Dựa vào các kết quả phân tích ở trên, chúng ta sẽ đưa tất cả 07 biến độc lập trong mô hình nghiên cứu vào phân tích hồi quy bội bằng phương pháp đưa vào cùng một lúc (Enter)
Bảng 4.16 cho thấy, trị thống kê F được tính từ R bình phương của mô hình với mức ý nghĩa quan sát rất nhỏ (sig = 0.000) cho thấy mô hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
Bảng 4.15 cho thấy hệ số R bình phương hiệu chỉnh bằng 0,417 nghĩa là mô hình hồi quy tuyến tính bội đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu là 41,7%. Tức là có khoảng 41,7% biến thiên của sự hài lòng trong công việc của CCVC Sở Tài Nguyên và Môi Trường tỉnh Bà Rịa - Vũng Tàu được giải thích bởi 4 thành phần: Quan hệ với cấp trên, quan hệ với đồng nghiệp, bản chất công việc, và khen thưởng.
Bảng 4. 15: Chỉ tiêu đánh giá mô hình hồi quy
Model Summaryb
Model
R R Square Adjusted R Square
Std. Error of the
Estimate Durbin-Watson
1 .660 .436 .417 .48188 1.829
a. Predictors: Hằng số, DK, DN, CH, CV, KT, CT, TN b. Dependent Variable: HL
Bảng 4. 16: Phân tích ANOVA trong mô hình Hồi quy
ANOVAb
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 38.892 7 5.556 23.927 .000a
Residual 50.390 217 .232
Total 89.282 224
a. Predictors: Hằng số, DK, DN, CH, CV, KT, CT, TN b. Dependent Variable: HL
Bảng 4. 17: Hệ số hồi quy chuẩn hóa và chưa chuẩn hóa
Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) .748 .258 2.893 .004 CH .052 .058 .058 .904 .367 .625 1.601 CT .163 .057 .181 2.869 .005 .652 1.533 TN .039 .050 .050 .774 .440 .634 1.577 DN .165 .061 .160 2.693 .008 .737 1.356 CV .195 .060 .192 3.228 .001 .732 1.366 KT .283 .055 .321 5.118 .000 .662 1.510 DK -.052 .045 -.066 -1.148 .252 .783 1.278 a. Dependent Variable: HL
Kết quả xác định hệ số hồi quy của các biến độc lập được thể hiện trên Bảng 4.17 cho thấy: sự giải thích của 04 biến độc lập có ý nghĩa thống kê nhỏ hơn 5%. Theo đó, tất cả 04 biến đều có tương quan thuận chiều với sự hài lòng của CCVC Sở Tài Nguyên và Môi Trường. Trong khi đó có 03 biến độc lập không có ý nghĩa thống kê khi tác động đến biến phụ thuộc sự hài lòng do có giá trị sig lớn hơn mức ý nghĩa 0,05, đó là Cơ hội đào tọa và thăng tiến, Thu nhập và Điều kiện làm việc. Do vậy, phương trình hồi quy tuyến tính được trích theo hệ số Beta chuẩn hóa có dạng như sau:
Sự hài lòng = 0.321 Khen thưởng + 0.192 Bản chất công việc + 0.181 Quan hệ với cấp trên + 0.160 Quan hệ với đồng nghiệp.
4.3.3. Kiểm định giả thuyết
Dựa trên kết qua phân tích hồi quy để giải thích, kiểm định các giả thuyết đã đưa ra trong mô hình nghiên cứu đề xuất.
Một là, trong số 7 giả thuyết nêu ra trong mô hình đề xuất, có 04 giả thuyết gồm: H3, H4, H5, và H7 được chấp nhận ở mức ý nghĩa sig nhỏ hơn 0,05. Đồng thời có 03 giả thuyết bị bác bỏ gồm: H1, H2 và H6.
Bảng 4. 18: Tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Giả thuyết Nội dung Kết quả
kiểm định
H1 Có mối quan hệ cùng chiều giữa thu nhập và sự hài
lòng công việc. Từ chối
H2 Có mối quan hệ cùng chiều giữa điều kiện làm việc và
sự hài lòng công việc. Từ chối
H3 Có mối quan hệ cùng chiều giữa quan hệ đồng nghiệp
và sự hài lòng công việc. Chấp nhận
H4 Có mối quan hệ cùng chiều giữa quan hệ với cấp trên
và sự hài lòng công việc. Chấp nhận
H5 Có mối quan hệ cùng chiều giữa bản chất công việc và
sự hài lòng công việc. Chấp nhận
H6 Có mối quan hệ cùng chiều giữa cơ hội đào tạo &
thăng tiến và sự hài lòng công việc. Từ chối
H7 Có mối quan hệ cùng chiều giữa khen thưởng và sự hài
Thứ hai, mức độ ảnh hưởng (quan trọng) của từng nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng trong công việc của CCVC Sở Tài Nguyên và Môi Trường tỉnh Bà Rịa - Vũng Tàu dựa trên hệ số Beta chuẩn hóa được xác định như sau:
− Khen thưởng là nhân tố có ảnh hưởng mạnh nhất đến sự hài lòng trong công việc. Cụ thể là, khi sự hài lòng đối với khen thưởng tăng, giảm 01 đơn vị thì sự hài lòng trong công việc của CCVC Sở Tài Nguyên và Môi Trường tăng, giảm 0,321 đơn vị.
− Bản chất công việc là nhân tố có ảnh hưởng mạnh thứ hai đến sự hài lòng trong công việc. Cụ thể là, khi sự hài lòng đối với bản chất công việc tăng, giảm 01 đơn vị thì sự hài lòng trong công việc của CCVC Sở Tài Nguyên và Môi Trường tăng, giảm 0,192 đơn vị.
− Quan hệ cấp trên là nhân tố có ảnh hưởng mạnh thứ ba đến sự hài lòng trong công việc. Cụ thể là, khi sự hài lòng đối với quan hệ cấp trên tăng, giảm 01 đơn vị thì sự hài lòng trong công việc của CCVC Sở Tài Nguyên và Môi Trường tăng, giảm 0,181 đơn vị.
− Quan hệ với Đồng nghiệp là nhân tố có ảnh hưởng yếu nhất đến sự hài lòng trong công việc. Cụ thể là, khi sự hài lòng đối với mối quan hệ với đồng nghiệp tăng, giảm 01 đơn vị thì sự hài lòng trong công việc của CCVC Sở Tài Nguyên và Môi Trường tăng, giảm 0,160 đơn vị.
4.3.4. Dò tìm sự vi phạm các giả định cần thiết
▪Giả định về liên hệ tuyến tính: Giả định này sẽ được kiểm tra bằng biểu đồ phân tán Scatter cho phần dư chuẩn hóa (Standardized residual) và giá trị dự đoán chuẩn hóa (Standardized predicted value). Kết quả tại hình 4.1 cho thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên qua đường thẳng qua điểm 0, không tạo thành một hình dạng cụ thể nào. Như vậy, giá trị dự đoán và phần dư độc lập nhau. Giả định liên hệ tuyến tính được đáp ứng.
Hình 4. 1: Đồ thị phân tán phần dư
▪Giả định tính độc lập của các phần dư: Kết quả nhận được từ bảng 4.15 cho thấy đại lượng thống kê Durbin – Watson có giá trị là 1.829, nằm trong khoảng từ 1 đến 3, nên chấp nhận giả thuyết không có sự tương quan chuỗi bậc nhất trong mô hình.
▪Giả định phần dư có phân phối chuẩn: Kiểm tra biểu đồ tần số của phần dư (Hình 4.2) cho thấy phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn (trung bình mean gần bằng 0 và độ lệch chuẩn Std. = 0.984 gần bằng 1). Như vậy, mô hình hồi quy bội đáp ứng được giả định phần dư có phân phối chuẩn.
Hình 4. 2: Biểu đồ tần số Histogram
Tương tự, biểu đồ P-Plot như hình 4.3, cho thấy rằng các biến quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng nên ta có thể khẳng định rằng giả thuyết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Hình 4. 3: Phân phối chuẩn của phần dư quan sát
▪Giả định không có mối tương quan giữa các biến độc lập (đo lường đa cộng tuyến):
Kết quả tại bảng 4.17 cho thấy, giá trị chấp nhận của các biến độc lập (Tolerance) đều lớn hơn 0,5 (nhỏ nhất là 0,634); độ phóng đại phương sai (VIF) đều nhỏ hơn 2 (lớn nhất là 1,601). Vì thế, cho phép khẳng định không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
4.4. Kiểm định sự khác biệt về mức độ hài lòng theo các đặc điểm các nhân
Dựa trên kết quả đã kiểm định ở phần hệ số Cronbach’s Alpha cũng như phân tích nhân tố EFA, sự hài lòng trong công việc chung sẽ được thể hiện thông qua bảy nhân tố lần lượt là khen thưởng, đào tạo và thăng tiến, thu nhập, quan hệ với cấp trên, quan hệ với đồng nghiệp, bản chất công việc và điều kiện làm việc. Do đó, giá trị sự hài lòng chung trong công việc sẽ được tính bằng cách trung bình cộng của
các giá trị nhân tố này. Tính toán ở Bảng 4.19 cho kết quả về sự hài lòng công việc của CCVC Sở Tài Nguyên và Môi Trường dựa trên dữ liệu thu thập được có giá trị trung bình là 3.72
Bảng 4. 19: Thống kê mô tả sự hài lòng trung bình theo các thành phần
Mẫu Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Trung bình Độ lệch chuẩn DN (Quan hệ đồng nghiệp) 225 1.25 5.00 3.83 .613 CV (Bản chất công việc) 225 1.00 5.00 3.73 .622
HL (sự hài lòng trong công việc) 225 2.00 5.00 3.72 .631
CT (Quan hệ cấp trên) 225 1.50 5.00 3.60 .701
CH (Cơ hội đào tạo và thăng tiến) 225 1.25 5.00 3.36 .708
KT (Khen thưởng) 225 1.33 5.00 3.18 .716
DK (Điều kiện làm việc) 225 1.00 5.00 3.08 .808
TN (Thu nhập) 225 1.00 5.00 2.82 .801
Nguồn: Kết quả xử lý SPSS
4.4.1. Khác biệt về sự hài lòng trong công việc giữa CCVC nam và nữ.
Đặt giả thuyết H0: Không có sự khác biệt về phương sai giữa 2 nhóm nam và nữ.
Kết quả kiểm định Levene cho giá trị sig. = 0.852 > 5%, do đó giả thuyết phương sai giữa nhóm nam và nữ đồng nhất được chấp nhận. Tiếp tục thực hiện kiểm tra T-test với giá trị phương sai bằng nhau.
Bảng 4. 20: Kiểm định T-test giữa nam và nữ
Thống kê mô tả Giới tính N Trung bình Độ lệch chuẩn Trung bình sai số chuẩn HL 1 Nam 121 3.7789 .63014 .05729 2 Nữ 104 3.6490 .62853 .06163
Independent Samples Test
Kiểm định
Levene Kiểm định T-test
F Sig. t df Sig. (2- tailed) Chênh lệch trung bình Chênh lệch sai số chuẩn Khoảng tin cậy 95% Thấp Cao HL Phương sai bằng nhau .035 .852 1.543 223 .124 .12989 .08416 - .03596 .29574 Phương sai không bằng nhau 1.544 218.113 .124 .12989 .08414 - .03595 .29573 Nguồn: Kết quả xử lý SPSS
Kết quả kiểm định T-test với sig. = 0.124 > 5%, cho thấy giả thuyết H0: không có sự khác biệt về sự hài lòng trong công việc của nhóm CCVC nam và nữ được chấp nhận. Điều này có nghĩa là không có sự khác biệt về sự hài lòng trong công việc giữa CCVC nam và nữ thuộc hệ thống Sở Tài Nguyên và Môi Trường tỉnh Bà Rịa – Vũng Tàu.
4.4.2. Kiểm định sự khác biệt về sự hài lòng trong công việc giữa các nhóm tuổi
Bảng 4. 21: Kiểm định phương sai đồng nhất giữa các nhóm tuổi (Levene test)
Levene Statistic df1 df2 Sig.
1.190 3 221 .314
Nguồn: Kết quả xử lý SPSS
Kết quả kiểm định Levene cho giá trị sig. = 0.314 > 5%, do đó giả thuyết H0: phương sai các nhóm tuổi đồng nhất, được chấp nhận. Tập dữ liệu phù hợp để thực hiện kiểm định ANOVA.
Bảng 4. 22: Kiểm định ANOVA giữa các nhóm tuổi
Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. Giữa các nhóm 1.701 3 .567 1.431 .235 Trong cùng nhóm 87.581 221 .396 Tổng 89.282 224 Nguồn: Kết quả xử lý SPSS
Kết quả kiểm định ANOVA với sig. = 0.235 > 5%, cho thấy không đủ bằng chứng thống kê để bác bỏ giả thuyết H0: không có sự khác biệt về sự hài lòng trong công việc của CCVC Sở Tài Nguyên và Môi Trường giữa các nhóm tuổi. Điều này có nghĩa là chưa đủ cơ sở thống kê để khẳng định có sự khách biệt về sự hài lòng trong công việc giữa các nhóm tuổi.
Kết quả phân tích ANOVA của các đặc tính về học vấn, thâm niên công tác cũng chủa đủ bằng chứng thống kê để khẳng định sự khác biệt về mức độ hài lòng tỏng công việc giữa các nhóm này. Do vậy có thể kết luận rằng không có sự khác biệt về mức độ hài lòng trong công việc tại Sở Tài Nguyên và Môi Trường theo các đặc tính cá nhân.
4.5. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Kết quả nghiên cứu của một số tác giả cho thấy rằng, không phải lúc nào các thành phần của mô hình nghiên cứu ban đầu cũng có tác động đến sự hài lòng của người lao động.
Nghiên cứu của Keith và John (2002) về sự hài lòng trong công việc đã cho kết quả chỉ có bốn trong sáu thành phần của mô hình có tác động đến sự hài lòng trong công việc là: Thu nhập, điều kiện vật chất, sức khỏe và các loại phúc lợi khác.
Trong nghiên cứu Trần Kim Dung (2005) mô hình nghiên cứu ban đầu gồm có 7 thành phần ảnh hưởng đến sự hài lòng của người lao động nhưng kết quả được
điều chỉnh trong điều kiện của Việt Nam còn lại 6 thành phần: Bản chất công việc, lãnh đạo, cơ hội đào tạo và thăng tiến, đồng nghiệp, tiền lương và phúc lợi. Kết quả phân tích chỉ có hai yếu tố có ảnh hưởng mạnh và có ý nghĩa thống kê đến mức độ hài lòng chung của người lao động là: cơ hội đào tạo và thăng tiến, Bản chất công việc. Trong đó bản chất công việc có ảnh hưởng mạnh nhất. Như vậy kết quả nghiên cứu của luận văn cũng góp phần khẳng định lại vai trò quan trọng của yếu tố bản chất công việc trong việc ảnh hưởng đến sự hài lòng của CCVC.
Nghiên cứu của Nguyễn Trần Thanh Bình (2009) đã đề xuất mô hình nghiên cứu ban đầu gồm 06 thành phần nhưng kết quả của nghiên cứu đã chỉ ra sự hài lòng trong công việc của người lao động tại công ty CP cơ khí chế tạo máy Long An chỉ còn lại ba thành phần: đồng nghiệp, lãnh đạo và lương. Trong đó yếu tố lương có ý nghĩa quan trọng nhất đối với mức độ thỏa mãn trong công việc. Như vậy kết quả của nghiên cứu này có sự tương đồng với nghiên cứu Nguyễn Trần Thanh Bình (2009) khi cùng chứng mình được vai trò của thành phần Đồng nghiệp và lãnh đạo có ảnh hưởng đến sự hài lòng trong công việc của CCVC.
Cũng trong lĩnh vực này, nghiên cứu của Vũ Khắc Đạt (2008) chỉ ra rằng mức độ hài lòng trong công việc của CCVC có quan hệ cùng chiều với hai yếu tố: Lãnh đạo và Công việc. Kết quả này tương đồng với nghiên cứu của tác giả khi cả hai yếu tố lãnh đạo và bản chất công việc đều có ảnh hưởng đến sự hài lòng của CCVC Sở Tài Nguyên và Môi Trường.
Nghiên cứu của Hải và Kỳ (2010), cho thấy trong số 12 yếu tố tác động đến sự hài lòng của CCVC trong công việc thì có 4 yếu tố tác động khá mạnh đên sự hài lòng của CCVC đó là yêu thích công việc (0.372), thu nhập (0.153), đào tạo hỗ trợ (0.100) và điều kiện làm việc (0.107). Kết quả này một lần nữa khẳng định vai trò của bản chất công việc trong việc ảnh hưởng đến sự hài lòng của CCVC.
Như vậy, chúng ta nhận thấy rằng tùy thuộc vào đặc điểm của từng doanh nghiệp, từng ngành nghề và từng khu vực khác nhau mà các yếu tố tác động đến sự hài lòng trong công việc cũng khác nhau. Tuy nhiên tất cả các yếu tố này đều có quan hệ mật thiết với công việc của người lao động. Kết quả của nghiên cứu này
cũng cho thấy rằng sự hài lòng của CCVC chịu tác động mạnh nhất của yếu tố Khen thưởng, tiếp theo đó là Bản chất công việc, mối Quan hệ với cấp trên và cuối cùng là mối Quan hệ với Đồng nghiệp. Trong khi đó các yếu tố còn lại như Cơ hội đào tạo và thăng tiến, Điều kiện làm việc và Thu nhập không có ảnh hưởng đến sự hài lòng của CCVC Sở Tài Nguyên và Môi Trường. Điều này khác với nghiên cứu của Nguyễn Trần Thanh Bình (2009) khi cho rằng lương là yếu tố quan trọng nhất ảnh hưởng đến sự hài lòng của CCVC. Ta có thể giải thích sự khác biệt này nằm ở sự khác biệt về không gian nghiên cứu: đối với CCVC ngân hàng Sở Tài Nguyên và Môi Trường, mặc dù thu nhập (lương) chưa thực sự cao nhưng tương đối ổn định, trong khi đó đối với CCVC của nhà máy cơ khí long an, thì lương vẫn đang là vấn đề lớn và thu hút sự quan tâm của CCVC hơn cả bởi việc trả lương ở đây phụ thuộc vào khối lượng công việc.
Thêm vào đó, kết quả của nghiên cứu này cũng khá phù hợp với những thông tin thu thập được từ những cuộc phỏng vấn với một số CCVC cũng như thực tế tại Sở Tài Nguyên và Môi Trường. Bởi lẻ, các vấn đề liên quan đến khen thưởng, sự