Tổng số bản câu hỏi đã được phát ra là 300 bản và thu về được 254 bản. Sau khi lọc bỏ những bản trả lời không đạt yêu cầu, tác giả thu được 225 bản để tiến hành nhập liệu. Sau khi tiến hành làm sạch dữ liệu thông qua phần mềm SPSS 16.0 tác giả có được bộ dữ liệu sơ cấp với 210 mẫu.
Kết quả khảo sát cho thấy trong tổng số 210 người được hỏi thì có 92 nam chiếm tỷ lệ 43.8% và 118 nữ chiếm tỷ lệ 56.2%. Bên cạnh đó, số người được hỏi phần lớn nằm trong độ tuổi dưới 30 tuổi (chiếm 42.9%), độ tuổi từ 30-40 chiếm 30% và trên 40 tuổi chiếm 27.1%
Về thâm niên công tác, tỷ lệ nhân viên có thâm niên từ 1 năm trở xuống là 17.6%, từ 2 đến 5 năm là 65.2% và từ 6 năm trở lên là 17.1%.
Về chức danh thực hiện công việc, có 18.6% là trưởng phó các phòng ban, 31.4% là tổ trưởng/ nhóm trưởng và 50% là nhân viên/ chuyên viên.
Bảng 4.1: Thống kê mẫu khảo sát Tần số Tỷ lệ % % Tích lũy Giới tính Nam 92 43.8 43.8 Nữ 118 56.2 100 210 100 Độ tuổi <30 tuổi 90 42.9 42.9 30 - 40 tuổi 63 30 72.9 >40 tuổi 57 27.1 100 210 100
Thâm niên công tác
<= 1 năm 37 17.6 17.6
2 - 5 năm 137 65.2 82.9
>= 6 năm 36 17.1 100
210 100
Chức danh thực hiện công việc
Trưởng/ phó phòng ban 39 18.6 18.6
Tổ trưởng/ nhóm trưởng 66 31.4 50
Nhân viên/ chuyên viên 105 50 100
210 100
Nguồn: tính toán của tác giả 4.2. Đánh giá sơ bộ thang đo
4.2.1. Kết quả Cronbach Alpha
Kết quả phân tích Cronbach Alpha cho thấy các thang đo đều đạt độ tin cậy. Các hệ số tương quan biến-tổng đều cao (cao nhất là biến HN3 = 0.869 và thấp nhất là biến STM3 = 0.608). Cronbach Alpha của các thang đo cũng
đều cao. Cao nhất là của thang đo điều kiện làm việc an toàn và đảm bảo sức khỏe (0.91) và thấp nhất là của thang đo nhận thức về trách nhiệm xã hội của tổ chức (0.866)
Cụ thể là Cronbach Alpha của thang đo lương, thưởng công bằng và thỏa đáng LT là 0.875; của thang đo điều kiện làm việc an toàn và đảm bảo sức khỏe DK là 0.91; của thang đo cơ hội phát triển nghề nghiệp CH là 0.893; của thang đo sự hòa nhập trong tổ chức làm việc HN là 0.886; của thang đo sự tuân thủ luật và bảo vệ quyền lợi của nhân viên QL là 0.892; của sự cân bằng giữa công việc và cuộc sống CB là 0.888; của phát triển năng lực cá nhân NL là 0.898; của thang đo nhận thức về trách nhiệm xã hội của tổ chức TN là 0.866 và của thang đo sự thỏa mãn công việc STM là 0.892. Vì vậy, tất cả các biến quan sát sẽ được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
Bảng 4.2: Cronbach Alpha của các khái niệm nghiên cứu
Thang đo biếnSố Cronbach
Alpha
Tương quan giữa biến – tổng nhỏ nhất
Lương, thưởng công bằng và thỏa đáng (LT) 5 0.875 0.637 Điều kiện làm việc an toàn và đảm bảo sức khỏe (DK) 5 0.91 0.716 Cơ hội phát triển nghề nghiệp (CH) 4 0.893 0.688 Sự hòa nhập trong tổ chức làm việc (HN) 4 0.886 0.615 Sự tuân thủ luật và bảo vệ quyền lợi nhân viên (QL) 4 0.892 0.621 Sự cân bằng giữa công việc và cuộc sống (CB) 4 0.888 0.702 Phát triển năng lực cá nhân (NL) 4 0.898 0.73 Nhận thức về trách nhiệm xã hội của tổ chức (TN) 5 0.866 0.637
Sự thỏa mãn công việc (STM) 5 0.892 0.608
4.2.2. Phân tích nhân tố khám phá EFA
4.2.2.1. Thang đo chất lượng cuộc sống công việc
Sau khi kiểm định thang đo bằng hệ số tin cậy Cronbach Alpha, các biến quan sát của các thang đo các thành phần chất lượng cuộc sống công việc được tiếp tục đánh giá bằng phân tích EFA.
Khi phân tích EFA với thang đo chất lượng cuộc sống công việc, tác giả sử dụng phương pháp trích Principal Component Analysis với phép xoay Varimax và điểm dừng trích các yếu tố có Eigenvalue >1.
Bảng 4.3: Kết quả EFA của thang đo chất lượng cuộc sống công việc
Biến
quan sát 1 2 3 4 Yếu tố 5 6 7 8
DK1 0.764 0.279 0.249
DK2 0.705 0.305
DK3 0.843
DK4 0.774 0.299 0.205
DK5 0.839
LT1 0.758
LT2 0.783
LT3 0.803 0.25
LT4 0.733
LT5 0.796 0.249
TN1 0.731 0.235
TN2 0.797
TN3 0.216 0.762
TN4 0.879
TN5 0.805 0.216
NL1 0.789 0.254
NL2 0.804 0.248
NL3 0.816 0.24
NL4 0.779
QL1 0.869 0.227
QL2 0.803
QL3 0.758
QL4 0.85 0.26
CH1 0.241 0.827
CH2 0.842
CH3 0.23 0.75 0.226
CH4 0.735 0.305
HN1 0.223 0.798
HN2 0.855
HN3 0.852
HN4 0.25 0.217 0.225 0.642
CB1 0.268 0.212 0.772
CB2 0.244 0.753
CB3 0.234 0.231 0.741
CB4 0.339 0.707
Kết quả EFA cho thấy có tám yếu tố được trích tại eigenvalue là 1.225 và phương sai trích được là 75.095%. Như vậy, phương sai trích đạt yêu cầu.
Kết quả KMO & Barlett: hệ số KMO = 0.845 đạt yêu cầu > 0,5 nên EFA phù hợp với dữ liệu. Thống kê Chi- Square của kiểm định Barlett đạt mức 6.397 với mức ý nghĩa Sig = 0.000; do vậy các biến quan sát có tương quan với nhau xét trên phạm vi tổng thể.
Hệ số tải nhân tố của các biến quan sát đều > 0,5 nên các biến quan sát đều quan trọng trong các nhân tố. Khác biệt hệ số tải nhân tố của một biến quan sát giữa các nhân tố đều > 0,3 nên đảm bảo giá trị phân biệt giữa các nhân tố (xem phụ lục 4).
4.2.2.2. Thang đo sự thỏa mãn công việc
Kết quả phân tích nhân tố đối với thang đo sự thỏa mãn công việc cho thấy có 1 nhân tố được rút trích ra và không có biến quan sát nào bị loại. Với hệ số KMO = 0.806; kiểm định Chi-Square = 778.362; mức ý nghĩa Sig = 0.000. Hệ số tải nhân tố của các biến đều đạt trên 0.7; phương sai trích là 70.007% (xem phụ lục 5). Như vậy tất cả các biến quan sát của thang đo sự thỏa mãn công việc đều đạt yêu cầu.
4.3. Phân tích hồi quy
4.3.1. Phân tích tương quan
Trước khi phân tích hồi quy, ta cần xem xét mối tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc với từng biến độc lập và giữa các biến độc lập với nhau. Hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập càng lớn chứng tỏ mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập càng cao, và điều này cho thấy phân tích hồi quy có thể phù hợp. Tuy nhiên, nếu giữa các biến độc lập có mối tương quan lớn với nhau thì có thể xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình hồi quy.
Hệ số tương quan Pearson được dùng để xem xét mối tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc với từng biến độc lập và giữa các biến độc lập với nhau. Hệ số này luôn nằm trong khoảng từ -1 đến 1, lấy giá trị tuyệt đối, nếu lớn hơn 0.6 thì ta có thể kết luận mối quan hệ là chặt chẽ, và càng gần 1 thì mối quan hệ càng chặt, nếu nhỏ hơn 0.3 thì mối quan hệ là lỏng.
Bảng 4.4: Hệ số tương quan Pearson giữa các nhân tố
LT DK NL CH HN QL CB TN STM LT Mối tương quan 1
Mức ý nghĩa
DK Mối tương quan .357** 1
Mức ý nghĩa .000
NL Mối tương quan .282** .412** 1
Mức ý nghĩa .000 .000
CH Mối tương quan .280** .370** .528** 1
Mức ý nghĩa .000 .000 .000
HN Mối tương quan .479** .309** .377** .388** 1
Mức ý nghĩa .000 .000 .000 .000
QL Mối tương quan .187** .391** .334** .326** .301** 1
Mức ý nghĩa .007 .000 .000 .000 .000
CB Mối tương quan .352** .527** .362** .483** .417** .475** 1
Mức ý nghĩa .000 .000 .000 .000 .000 .000
TN Mối tương quan .224** .076 .158* .207** .231** .079 .188** 1
Mức ý nghĩa .001 .274 .022 .003 .001 .255 .006
STM Mối tương quan .514** .679** .543** .564** .551** .505** .683** .282** 1
Mức ý nghĩa .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 Nguồn: tính toán của tác giả Kết quả phân tích hệ số tương quan cho thấy biến phụ thuộc có mối quan hệ tương quan tuyến tính với cả tám biến độc lập, trong đó hệ số tương quan giữa sự thỏa mãn công việc với sự cân bằng giữa công việc và cuộc sống là cao nhất đạt 0,683; thấp nhất là hệ số tương quan giữa sự thỏa mãn công việc và nhận thức về trách nhiệm xã hội của tổ chức (0.282).
Kết quả phân tích cũng cho thấy giữa các biến độc lập cũng có mối tương quan với nhau. Tuy nhiên, phần kiểm định đa cộng tuyến bên dưới sẽ giúp xác định được giữa các biến được giữ lại khi phân tích hồi quy có xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến hay không.
4.3.2. Phân tích hồi quy
Các nhân tố của thang đo chất lượng cuộc sống công việc được đưa vào xem xét mức độ ảnh hưởng đến sự thỏa mãn công việc của nhân viên ngân hàng thương mại cổ phần bằng phương pháp Enter.
Bảng 4.5: Đánh giá độ phù hợp của mô hình Mô hình R R2 R2 hiệu chỉnh
Độ lệch chuẩn của ước lượng
1 .861a 0.742 0.732 0.39309
Nguồn: tính toán của tác giả Kết quả hồi quy R2 hiệu chỉnh là 0.732, nghĩa là mô hình giải thích được 73.2% sự biến thiên của biến sự thỏa mãn công việc và mô hình phù hợp với dữ liệu ở độ tin cậy 95% (Xem Phụ lục 4).
Mức ý nghĩa của thống kê F trong kiểm định ANOVA rất nhỏ (Sig = 0.000) nên mô hình phù hợp với dữ liệu ở độ tin cậy 95%.
Bảng 4.6: Kết quả các thông số hồi quy Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Std. Error Beta Độ chấp nhận VIF 1 Hằng số -1.346 0.248 -5.439 0.000 LT 0.166 0.05 0.141 3.303 0.001 0.701 1.426 DK 0.345 0.049 0.316 6.975 0.000 0.626 1.597 NL 0.115 0.044 0.118 2.618 0.01 0.636 1.571 CH 0.116 0.044 0.12 2.6 0.01 0.606 1.651 HN 0.152 0.049 0.14 3.132 0.002 0.646 1.549 QL 0.104 0.038 0.116 2.738 0.007 0.72 1.389 CB 0.225 0.046 0.235 4.84 0.000 0.542 1.844 TN 0.122 0.047 0.097 2.589 0.01 0.907 1.102 Biến phụ thuộc: STM
Nguồn: tính toán của tác giả Kết quả phân tích hồi quy cho thấy tất cả 8 nhân tố của thang đo chất lượng cuộc sống công việc đều có ảnh hưởng đến sự thỏa mãn công việc (do Sig của các trọng số hồi quy đều đạt mức ý nghĩa). Mặt khác do các hệ số Beta đều dương nên các biến này đều có ảnh hưởng dương đến sự thỏa mãn công việc.
Phương trình hồi quy tuyến tính được viết như sau:
STM = 0.141LT + 0.316DK + 0.118NL + 0.12CH + 0.14HN + 0.116QL + 0.235CB + 0.097TN
Để xác định mức độ ảnh hưởng của các nhân tố LT, DK, NL, CH, HN, QL, CB, TN đến STM chúng ta căn cứ vào hệ số Beta. Nếu Beta càng lớn thì mức độ ảnh hưởng đến STM càng cao và ngược lại. Như vậy, trong phương trình trên, yếu tố điều kiện làm việc có ảnh hưởng mạnh nhất đến sự thỏa
mãn công việc (Beta = 0.316), tiếp đến là sự cân bằng giữa công việc và cuộc sống (Beta = 0.235), lương thưởng (Beta = 0.141), sự hòa nhập trong tổ chức làm việc (Beta = 0.14), cơ hội phát triển nghề nghiệp (Beta = 0.12), phát triển năng lực (Beta = 0.118), sự tuân thủ luật và bảo vệ quyền lợi của nhân viên (Beta = 0.116) và nhận thức về trách nhiệm xã hội của tổ chức (Beta = 0.097)
4.3.3. Dò tìm các vi phạm giả định cần thiết trong phân tích hồi quy Giả định đầu tiên là liên hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến Giả định đầu tiên là liên hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập cũng như hiện tượng phương sai thay đổi. Giả định này được kiểm tra bằng cách vẽ biểu đồ phân tán giữa các phần dư và giá trị dự đoán mà mô hình hồi quy tuyến tính cho ra. Người ta hay vẽ biểu đồ phân tán giữa 2 giá trị này đã được chuẩn hóa với phần dư trên trục tung và giá trị dự đoán trên trục hoành. Nếu giả định liên hệ tuyến tính và phương sai bằng nhau được thỏa mãn, thì ta sẽ không nhận thấy có liên hệ gì giữa các giá trị dự đoán với phần dư, chúng sẽ phân tán ngẫu nhiên trong một phạm vi không đổi quanh trục 0.
Nhìn vào đồ thị Scatter, ta thấy đồ thị phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đường đi qua tung độ 0 chứ không tạo thành một hình dạng nào. Như vậy, giả thiết về liên hệ tuyến tính cũng như hiện tượng phương sai thay đổi không bị vi phạm.
Hình 4.1: Đồ thị phân tán giữa phần dư và giá trị dự đoán
Giả định tiếp theo là giả định về phân phối chuẩn của phần dư. Để thực hiện kiểm định này, ta sử dụng biểu đồ Histogram. Biểu đồ cho ta thấy phần dư có phân phối chuẩn với giá trị trung bình gần bằng 0 và độ lệch chuẩn gần bằng 1. Do đó có thể kết luận rằng giả định về phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm. Ph ần d ư c hu ẩn h óa
Hình 4.2: Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa
Cuối cùng, ta thực hiện xem xét sự vi phạm đa cộng tuyến của mô hình. Để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến, chỉ số thường dùng là hệ số phóng đại phương sai VIF. Kết quả từ bảng 4.5 cho thấy hệ số phóng đại phương sai VIF của các biến độc lập đều nhỏ hơn 2 nên không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra. Theo Nguyễn Đình Thọ (2011, trang 497): “Thông thường nếu VIF của một biến độc lập nào đó >10 thì biến này hầu như không có giá trị giải thích biến thiên của Y trong mô hình MLR (Hair & ctg 2006). Tuy nhiên, trong thực tế, nếu VIF >2, chúng ta cần cẩn thận trong diễn giải các trọng số hồi quy”.
Phần dư chuẩn hóa
Tần
4.4. Phân tích ảnh hưởng của các biến định tính đến sự thỏa mãn công việc của nhân viên việc của nhân viên
4.4.1. Theo giới tính
Bảng 4.7: Kết quả T-test đối với giới tính Kiểm định Levene
về sự bằng nhau
của phương sai Kiểm định t về sự bằng nhau của các trung bình
F Sig. t df Sig. (2- tailed) Khác biệt trung bình Khác biệt sai số chuẩn
Khoảng tin cậy 95% của sự khác biệt Giới hạn dưới Giới hạn trên STM Phương sai bằng nhau .111 .740 1.538 208 .126 .16179 .10522 -.04564 .36922 Phương sai khác nhau 1.531 192.298 .127 .16179 .10568 -.04666 .37024
Nguồn: tính toán của tác giả Qua bảng trên ta nhận thấy giá trị sig trong kiểm định Levene lớn hơn 0.05 nên phương sai giữa nam và nữ không khác nhau. Do vậy, ta sẽ sử dụng kết quả kiểm định t ở phần phương sai bằng nhau.
Kết quả kiểm định t cho thấy không có sự khác nhau về sự thỏa mãn công việc của nam và nữ ở độ tin cậy 95% (giá trị sig của kiểm định t = 0.126 > 0.05)
4.4.2. Theo độ tuổi
Bảng 4.8: Kiểm định sự đồng nhất của phương sai đối với độ tuổi STM
Thống kê Levene df1 df2 Sig.
.936 2 207 .394
Bảng 4.9: Kiểm định ANOVA đối với độ tuổi STM Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. Khác biệt giữa các nhóm .229 2 .114 .197 .821 Khác biệt trong từng nhóm 120.168 207 .581 Tổng số 120.397 209
Nguồn: tính toán của tác giả Với mức ý nghĩa 0.394 trong bảng kết quả kiểm định phương sai cho thấy phương sai của yếu tố sự thỏa mãn công việc giữa 3 nhóm tuổi không khác nhau một cách có ý nghĩa thống kê. Như vậy kết quả phân tích ANOVA có thể sử dụng tốt.
Kết quả kiểm định ANOVA cho thấy mức ý nghĩa quan sát sig = 0.821 > 0.05 vì vậy ở độ tin cậy 95% có thể kết luận không có sự khác nhau về sự thỏa mãn công việc giữa các nhân viên thuộc 3 nhóm tuổi khác nhau.
4.4.3. Theo thâm niên
Bảng 4.10: Kiểm định sự đồng nhất của phương sai đối với thâm niên
Nguồn: tính toán của tác giả
