Dựa vào kết quả phân tích hệ số tương quan Pearson ở trên, ta sẽ đưa tất cả các biến độc lập trong mô hình hồi quy bằng phương pháp đưa vào cùng một lúc (phương pháp Enter).
Phân tích hồi quy lần 1, kết quả Bảng 4.23 cho thấy R2 hiệu chỉnh là 0.704, nghĩa là mô hình hồi quy bộiđược xây dựng phù hợp với mẫu đến 70.4%, hay 7 biến độc lập DDCV, DTTT, TN, LD, DN, TQ, VHDN trong mô hình trên giải thích được 70.4% biến thiên của biến phụ thuộc là sự thỏa mãn chung với công việc (TMCV). Hệ số Durbin – Watson đạt 2.097 (1 < Durbin – Watson < 3), do đó mô hình không có sự tươngquan giữa các phần dư.
Bảng 4.23. Tổng hợp mô hình lần 1
Mô
hình R R2 R2 hiệuchỉnh
Sai số chuẩn
của ước tính Durbin-Watson
1 0.843a 0.711 0.704 0.34273 2.097
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu mẫu khảo sát bằng phần mềm SPSS 16.0
Kết quả phân tích phương sai ANOVA Bảng 4.24 cho thấy, giá trị kiểm định F = 102.554 với mức ý nghĩa là 0.000 < 0.05. Như vậy, mô hình hồi quy ở trên phù hợp với bộ dữ liệu đã có.
Bảng 4.24. Phân tích phương sai lần 1
Mô hình Tổng bình phương Bậc tự do Trung bình F Mức ý nghĩa 1 Hồi quy 84.326 7 12.047 102.554 0.000a Còn lại 34.300 292 .117 Tổng 118.626 299
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu mẫu khảo sát bằng phần mềm SPSS 16.0
Ở Bảng 4.25, cho thấy các yếutố độc lập gồm đặc điểm công việc, cơ hội đào
tạo và thăng tiến, thu nhập, lãnh đạo, trao quyền có mức ý nghĩađều bé hơn 0.05, có
nghĩa là các yếu tố này thực sự ảnh hưởng đến yếu tố phụ thuộc là sự thỏa mãn chung
với công việc.Các yếu tố độc lập còn lại là đồng nghiệp, văn hóa doanh nghiệp có
51
có hay không sự tác động của các yếu tố đồng nghiệp, văn hóa doanh nghiệp tới yếu tố phụ thuộc sự thỏa mãn chung với công việc.
Bảng 4.25. Hệ số hồi quy lần 1 Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số đã chuẩn hóa T Mức ý nghĩa Thống kê cộng tuyến B Sai số
chuẩn Beta Tolerance VIF
1 Hằng số -0.501 0.230 -2.182 0.030 VHDN 0.027 0.030 0.029 .916 0.360 0.989 1.011 DTTT 0.171 0.042 0.155 4.048 0.000 0.677 1.477 LD 0.214 0.043 0.195 4.984 0.000 0.649 1.541 TQ 0.334 0.044 0.324 7.606 0.000 0.547 1.827 TN 0.266 0.038 0.291 7.055 0.000 0.582 1.719 DDCV 0.106 0.034 0.116 3.123 0.002 0.715 1.399 DN 0.036 0.032 0.037 1.113 0.267 0.893 1.120
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu mẫu khảo sát bằng phần mềm SPSS 16.0
Tiến hành phân tích hồi quy lần 2 khi loại bỏ 2 yếu tố độc lập đồng nghiệp và
văn hóa doanh nghiệpra khỏi mô hình. Kết quả hồi quy Bảng 4.26 cho thấy, R2 hiệu
chỉnh là 0.704, nghĩa là mô hình hồi quy bội được xây dựng phù hợp với mẫu đến 70.4%, hay 5 biến độc lập đặc điểm công việc, cơ hội đào tạo và thăng tiến, thu
nhập, lãnh đạo, trao quyền trong mô hình trên giải thích được 70.4% biến thiên của
biến phụ thuộc là sự thỏa mãn chung với công việc (TMCV). Hệ số Durbin – Watson đạt 2.108 (1 < Durbin – Watson < 3), do đó mô hình không có sự tương quan giữa các phần dư.
Bảng 4.26. Tổng hợp mô hình lần 2
Mô
hình R R2 R2hiệuchỉnh
Sai số chuẩn
của ước tính Durbin-Watson
1 0.842a 0.709 0.704 0.34270 2.108
52
Kết quả Bảng 4.27, phân tích phương sai ANOVA cho thấy giá trị kiểm định F = 143.211 với mức ý nghĩa là 0.000 <0.05. Như vậy, mô hình hồi quy ở trên phù hợp với bộ dữ liệu đã có.
Bảng 4.27. Phân tích phương sai lần 2
Mô hình Tổng bình phương Bậc tự do Trung bình F Mức ý nghĩa 1 Hồi quy 84.097 5 16.819 143.211 0.000a Còn lại 34.529 294 0.117 Tổng 118.626 299
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu mẫu khảo sát bằng phần mềm SPSS 16.0
Từ Bảng 4.28 hệ số hồi quy lần 2, ta thấy mức ý nghĩa của các yếu tố độc lập
đặc điểm công việc, cơ hội đào tạo và thăng tiến, thu nhập, lãnh đạo, trao quyềnđều
bé hơn 0.05 (có ý nghĩa thống kê). Hệ số VIF nằm trong khoảng từ 1.398 đến 1.785 đều nhỏ hơn 10, do đó mô hình không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập. Bảng 4.28. Hệ số hồi quy lần 2 Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số đã chuẩn hóa T Mức ý nghĩa Thống kê cộng tuyến B Sai số
chuẩn Beta Tolerance VIF 1 Hằng số -0.302 0.174 -1.733 0.084 DTTT 0.170 0.042 0.154 4.054 0.000 0.682 1.466 LD 0.218 0.043 0.198 5.095 0.000 0.654 1.530 TQ 0.341 0.043 0.331 7.869 0.000 0.560 1.785 TN 0.269 0.038 0.295 7.157 0.000 0.584 1.712 DDCV 0.105 0.034 0.115 3.099 0.002 0.715 1.398
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu mẫu khảo sát bằng phần mềm SPSS 16.0
Ta có phương trình hồi quy:
53
Từ phương trình hồi quy trên ta có thể kết luận sự thỏa mãn chung với công việc của nhân viên chịu sự tác động của 5 yếu tố là đặc điểm công việc, cơ hội đào tạo và thăng tiến, thu nhập, lãnh đạo, trao quyền. Tất cả các biến đều được đo lường cùng một thang đo Likert năm mức độ nên có thể đánh giá mức độ ảnh hưởng của từng yếu tố đến sự thỏa mãn chung. Trong đó, yếu tố trao quyền có sự tác động mạnh nhất đến sự thỏa mãn chung với công việc (beta = 0.341), kế đến là yếu tố thu nhập, lãnh đạo, cơ hội đào tạo và thăng tiến và cuối cùng là yếu tố đặc điểm công việc. Cụ thể giải thích các giá trị như sau:
- Yếu tố trao quyền (TQ):có hệ số beta 0.341, quan hệ cùng chiều với yếu tố
sự thỏa mãn chung với công việc (TMCV). Khi các yếu tố khác không thay đổi, NHPT VN tăng sự trao quyền cho nhân viên lên 1% thì sự thỏa mãn chung với công việc của nhân viên tăng lên 0.341%.
- Yếu tố thu nhập (TN): có hệ số beta 0.269, quan hệ cùng chiều với yếu tố sự thỏa mãn chung với công việc (TMCV). Khi các yếu tố khác không thay đổi, NHPT VN tăng thu nhập cho nhân viên lên 1% thì sự thỏa mãn chung với công việc của nhân viên tăng lên 0.269%.
- Yếu tố lãnh đạo (LD): có hệ số beta 0.218, quan hệ cùng chiều với yếu tố sự thỏa mãn chung với công việc (TMCV). Khi các yếu tố khác không thay đổi, NHPT VN tăng nhân tố lãnh đạo lên 1% thì sự thỏa mãn chung với công việc của nhân viên tăng lên 0.218%.
- Yếu tố cơ hội đào tạo và thăng tiến (DTTT): có hệ số beta 0.170, quan hệ cùng chiều với yếu tố sự thỏa mãn chung với công việc (TMCV). Khi các yếu tố khác không thay đổi, NHPT VN tăng cơ hội đào tào và thăng tiến cho nhân viên lên 1% thì sự thỏa mãn chung với công việc của nhân viên tăng lên 0.170%.
- Yếu tố đặc điểm (DDCV):có hệ số beta 0.105, quan hệ cùng chiều với yếu tố
sự thỏa mãn chung với công việc (TMCV). Khi các yếu tố khác không thay đổi, NHPT VN tăng đặc điểm công việc của nhân viên lên 1% thì sự thỏa mãn chung với công việc của nhân viên tăng lên 0.105%.
Phương pháp được sử dụng là xem xét biểu đồ phân tán Scatterplot với giá trị phần dư chuẩn hóa trên trục tung và giá trị dự đoán chuẩn hóa trên trục hoành. Đối với mô hình hồi quy, nhìn vào biểu đồ Scatterplot ta thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên
54
xung quanh đường đi qua tung độ 0. Vậy giả định về liên hệ tuyến tính và phương sai của sai số không đổi không bị vi phạm.
Hình 4.1. Scatterplot
Sử dụng biểu đồ Histogram và đồ thị P-P plot để dò tìm sự vi phạm giả định phân phối chuẩn của phần dư. Đối với mô hình sự động viên, biểu đồ Histogram cho thấy phần dư có phân phối chuẩn với giá trị trung bình gần bằng 0 (2.7*10-15) và độ lệch chuẩn gần bằng 1 (0.992). Hơn nữa trên đồ thị P-P plot biểu diễn các điểm quan sát của phần dư tập trung khá sát với đường kỳ vọng, có nghĩa là dữ liệu phần dư có phân phối chuẩn.
55
Hình 4.2. Histogram
Hình 4.3. Đồ thị P - P
56
Bảng 4.29. Tổng hợp kiểm định các cặp giả thuyết Giả
thuyết Nội dung
Mức ý nghĩa
Kết quả kiểm định
H1
Đặc điểm công việc có ảnh hưởng cùng chiều với sự thỏa mãn chung với công việc của nhân viên HCS NHPT VN
0.002 Chấp nhận
H2
Cơ hội đào tạo và thăng tiến có ảnh hưởng cùng chiều với sự thỏa mãn chung với công việc của nhân viên HSC NHPT VN
0.000 Chấp nhận
H3
Thu nhập có ảnh hưởng cùng chiều với sự thỏa mãn chung với công việc của nhân viên HSC NHPT VN
0.000 Chấp nhận
H4
Lãnh đạo có ảnh hưởng cùng chiều với sự thỏa mãn chung với công việc của nhân viên HSC NHPT VN
0.000 Chấp nhận
H5
Đồng nghiệp có ảnh hưởng ngược chiều với sự thỏa mãn chung với công việc của nhân viên HSC NHPT VN
0.267 Bác bỏ
H6
Trao quyền có ảnh hưởng cùng chiều với sự thỏa mãn chung với công việc của nhân viên HSC NHPT VN
0.000 Chấp nhận
H7
Văn hóa doanh nghiệp có ảnh hưởng ngược chiều với sự thỏa mãn chung với công việc của nhân viên HSC NHPT VN
0.360 Bác bỏ
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu mẫu khảo sát bằng phần mềm SPSS 16.0
Từ Bảng 4.29, cho thấy các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H6 có mức ý nghĩa nhỏ hơn 0.05 nên ta chấp nhận các giả thuyết trên, các giả thuyết H5, H7 có mức ý nghĩa lớn hơn 0.05 nên ta bác bỏ các giả thuyết H5, H7.
57 Đặc điểm công việc
Cơ hội đào tạo và thăng tiến Thu nhập
Lãnh dạo Trao quyền
Hình 4.4. Mô hình nghiên cứu chính thức 4.6. KIỂM ĐỊNH CÁC GIẢ THUYẾT VỀ ĐẶC ĐIỂM CÁ NHÂN
Để kiểm định sự khác biệt về sự thỏa mãn trong công việc giữa các đặc điểm cá nhân, tác giả sử dụng phương pháp phân tích phương sai một chiều (One-way Anova – cho các yếu tố có 3 thành phần trở lên) và Independent sample T-test (cho các yếu tố có 2 thành phần) với giả thuyết đặt ra cho mỗi yếu tố đặc điểm như sau:
4.6.1. Kiểm định sự khác biệt về giới tính với sự thỏa mãn chung
Để tiến hành việc kiểm định giá trị trung bình (T-test) nhằm xem xét sự khác biệt giữa nhóm giới tính với sự thỏa mãn chung trước hết cần phải đảm bảo rằng phương sai của các nhóm này không đổi. Dựa vào kiểm định Levene (kiểm định phương sai đồng nhất) ở Bảng 4.30, giá trị mức ý nghĩa của Levene là 0.515 > 0.05 cho thấy phương sai của các nhóm này không đổi (đồng nhất – homogeneity) cho nên kiểm định T-test là phù hợp.
Dựa vào giá trị sig của kiểm định T, ta nhận thấy giá trị mức ý nghĩa 0.021 < 0.05 cho thấy có sự khác biệt giá trị trung bình giữa nhóm giới tính nam và nữ đối với sự thỏa mãn chung với công việc của nhân viên NHPT VN.
Kết luận: Có thể nói có sự khác biệt giữa hai nhóm nam và nữ đối với sự thỏa mãn chung với công việc của nhân viên HSC NHPT VN.
Sự thỏa mãn chung với công
58
Bảng 4.30. Kiểm định mẫu độc lập về giới tính
Kiểm định Levene Kiểm định T TMCV F Sig. T Df Mức ý nghĩa Trung bình khác biệt Sai số chuẩn khác biệt
Khoảng tin cậy 95% Cận dưới Cận trên Giả sử phương sai bằng nhau 0.424 0.515 2.323 298 0.021 0.1688 0.0726 0.0258 0.3118 Giả sử phương sai không bằng nhau 2.335 287.9 0.020 0.1688 0.0723 0.0264 0.3112
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu mẫu khảo sát bằng phần mềm SPSS 16.0
4.6.2. Kiểm định sự khác biệt về tuổi với sự thỏa mãn chung với công việc
Để kiểm định ANOVA thì bước kiểm định phương sai đồng nhất là rất quan trọng. Dựa vào Bảng 4.31 ta thấy sig. của Levene test là 0.732 > 0.05 cho phép kết luận phương sai giữa các nhóm này là bằng nhau, đảm bảo đủ điều kiện kiểm định ANOVA.
Bảng 4.31. Kiểm định phương sai đồng nhất về độ tuổi
TMCV
Thống kê Levene df1 df2 Sig.
0.312 2 297 0.732
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu mẫu khảo sát bằng phần mềm SPSS 16.0
Bảng 4.32. Phân tích phương sai đồng nhất về độ tuổi
TMCV Tổng bình phương Bậc tự do Trung bình bình phương F Mức ý nghĩa Giữa các nhóm 1.247 2 0.623 1.577 0.208 Trong từng nhóm 117.380 297 0.395 Tổng hợp 118.626 299
59
Kết quả phân tích ANOVA Bảng 4.32 cho thấy, mức ý nghĩa sig. = 0.208 > 0.05 không có ý nghĩa thống kê. Như vậy chưa có sự khác nhau về sự thỏa mãn chung với công việc của nhân viên ở các nhóm tuổi khác nhau tại NHPT VN.
4.6.3. Kiểm định sự khác biệt về thâm niên với sự thỏa mãn chung với công việc
Để kiểm định ANOVA thì bước kiểm định phương sai đồng nhất là rất quan trọng. Dựa vào Bảng 4.33 ta thấy sig. của Levene test là 0.324 > 0.05 cho phép kết luận phương sai giữa các nhóm này là bằng nhau, đảm bảo đủ điều kiện kiểm định ANOVA.
Bảng 4.33. Kiểm định phương sai đồng nhất về thâm niên
TMCV
Thống kê Levene df1 df2 Sig.
1.130 2 297 0.324
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu mẫu khảo sát bằng phần mềm SPSS 16.0
Kết quả phân tích ANOVA Bảng 4.34 cho thấy, mức ý nghĩa sig. = 0.388 > 0.05 không có ý nghĩa thống kê. Như vậy chưa có sự khác nhau về sự thỏa mãn chung với công việc của nhân viên ở các nhóm thâm niên khác nhau ở HSC NHPT VN.
Bảng 4.34. Phân tích phương sai đồng nhất về thâm niên
TMCV Tổng bình phương Bậc tự do Trung bình bình phương F Mức ý nghĩa Giữa các nhóm 0.754 2 0.377 0.950 0.388 Trong từng nhóm 117.873 297 0.397 Tổng hợp 118.626 299
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu mẫu khảo sát bằng phần mềm SPSS 16.0
4.6.4. Kiểm định sự khác biệt về thu nhập với sự thỏa mãn chung với công việc
Để kiểm định ANOVA thì bước kiểm định phương sai đồng nhất là rất quan trọng. Dựa vào Bảng 4.35 ta thấy sig. của Levene test là 0.398 > 0.05 cho phép kết luận phương sai giữa các nhóm này là bằng nhau, đảm bảo đủ điều kiện kiểm định ANOVA.
60
Bảng 4.35. Kiểm định phương sai đồng nhất về thu nhập
TMCV
Thống kê Levene df1 df2 Sig.
0.923 2 297 0.398
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu mẫu khảo sát bằng phần mềm SPSS 16.0
Kết quả phân tích ANOVA Bảng 4.36cho thấy, mức ý nghĩa sig. = 0.878> 0.05 không có ý nghĩa thống kê. Như vậy chưa có sự khác nhau về sự thỏa mãn chung với công việc của nhân viên ở các nhóm thu nhập khác nhau ở HSC NHPT VN.
Bảng 4.36. Phân tích phương sai đồng nhất về thu nhập
TMCV Tổng bình phương Bậc tự do Trung bình bình phương F Mức ý nghĩa Giữa các nhóm 0.104 2 0.052 0.130 0.878 Trong từng nhóm 118.522 297 0.399 Tổng hợp 118.626 299
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu mẫu khảo sát bằng phần mềm SPSS 16.0
4.6.5. Kiểm định sự khác biệt về trình độ với sự thỏa mãn chung với công việc
Để kiểm định ANOVA thì bước kiểm định phương sai đồng nhất là rất quan trọng. Dựa vào Bảng 4.37 ta thấy sig. của Levene test là 0.152 > 0.05 cho phép kết luận phương sai giữa các nhóm này là bằng nhau, đảm bảo đủ điều kiện kiểm định ANOVA.
Bảng 4.37. Kiểm định phương sai đồng nhất về trình độ
TMCV
Thống kê Levene df1 df2 Sig.
1.896 2 297 0.152
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu mẫu khảo sát bằng phần mềm SPSS 16.0
Kết quả phân tích ANOVA Bảng 4.38 cho thấy, mức ý nghĩa sig. = 0.709> 0.05 không có ý nghĩa thống kê. Như vậy chưa có sự khác nhau về sự thỏa mãn chung với