Mô hình Hệ số R Hệ số R2 Hệ số R2 hiệu chỉnh Độ lệch chuẩn ước lượng Đại lượng Durbin- Watson 1 0,823a 0,678 0,669 0,45197 1,832 Kết quả ANOVA: Bảng 4.10 - ANOVA Mô hình Tổng phương sai df Phương sai trung bình Giá trị F Giá trị Sig. Hồi quy 118,098 7 16,871 82,591 0,000b Phần dư 56,176 275 0,204 Tổng 174,274 282
Kết quả hệ số ước lượng hồi quy mô hình:
54 Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa Trị t Trị Sig. Collinearity Statistics B Std.
Error Beta Tolerance VIF
Hằng số -0,191 0,211 -0,907 0,365 CHTT 0,108 0,032 0,142 3,399 0,001 0,673 1,485 CSCT 0,099 0,035 0,115 2,825 0,005 0,704 1,421 YTTL 0,563 0,036 0,623 15,474 0,000 0,722 1,384 PTBT 0,085 0,029 0,106 2,891 0,004 0,874 1,144 DKLV 0,015 0,025 0,021 0,612 0,541 0,959 1,043 BCCV 0,115 0,034 0,133 3,383 0,001 0,756 1,324 YTLD 0,069 0,033 0,080 2,112 0,036 0,816 1,225 Dựa vào kết quả phân tích hồi quy trước tiên ta xem bảng Model summary, ta thấy hệ số R2 hiệu chỉnh là 0.669 (> 0.4) hệ số này cho thấy mô hình phù hợp với dữ liệu nghiên cứu ở mức khá tốt, hệ số này có ý nghĩa là 69.9% biến thiên của sự hài lòng công việc được giải thích tốt bởi các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu, phần còn lại là do các biến ngoài mô hình nghiên cứu giải thích.
Bên cạnh đó bảng ANOVA có giá trị kiểm định sig = 0.00 < 0.05 nên ở độ tin cậy 95% ta có thể kết luận rằng có ít nhất một hệ số Beta khác không, có sự tác động tối thiểu của ít nhất một yếu tố lên độnng lực làm việc, hay nói cách khác ở độ tin cậy 95% thì mô hình phù hợp với dữ liệu nghiên cứu.
Sự hài lòng công việc = -0.191 + 0.108 Cơ hội thăng tiến + 0.099 Chính sách công ty + 0.563 Tiền lương + 0.085 Phát triển bản thân + 0.015 Điều kiện làm việc + 0.115 Bản chất công việc + 0.069 Quản lý trực tiếp
Dựa vào bảng hệ số ước lượng hồi quy của mô hình ta có thể kết luận như sau thông qua các kiểm định cũng như hệ số ước lượng có được từ phân tích hồi quy:
Yếu tố cơ hội thăng tiến nhìn vào kết quả phân tích hồi quy, ta thấy hệ số beta chuẩn hóa của ước lượng là 0.142 , đồng thời giá trị kiểm định sig của hệ số Beta là 0.001 < 0.05, nên ở độ tin cậy 95% ta có thể nói rằng cơi hội thăng
55
tiến tác động cùng chiều đến sự hài lòng công việc của nhân viên, điều này có nghĩa rằng khi tăng cơ hội thăng tiến lên một đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì sự hài lòng sẽ tăng lên 0.142 đơn vị, tuy đây không phải là yếu tố tác động mạnh nhất đến sự hài lòng việc của nhân viên , đây là yếu tố tác động cùng chiều đến sự hài lòng , cần có những biện pháp thích hợp nếu muốn gia tăng sự hài lòng.
Yếu tố chính sách công ty kết quả ước lượng mô hình cho thấy được hệ số Beta của yếu tố này là 0.115, bên cạnh đó giá trị kiểm định sig của yếu tố này là 0.005 (<0.05) nên ở độ tin cậy 95% ta có thể kết luận rằng chính sách công ty có ảnh hưởng cùng chiều đến sự hài lòng của nhân viên, cần chú ý để có những biện pháp tốt nhằm cải thiện và gia tăng yếu tố này để gia tăng sự hài lòng công việc của nhân viên, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi khi tăng chính sách công ty lên 1 đơn vị thì sự hài lòng công việc sẽ gia tăng lên 0.115 đơn vị , như vậy chính sách công ty là yếu tố có tác động cùng chiều đến sự hài lòng công việc.
Yếu tố tiền lương hệ số beta chuẩn hóa là 0.623 giá trị kiểm định của ước
lượng có hệ số beta là 0.000 < 0.05 , nên ở độ tin cậy 95% ta có thể kết luận rằng yếu tố tiền lương có ảnh hưởng tích cực đến sự hài lòng công việc nhân viên, Hệ số Beta = 0.623 có ý nghĩa là khi ta gia tăng yếu tố tiền lương lên 1 đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì sự hài lòng sẽ tăng lên 0.623 đơn vị, đây là yếu tố có sự tác động mạnh nhất đến sự hài lòng công việc của nhân viên (hệ số Beta cao nhất) nên cần có những biện pháp thích hợp tập trung vào chính sách tiền lương để có thể gia tăng sự hài lòng .
Yếu tố điều kiện làm việc kết quả ước lượng của hệ số này với hệ số Beta chuẩn hóa là 0.021, với giá trị kiểm định sig = 0.541 (>0.05) nên ở độ tin cậy 95% ta nói rằng điều kiện làm việc không có ảnh hưởng đến sự hài lòng công việc của nhân viên , khi thay đổi yếu tố này ở điều kiện các yếu tố khác không đổi thì sự hài lòng sẽ không thay đổi.
Yếu tố phát triển bản thân kết quả kiểm định hệ số Beta chuẩn hóa là 0.106 và giá trị kiểm định sig là 0.004 (<0.05) , nên ở độ tin cậy 95% ta có thể kết luận rằng phát triển bản thân có ảnh hưởng cùng chiều đến sự hài lòng công việc của nhân viên , đây là yếu tố có tác động mạnh thứ 5 đến sự hài lòng công việc nhân viên chính vì vậy cần có những chính sách, gợi ý thích hợp nhằm có thể cải thiện sự hài lòng công việc của nhân viên thông qua yếu tố phát triển bản thân này
Yếu tố bản chất công việc kết quả ước lượng mô hình cho thấy được hệ số Beta của yếu tố này là 0.133, bên cạnh đó giá trị kiểm định sig của yếu tố này là 0.001 (<0.05) nên ở độ tin cậy 95% ta có thể kết luận rằng bản chất công việc có ảnh hưởng cùng chiều đến sự hài lòng công việc của nhân viên, cần chú ý để
56
có những biện pháp tốt nhằm cải thiện và gia tăng yếu tố này để gia tăng sự hài lòng công việc của nhân viên, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi khi tăng bản chất công việc lên 1 đơn vị thì sự hài lòng công việc sẽ gia tăng lên 0.133 đơn vị , như vậy bản chất công việc có tác động cùng chiều đến sự hài lòng công việc
Yếu tố quản lý trực tiếp kết quả ước lượng mô hình cho thấy được hệ số Beta của yếu tố này là 0.080, bên cạnh đó giá trị kiểm định sig của yếu tố này là 0.001 (<0.05) nên ở độ tin cậy 95% ta có thể kết luận rằng bản chất công việc có ảnh hưởng cùng chiều đến sự hài lòng công việc của nhân viên, cần chú ý để có những biện pháp tốt nhằm cải thiện và gia tăng yếu tố này để gia tăng sự hài lòng công việc của nhân viên, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi khi tăng bản chất công việc lên 1 đơn vị thì sự hài lòng công việc sẽ gia tăng lên 0.133 đơn vị, như vậy bản chất công việc có tác động cùng chiều đến sự hài lòng công việc
Phương trình hồi quy chuẩn hóa
Sự hài lòng công việc = 0.142 Cơ hội thăng tiến + 0.115 Chính sách công ty + 0.623 Tiền lương + 0.106 Phát triển bản thân + 0.133 Bản chất công việc + 0.08 Quản lý trực tiếp
Dò tìm các sai phạm ( giả định hồi quy)
Giả định về “tính độc lập phương sai”: Theo tác giả Nguyễn Đình Thọ (2011) “Dùng giá trị Durbin Waston để kiệm định hiện tượng này, nếu các phần dư không có tương quan chuỗi bậc 1 với nhau thì giá trị Durbin Waston sẽ gần bằng 2, hay nói cách khác giả thuyết H0 : hệ số tương quan thổng thể các phần dư sẽ bằng 0 bị bác bỏ, dựa vào bảng Model sumary ta thấy Giá trị của Đại lượng Durbin-Watson = 1.832 điều này cho thấy mô hình không vi phạm giả thuyết tự tương quan”.
Giả định không có “hiện tượng đa cộng tuyến”: Theo tác giả Nguyễn Đình Thọ (2011) “Hiện tượng đa cộng tuyến được xem xét thông qua giá trị VIF của các hệ số Beta, nếu các giá trị VIF này nhỏ hơn 10 thì hiện tượng đa cộng tuyến xem như không xuất hiện, hiện tượng đa cộng tuyến sẽ ảnh hưởng đến việc giải thích các kết quả hồi quy của các biến độc lập, dựa vào các giá trị VIF trong bảng hệ số hồi quy ta thấy các giá trị VIF của các hệ số ước lượng Beta đều < 10 rất nhiều ( 1.043 -1.485 ), điều này cũng cho thấy rằng các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu không có hiện tượng đa cộng tuyến, và các kết quả này cũng an tâm lý giải”.
57
Giả định về “phân phối chuẩn phần dư”: Theo tác giả Nguyễn Đình Thọ (2011) “Giả định này được xem xét thông qua biểu đồ thể hiện sự phân phối của phần dư chuẩn hóa, nếu biểu đồ thể hiện sự phân phối chuẩn của phần dư chuẩn hóa giả định sẽ được đáp ứng, nhìn vào hình ta thấy phần dư chuẩn hóa của phương trình hồi quy 1 có dạng hình chuông và phân phối chuẩn nên ta có thể kết luận giả định phân phối chuẩn phần dư được đáp ứng.”
Hình 4.1 – Biểu đồ phân phối chuẩn phần dư chuẩn hóa ( Nguồn: nghiên cứu định lượng) ( Nguồn: nghiên cứu định lượng)
Như vậy thông qua phương pháp hồi quy ta có thể kết luận được các giả thuyết nghiên cứu nào được chấp nhận và giả thuyết nghiên cứu nào bị bác bỏ, và ước lượng được mức độ quan trọng của các yếu tố tác động đến sự hài lòng công việc của nhân viên trong ngành CNTT tại TP HCM, kết quả có 6 giả thuyết nghiên cứu được chấp nhận và 1 giả thuyết bị bác bỏ. Đây chính là căn cứ để đưa ra các yếu tố chính sách thích hợp nhẳm cải thiện sự hài lòng công việc trong khoản thời gian trong tương lai.
58
Bảng 4.12 –Tóm tắt kết quả các giả thuyết được kiểm định
Các giả thuyết nghiên cứu Kết quả kiểm định
H1 Phát triển bản thân ảnh hưởng tích cực tới sự hài lòng Chấp nhận H2 Sự thăng tiến trong công việc ảnh hưởng tích cực tới sự
hài lòng Chấp nhận
H3 Chính sách công ty ảnh hưởng tích cực tới sự hài lòng Chấp nhận H4 Quản lí trực tiếp ảnh hưởng tích cực tới sự hài lòng Chấp nhận H4 Điều kiện làm việc ảnh hưởng tích cực tới sự hài lòng Không Chấp nhận H5 Lương ảnh hưởng tích cực tới sự hài lòng Chấp nhận H6 Bản chất công việc ảnh hưởng tích cực tới sự hài lòng Chấp nhận
(Nguồn: Kết quả nghiên cứu)
4.6 Kiểm định sự khác biệt trung bình giữa các nhóm 4.6.1 Kiểm định xem sự khác biệt giữa nhóm giới tính
Dựa vào kết quả bảng kiểm định Independent T’ Test ta thấy ở phần kiểm định phương sai kết quả kiểm định Levene's Test for Equality of Variances có giá trị Sig 0.293 (>0.05), do đó ở độ tin cậy 95% ta kết luận rằng phương sai giữa 2 nhóm là đồng nhất,
Sau khi kiểm định phương sai đồng nhất xem xét dòng kiểm định về trung bình phương sai kết quả kiểm định Equal variances assumed cho thấy giá trị sig ở dòng phương sai đồng nhất là 0.525 > 0.05 , ở độ tin cậy 95% ta kết luận không có sự khác biệt về sự hài lòng công việc giữa các nhóm giới tính, hay nói cách khác biến giới tính không có mối tương quan với sự hài lòng công việc
Bảng 4.13 Independent Samples Test
Independent Samples Test
Levene's Test for Equality of
59 F Sig. t df Sig. (2- tailed ) Mean Differ ence Std. Error Differe nce 95% Confidence Interval of the Difference Lower Upper HLC V Equal variance s assume d 1.109 .293 .636 281 .525 .0606 0 .09524 - .12688 .24808 Equal variance s not assume d .625 228.64 9 .533 .0606 0 .09704 - .13060 .25180
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
4.6.2 Kiểm định sựa khác biệt về các yếu tố giữa các nhóm tuổi
Để xem xét sự khác biệt về các yếu tố giữa các nhóm tuổi tiến hành dùng kiểm định ANOVA để xem xét sự khác biệt, ở bảng kiểm định phương sai có giá trị kiểm định 0.647 (>0.05), cho thấy phương sai giữa các nhóm đồng nhất.
Bảng 4.14 Test of Homogeneity of Variances nhóm tuổi
Levene Statistic df1 df2 Sig.
.552 3 279 .647
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
Bảng 4.15 ANOVA nhóm tuổi
Sum of Squares
df Mean Square F Sig.
60
Within Groups 170.587 279 .611
Total 174.274 282
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
Tiến hành kiểm định ANOVA cho các yếu tố giữa các nhóm tuổi ta thấy giá trị sig 0.113 > 0.05 nên ở độ tin cậy 95% ta kết luận rằng không có sự khác biệt về sự hài lòng giữa các nhóm tuổi, hay có mối tương quan về sự hài lòng với tuổi giữa cán bộ nhân viên tại công ty .
4.6.3 Kiểm định sựa khác biệt về các yếu tố giữa các nhóm trình độ học vấn
Để xem xét sự khác biệt về các yếu tố giữa các nhóm trình độ học vấn tiến hành dùng kiểm định ANOVA để xem xét sự khác biệt, ở bảng kiểm định phương sai có giá trị kiểm định 0.144 (>0.05), cho thấy phương sai giữa các nhóm là đồng nhất .
Bảng 4.18 Test of Homogeneity of Variances
Levene Statistic df1 df2 Sig.
1.816 3 279 .144
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
Bảng 4.19 ANOVA
Sum of Squares
df Mean Square F Sig.
Between Groups .325 3 .108 .174 .914
61
Total 174.274 282
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
Tiến hành kiểm định ANOVA cho các yếu tố giữa các nhóm trình độ học vấn ta thấy giá trị sig 0.914 > 0.05 nên ở độ tin cậy 95% ta kết luận rằng có sự khác biệt về sự hài lòng giữa các nhóm trình độ học vấn, hay không có mối tương quan về trình độ học vấn với sự hài lòng việc cán bộ nhân viên tại Công ty .
4.6.1 Kiểm định sự khác biệt giữa các nhóm thu nhập
Để xem xét sự khác biệt về các yếu tố giữa các nhóm thâm niên tiến hành dùng kiểm định ANOVA để xem xét sự khác biệt, ở bảng kiểm định phương sai có giá trị kiểm định 0.336 (> 0.05), cho thấy phương sai giữa các nhóm là đồng nhất .
Bảng 4.21 Test of Homogeneity of Variances
Levene Statistic df1 df2 Sig.
1.133 3 279 .336
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
Bảng 4.22 ANOVA thâm niên làm việc
Sum of Squares
df Mean Square F Sig.
Between Groups 1.931 3 .644 1.042 .374
Within Groups 172.343 279 .618
Total 174.274 282
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
Tiến hành kiểm định ANOVA cho các yếu tố giữa các nhóm thâm niên ta thấy giá trị sig 0.374 > 0.05 nên ở độ tin cậy 95% ta kết luận rằng không có sự khác biệt về sự hài lòng công việc giữa các nhóm thu nhập, hay không có
62
mối tương quan về thu nhập với sự hài lòng công việc giữa cán bộ nhân viên tại Công ty .
63
CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý
5.1.Kết luận
Nghiên cứu thực hiện phát ra 350 mẫu khảo sát ở một số doanh nghiệp hoạt động trong lĩnh vực công nghệ thông tin, nhưng do một số điều kiện khách quan nên không thể tiếp xúc hết được các “đối tượng khảo sát”, nên cuộc khảo sát đã thu về số phiếu là 300, sau đó trừ các bảng câu hỏi bị lỗi ra thì số phần tử khảo sát chính thức của mẫu là 283, đây là “mẫu nghiên cứu” chính thức của luận văn.
Nghiên cứu được thực hiện bằng phương pháp nghiên cứu hỗn hợp giữa nghiên cứu định lượng và nghiên cứu định tính, nhằm xác định các yếu tố tác động đến sự hài lòng cứu của nhân viên phần mềm tại các doanh nghiệp công nghệ thông tin tại TP Hồ Chí Minh và mức độ tác động của từng biến độc lập đối với biến nghiên cứu là sự hài lòng.
Thông qua quá trình xử lí dữ liệu thông qua “phương pháp hồi quy”, tác giả xác định cơ hội thăng tiến, chính sách công ty, tiền lương, sự phát triển bản thân, bản chất công việc, quản lý trực tiếp, điều kiện làm việc có tác động tích cực đến sự hài lòng trong công việc của nhân viên phần mềm tại TP Hồ Chí Minh, trong đó yếu tố tiền lương chiếm trọng số cao nhất.
Nghiên cứu có thể được sử dụng làm tư liệu, tài liệu tham khảo cho các