Hệ số KMO = 0,767
Mức ý nghĩa của kiểm định Bartlett = 0,000
Biến quan sát Sự hài lòng
Hài lòng 39 .799 Hài lòng 40 .754 Hài lòng 38 .716 Hài lòng 37 .677 Chỉ số Eigenvalue 2,627 Phương sai trích 65,686% Cronbach’s Alpha 0,825
Do đó, thang đo sự hài lòng vẫn giữ nguyên 04 biến quan sát và đạt được độ giá trị để tiếp tục các phân tích tiếp theo.
4.3. Kiểm định mô hình nghiên cứu bằng phân tích hồi qui bội
Sau khi phân tích nhân tố, có 08 nhân tố được đưa vào kiểm định mô hình. Giá trị của nhân tố là trung bình của các các biến quan sát thành phần thuộc nhân tố đó. Phân tích tương quan Pearson được sử dụng để đánh giá sự phù hợp khi đưa các thành phần vào mô hình hồi quy. Kết quả của phân tích hồi quy sẽ được sử dụng để kiểm định các giả thuyết từ H1 đến H8 như đã mô tả ở trên.
4.3.1. Phân tích tƣơng quan
Trước khi tiến hành phân tích hồi quy bội, chúng ta phải xem xét mối tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc và từng biến độc lập, cũng như
giữa các biến độc lập với nhau. Nếu giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập có mối tương quan tuyến tính thì phân tích hồi quy được xem là phù hợp. Ngoài ra cũng cần phải lưu ý mối tương quan giữa các biến độc lập với nhau, nếu tương quan mạnh thì phải lưu ý đến hiện tượng đa cộng tuyến có thể xảy ra trong mô hình hồi quy chúng ta đang xem xét.
Theo Bảng 4.7, ta thấy có tồn tại mối tương quan giữa biến phụ thuộc (sự hài lòng của nhân viên) với các biến độc lập (Thu nhập, Quan hệ với cấp trên, Cơ hội Đào tạo và thăng tiến, quan hệ với đồng nghiệp, Bản chất công việc, Phúc lợi, Khen thưởng và Điều kiện làm việc) với mức ý nghĩa 1% và 5%. Như vậy các biến độc lập có thể đưa vào mô hình để giải thích cho sự hài lòng trong công việc của nhân viên Agribank Bà Rịa - Vũng Tàu. Ngoài ra, hệ số tương quan giữa các biến độc lập cũng đều tồn tại thấp nhất từ 0.087 đến cao nhất là 0.467 nên không gây quan ngại về hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong quá trình phân tích hồi quy. Tuy nhiên cũng cần có thêm những đánh giá khi tiến hành phân tích hồi quy để xem xét hiện tượng này.
Bảng 4. 7: Ma trận hệ số tƣơng quan giữa các biến nghiên cứu
F_SHL F_CT F_CH F_ĐK F_TN F_ĐN F_CV F_KT F_PL Hệ số tương quan F_SHL 1 .485** .443** .117* .346** .620** .353** .546** .198* F_CT .485** 1 .396** .187* .374** .467** .168* .379** .158 F_CH .443** .396** 1 .204* .396** .378** .460** .331** .304** F_ĐK .117* .187* .204* 1 .356** .087 .398** .148 .165* F_TN .346** .374** .396** .356** 1 .157 .192* .367** .083 F_ĐN .620** .467** .378** .087 .157 1 .347** .431** .276** F_CV .353** .168* .460** .398** .192* .347** 1 .200* .196* F_KT .546** .379** .331** .148 .367** .431** .200* 1 .087 F_PL .198* .158 .304** .165* .083 .276** .196* .087 1 **. Tương quan tại mức ý nghĩa 0.01 (2-tailed).
*. Tương quan tại mức ý nghĩa 0.05 (2-tailed).
Trong đó: F_SHL: Sự Hài lòng, F_CT: Quan hệ với cấp trên, F_CH: Cơ hội đào tạo và thăng tiến, F_ĐK: Điều kiện làm việc, F_TN: Thu Nhập, F_ĐN: Quan hệ với đồng nghiệp, F_CV: Bản chất công việc, F_KT: Khen thưởng, F_PL: Phúc lợi
4.3.2. Phân tích hồi quy bội
Dựa vào các kết quả phân tích ở trên, chúng ta sẽ đưa tất cả 08 biến độc lập trong mô hình nghiên cứu vào phân tích hồi quy bội bằng phương pháp đưa vào cùng một lúc (Enter)
Bảng 4.9 cho thấy, trị thống kê F được tính từ R square 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 4.8 cho thấy hệ số R bình phương hiệu chỉnh bằng 0.516 nghĩa là mô hình hồi quy tuyến tính bội đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu là 51.6%. Tức là có khoảng 51.6% biến thiên của sự hài lòng trong công việc của nhân viên Agribank Bà Rịa - Vũng Tàu được giải thích bởi 5 thành phần: Quan hệ với cấp trên, quan hệ với đồng nghiệp, bản chất công việc, thu nhập và khen thưởng.
Bảng 4. 8: Chỉ tiêu đánh giá mô hình hồi quy Model Summaryb Model Summaryb Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 .736 .541 .516 .42799 1.850 a. Predictors: (Constant), F_PL, F_TN, F_CV, F_KT, F_CT, F_ĐK, F_ĐN, F_CH b. Dependent Variable: F_SHL
Bảng 4. 9: Phân tích ANOVA trong mô hình Hồi quy ANOVAb ANOVAb Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 31.323 8 3.915 21.375 .000a Residual 26.561 145 .183 Total 57.884 153 a. Predictors: (Constant), F_PL, F_TN, F_CV, F_KT, F_CT, F_ĐK, F_ĐN, F_CH b. Dependent Variable: F_SHL
Bảng 4. 10: Hệ số hồi quy chuẩn hóa và chƣa chuẩn hóa Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std.
Error Beta Tolerance VIF 1 (Constant) .209 .341 .613 .541 F_CT .132 .066 .139 1.995 .048 .650 1.540 F_CH .066 .064 .076 1.031 .304 .588 1.701 F_ĐK -.074 .054 -.090 - 1.369 .173 .730 1.369 F_TN .091 .052 .120 1.750 .082 .669 1.496 F_ĐN .416 .085 .356 4.898 .000 .599 1.669 F_CV .110 .059 .130 1.846 .067 .637 1.570 F_KT .239 .062 .257 3.829 .000 .704 1.420 F_PL .012 .066 .012 .190 .850 .855 1.170 a. Dependent Variable: F_SHL
Kết quả xác định hệ số hồi quy của các biến độc lập được thể hiện trên Bảng 4.10 cho thấy: sự giải thích của 05 biến độc lập có ý nghĩa thống kê nhỏ hơn 0,1. Theo đó, tất cả 05 biến đều có tương quan thuận chiều với sự hài lòng của nhân viên Agribank. 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 vậy, phương trình hồi quy tuyến tính được trích theo hệ số Beta chuẩn hóa có dạng như sau:
Sự hài lòng = 0.139 Quan hệ với cấp trên + 0.120 Thu Nhập + 0.356 Quan hệ với đồng nghiệp + 0.130 Bản chất công việc + 0.257 Khen thưởng
4.3.3. Kiểm định giả thuyết
Dựa trên kết quả 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 8 giả thuyết nêu ra trong mô hình đề xuất, có 05 giả thuyết gồm: H1, H4, H5, H6 và H8 được chấp nhận ở mức ý nghĩa sig bằng hoặc nhỏ hơn 0.1.
Bảng 4. 11: Tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết nghiên cứu Giả Giả
thuyết Nội dung
Kết quả kiểm
định
H1 Mức độ hài lòng với thu nhập tăng hay giảm thì sự hài lòng chung của nhân viên đối với công việc cũng tăng hay giảm theo.
Chấp nhận
H2 Mức độ hài lòng với điều kiện làm việc có quan hệ đồng biến (cùng
tăng hoặc cùng giảm) Từ chối
H3 Mức độ hài lòng với phúc lợi tăng hay giảm thì sự hài lòng chung
của nhân viên đối với công việc cũng tăng hay giảm theo. Từ chối
H4
Mức độ hài lòng với quan hệ đồng nghiệp tăng hay giảm thì sự hài lòng chung của nhân viên đối với công việc cũng tăng hay giảm theo.
Chấp nhận
H5 Mức độ hài lòng với quan hệ cấp trên tăng hay giảm thì sự hài lòng
chung của nhân viên đối với công việc cũng tăng hay giảm theo.
Chấp nhận H6 Mức độ hài lòng với bản chất công việc có quan hệ đồng biến (cùng
tăng hoặc cùng giảm)
Chấp nhận
H7
Mức độ hài lòng với cơ hội đào tạo và thăng tiến tăng hay giảm thì sự hài lòng chung của nhân viên đối với công việc cũng tăng hay giảm theo.
Từ chối
H8 Mức độ hài lòng với khen thưởng tăng hay giảm thì sự hài lòng
chung của nhân viên đối với công việc cũng tăng hay giảm theo.
Chấp nhận
Thứ hai, mức độ ảnh hưởng (quan trọng) của từng nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng trong công việc của nhân viên Agribank Bà Rịa - Vũng Tàu dựa trên hệ số Beta chuẩn hóa được xác định như sau:
Quan hệ với Đồng nghiệp là nhân tố có ảnh hưởng mạnh 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 nhân viên Agribank tăng, giảm 0,356 đơn vị.
Khen thưởng 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 khen thưởng tăng, giảm 01 đơn vị thì sự hài lòng trong công việc của nhân viên Agribank tăng, giảm 0,257 đơn vị.
Quan hệ cấp trên là nhân tố có ảnh hưởng mạnh tiếp theo 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 nhân viên Agribank tăng, giảm 0,139 đơn vị.
Bản chất công việc là nhân tố có ảnh hưởng mạnh tiếp theo 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 nhân viên Agribank tăng, giảm 0,130 đơn vị.
Thu nhập là nhân tố có ảnh hưởng yếu nhất đến sự hài lòng trong công việc. Cụ thể là, khi sự hài lòng đối với thu nhập tăng, giảm 01 đơn vị thì sự hài lòng trong công việc của nhân viên Agribank tăng, giảm 0,120 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 4.5 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 dƣ
Giả định tính độc lập của các phần dư: Kết quả nhận được từ bảng 4.8 cho thấy đại lượng thống kê Durbin – Watson có giá trị là 1.850, 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 4.6) cho thấy phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn (trung bình mean gần bằng 0 và độ lệch chuẩn Std. = 0.974 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 4.7, 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.
Giả định không có mối tương quan giữa các biến độc lập (đo lường đa cộng tuyến):
Kết quả tại bảng 4.8 cho thấy, giá trị chấp nhận của các biến độc lập (Tolerance) đều lớn hơn 0,5 (nhỏ nhất là 0,588); độ phóng đại phương sai (VIF) đều nhỏ hơn 2 (lớn nhất là 1,701). 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 cá nhân 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 tám nhân tố lần lượt là khen thưởng, đào tạo và thăng tiến, phúc lợi, 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 4.12 cho kết quả về sự hài lòng công việc của nhân viên Agribank Bà Rịa - Vũng Tàu dựa trên dữ liệu thu thập được có giá trị trung bình là 3.7159
Bảng 4. 12: 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 F_SHL 154 2.25 5.00 3.7159 .61508 F_CT 154 2.00 5.00 3.6182 .64893 F_CH 154 1.25 5.00 3.3815 .70026 F_ĐK 154 1.00 5.00 3.2695 .75219 F_TN 154 1.00 5.00 2.7435 .80994 F_ĐN 154 2.00 5.00 3.8214 .52605 F_CV 154 1.00 5.00 3.6364 .73046 F_KT 154 1.33 5.00 3.1580 .66032 F_PL 154 1.00 5.00 4.0325 .56882
4.4.1. Kiểm định khác biệt về sự hài lòng trong công việc giữa nhân viên nam và nữ. nam và nữ.
Bảng 4. 13: Kiểm định T-test giữa nam và nữ Thống kê mô tả Thống kê mô tả Giới tính N Trung bình Độ lệch chuẩn Trung bình sai số chuẩn F_SHL 1 Nam 80 3.8031 .65566 .07331 2 Nữ 74 3.6216 .55709 .06476
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 F_SHL Phương sai bằng nhau 1.815 .180 1.844 152 .067 .18150 .09844 - .01297 .37598 Phương sai không bằng nhau 1.856 150.937 .065 .18150 .09781 - .01176 .37476 Nguồn: Kết quả xử lý SPSS
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. = 0.180 > 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.
Kết quả kiểm định T-test với sig. = 0.067 > 5%, cho thấy giả thuyết H0: không có sự khác biệt về sự hài lòng trong công việc của nhóm nhân viên nam và nữ được chấp nhận. Điều này có nghĩa là không có sự khác biệt về sự hài lòng trong công việc giữa nhân viên nam và nữ thuộc hệ thống Agribank Bà Rịa - Vũng Tàu.
4.4.2. Kiểm định sự khác biệt về sự hài lòng trong công việc giữa các nhóm tuổi tuổi
Bảng 4. 14: Kiểm định phƣơng sai đồng nhất giữa các nhóm tuổi (Levene test)
Levene Statistic df1 df2 Sig.
.027 2 151 .974
Nguồn: Kết quả xử lý SPSS
Đặt giả thuyết H0: Không có sự khác biệt phương sai giữa các nhóm tuổi.
Kết quả kiểm định Levene cho giá trị sig. = 0.974 > 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. 15: Kiểm định ANOVA giữa các nhóm tuổi
Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. Giữa các nhóm .400 2 .200 .525 .593 Trong cùng nhóm 57.484 151 .381 Tổng 57.884 153 Nguồn: Kết quả xử lý SPSS
Kết quả kiểm định ANOVA với sig. = 0.593 > 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 nhân viên Agribank giữa các nhóm tuổi. Điều này có nghĩa là chưa đủ cơ sở thống kê để khẳng định có sự khác 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 chưa đủ bằng chứng thống kê để khẳng định sự khác biệt về mức độ hài lòng trong 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 Agribank Bà Rịa - Vũng Tàu 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.