương sai cho thấy sig = 0,000 chứng tỏ rằng mô hình hồi quy
xây dựng là phù hợp với dữ liệu thu được và các biến đưa vào đều có ý nghĩa
thống kê với mức ý nghĩa 5%.
4. Kiểm định sự phù hợp của mô hình
Sử dụng kiểm định F trong phân tích phương sai với giá trị F = 67,644 để kiểm
định giả thuyết về sự phù hợp của mô hình hồi quy nhằm xem xét biến Sự hài lòng
về chính sách nhân sự có quan hệ tuyến tính với các biến độc lập và với mức ý
nghĩa sig = 0,000 << 0,05, điều đó cho thấy sự phù hợp của mô hình. Mô hình hồi
quy đa biến thỏa mãn các điều kiện đánh giá và kiểm định sự phù hợp cho việc đưa
ra các kết quả của quá trình nghiên cứu.
Sau cùng, hệ số Durbin Watson dùng để kiểm định tương quan chuỗi bậc nhất
cho thấy mô hình không vi phạm sử dụng phương pháp hồi quy bội vì giá trị d =
2,127 và chấp nhận giả thuyết không có sự tương quan chuỗi bậc nhất.
Tóm lại, mô hình hồi quy đa biến thỏa mãn các điều kiện đánh giá và kiểm định
độ phù hợp cho việc rút ra các kết quả nghiên cứu.
5. Kết quả chạy mô hình nghiên cứu
Bảng: Phân tích hồi quy
Standardized
Unstandardized Coefficients
Model
1
B
Std. Error
(Constant)
.131
.273
X1tb
.249
.071
X4tb
.443
X5tb
.308
Coefficients
Beta
t
Sig.
.481
.631
.201
3.515
.001
.061
.436
7.276
.000
.059
.297
5.191
.000
a. Dependent Variable: Ytb
Kết quả phân tích các hệ số hồi quy tuyến tính cho thấy giá trị Sig. tổng thể và
các biến độc lập: X1, X4, X5 điều này chứng tỏ các yếu tố này đều có ý nghĩa 95%
trong mô hình và đều có tác động đến Sự hài lòng về chính sách nhân sự.
Như vậy, phương trình hồi quy của mô hình thể hiện mối quan hệ giữa các yếu
tố ảnh hưởng đến Sự hài lòng về chính sách nhân sự là:
Y = 0,131 + 0,249*X1 + 0,443*X4 + 0,308*X5
Từ phương trình hồi quy cho thấy Sự hài lòng về chính sách nhân sự có quan hệ
tuyết tính đối với các yếu tố X1 và X4, X5.
Mức độ ảnh hưởng cao nhất đến Sự hài lòng về chính sách nhân sự đó là yếu tố
đào tạo và phát triển (X4 có hệ số b = 0,443, tác động cùng chiều), tiếp đến là yếu
tố môi trường tác nghiệp (X5 có b = 0,308, tác động cùng chiều) và cuối cùng là
yếu tố bản chất công việc và chế độ đãi ngộ (X1 có b = 0,249 tác động cùng chiều)
Sơ đồ: Mô hình hoàn chỉnh các yếu tố ảnh hưởng đến
Sự hài lòng về chính sách nhân sự.
Sự hài lòng về chính sách nhân sự
X5
X4
X1
Biến X1: yếu tố bản chất công việc và chế độ đãi ngộ
Biến X4: yếu tố đào tạo và phát triển
Biến X5: yếu tố môi trường tác nghiệp
Bảng: Tổng hợp xu hướng tác động của các nhân tố Sự hài lòng về chính sách
nhân sự (từ kết quả mô hình)
Các nhân tố
Yếu tố bản chất công
việc và chế độ đãi ngộ
Yếu tố đào tạo
Yếu tố môi
và phát triển trường tác nghiệp
Xu hướng tác
động đến Sự
hài lòng về
+
+
+
chính sách
nhân sự
Kết luận:
Y = 0,131 + 0,249*X1 + 0,443*X4 + 0,308*X5
Để cụ thể hóa, tác giả tách riêng từng yếu tố để phân tích, để thấy được ảnh
hưởng của từng yếu tố đến Sự hài lòng về chính sách nhân sự.
Trong các yếu tố tác động đến Sự hài lòng về chính sách nhân sự thì yếu tố đào
tạo và phát triển tác động nhiều nhất. Theo kết quả hồi quy ở trên, ta thấy, khi yếu
tố đào tạo và phát triển tốt hơn (tăng lên 1 đơn vị) thì Sự hài lòng về chính sách
nhân sự tăng lên 44,3%.
Tương tự, khi yếu tố môi trường tác nghiệp tăng lên 1 đơn vị thì Sự hài lòng về
chính sách nhân sự tăng lên 30,8%.
Và khi yếu tố bản chất công việc và chế độ đãi ngộ tăng lên 1 đơn vị thì Sự hài
lòng về chính sách nhân sự tăng lên 24,9%.
Như vậy, có thể thấy rằng, để gia tăng Sự hài lòng về chính sách nhân sự thì các
công ty cần phải gia tăng yếu tố đào tạo và phát triển, môi trường tác nghiệp, bản
chất công việc và chế độ đãi ngộ, lãnh đạo lên cao hơn.
