Khi xem xét độ phù hợp của mô hình, tác giả sử dụng hệ số xác định R2 (R square) để đánh giá mức độ phù hợp của mô hình nghiên cứu. Hệ số R2 đã đƣợc chứng minh là hàm không giảm theo số biến độc lập đƣợc đƣa vào mô hình; tuy nhiên, điều này cũng chứng minh không phải phƣơng trình càng có nhiều biến sẽ càng phù hợp hơn với dữ liệu. Nhƣ vậy, R2 có khuynh hƣớng là một ƣớc lƣợng lạc quan của thƣớc đo sự phù hợp của mô hình đối với dữ liệu có hơn 1 biến đƣợc giải thích trong mô hình. Kết quả hồi quy sẽ đƣợc sử dụng để kiểm định các giả thuyết từ H1 đến H6.
Phân tích hồi quy đƣợc thực hiện với 6 biến độc lập bao gồm: (1) Lãnh đạo (LĐ), (2) Cơ hội đào tạo và thăng tiến (ĐTTT), (3) Thu nhập (TN), (4) Môi trƣờng làm việc (MTLV), (5) Đồng nghiệp (ĐN), (6) Đánh giá thực hiện công việc (ĐGCV) và 1 biến phụ thuộc là Sự thỏa mãn công việc (TMCV). Phƣơng pháp thực hiện hồi quy là phƣơng pháp Enter. Kết quả ở Bảng 4.8 cho thấy mô hình hồi quy tuyến tính bội đƣa ra phù hợp với mức ý nghĩa 0,05. Hệ số R2
hiệu chỉnh = 0,569 có nghĩa là mô hình có thể giải thích đƣợc 56,9% cho tổng thể về mối liên hệ của các yếu tố tác động đến sự thỏa mãn công việc của viên chức bệnh viện YHCT Tp.HCM. Kết quả kiểm định Durbin-Watson cho trị số = 1,542 gần bằng 2, chứng
tỏ không có tƣơng quan chuỗi bậc nhất trong mô hình (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Bảng 4.8: Hệ số xác định sự phù hợp của mô hình Mô hình R R2 R 2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ƣớc lƣợng Hệ số Durbin- Watson 1 0,762a 0,581 0,569 0,52449 1,542 a. Predictors: (Constant), ĐGCV, MTLV, ĐN, TN, LĐ, ĐTTT b. Dependent Variable: TMCV (Nguồn: Trích từ kết xuất SPSS)
Kiểm định F sử dụng trong bảng phân tích phƣơng sai (ANOVA) là phép kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể. Trong Bảng 4.9, kết quả phân tích ANOVA cho thấy giá trị Sig. rất nhỏ (Sig. = 0,000), nên mô hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng đƣợc.
Bảng 4.9: Kết quả kiểm định ANOVA
ANOVAa Mô hình Tổng bình phƣơng df Bình phƣơng trung bình F Sig. 1 Regression 83,369 6 13,895 50,510 0,000b Residual 60,245 219 0,275 Total 143,615 225 a. Dependent Variable: TMCV b. Predictors: (Constant), ĐGCV, MTLV, ĐN, TN, LĐ, ĐTTT (Nguồn: Trích từ kết xuất SPSS)
Bảng 4.10: Kết quả phân tích hồi quy theo phƣơng pháp Enter Mô hình Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig.
Thống kê đa cộng tuyến
B Độ lệch chuẩn Beta Tolerance Hệ số phóng đại phƣơng sai 1 (Constant) 0,101 0,295 0,343 0,732 LĐ 0,247 0,076 0,214 3,260 0,001 0,444 2,252 ĐTTT 0,089 0,067 0,089 1,335 0,183 0,434 2,305 TN 0,290 0,063 0,282 4,612 0,000 0,514 1,946 MTLV 0,133 0,061 0,117 2,165 0,032 0,654 1,529 ĐN -0,006 0,083 -0,004 -0,077 0,939 0,582 1,719 ĐGCV 0,253 0,078 0,235 3,245 0,001 0,364 2,745 a. Dependent Variable: TMCV (Nguồn: Trích từ kết xuất SPSS) 4.6.1. Dò tìm các vi phạm giả định cần thiết
Tác giả dò tìm sự vi phạm giả định phân phối chuẩn của phần dƣ qua hai công cụ vẽ của phần mềm SPSS là biểu đồ Histogram và đồ thị P-P plot dùng phép kiểm định để test, trực giác không chắc chắn (test of normality). Nhìn vào biểu đồ Hình 4.1 ta thấy phần dƣ có phân phối chuẩn với giá trị trung bình gần bằng 0 và độ lệch chuẩn của nó gần bằng 1 (= 0,987). Nhìn vào đồ thị Hình 4.2 biểu diễn các điểm quan sát thực tế tập trung khá sát đƣờng chéo những giá trị kỳ vọng, nghĩa là dữ liệu phần dƣ có phân phối chuẩn.
Hình 4.1: Biểu đồ tần số của phần dƣ phân phối chuẩn
(Nguồn: Trích từ kết xuất SPSS)
Hình 4.2: Biểu đồ P-P plot của các điểm quan sát
Dò tìm Giả định phƣơng sai của sai số không đổi: tiêu chuẩn đánh giá: các hệ số tƣơng quan hạng (kiểm định Spearman) có mức ý nghĩa > 0,05 thì kết luận phƣơng sai của phần dƣ không đổi. Kết quả cho thấy các biến có mức ý nghĩa Sig. (2-tailed) > 0,05, vì vậy kết luận phƣơng sai của phần dƣ không đổi.
Giả định tiếp theo về tính độc lập của phần dƣ cần đƣợc kiểm định bằng đại lƣợng thống kê Durbin-Watson (d). Nếu 1 < d < 3, kết luận mô hình không có tự tƣơng quan; nếu 0 < d < 1, kết luận có tự tƣơng quan; nếu 3 < d < 4, kết luận mô hình có tự tƣơng quan âm. Dữ liệu thống kê Bảng 4.8 có đƣợc d = 1,542, tính độc lập của phần dƣ đã đƣợc bảo đảm. Nhƣ vậy, chấp nhận giả thuyết H0 là không có sự tƣơng quan chuỗi bậc nhất giữa các phần dƣ.
Xem xét sự vi phạm đa cộng tuyến của mô hình bằng tính độ chấp nhận của biến (Tolerance) và hệ số phóng đại phƣơng sai (VIF). Quy tắc là khi VIF vƣợt quá 10 thì đó là dấu hiệu của đa cộng tuyến (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Kết quả phân tích hồi quy ở Bảng 4.10 cho thấy 1 < VIF < 3, có thể khẳng định rằng hiện tƣợng đa cộng tuyến của các biến độc lập là không xảy ra, vì vậy kết quả hồi quy đƣợc giải thích an toàn.
Kiểm định mối liên hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc với biến độc lập: phân tích ANOVA ở Bảng 4.9 cho thấy F-test có Sig. = 0,000 < 0,05, đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết cho rằng tất cả các hệ số hồi quy bằng 0. Vậy mô hình tuyến tính bội đƣợc xây dựng là phù hợp với bộ dữ liệu thu thập đƣợc (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
4.6.2. Phân tích hồi quy đa biến
Kết quả phân tích hồi quy theo phƣơng pháp Enter ở Bảng 4.10 cho thấy các giá trị Sig. đều đạt yêu cầu, ngoại trừ biến ĐTTT có giá trị Sig. = 0,183 > 0,05 và biến ĐN có Sig. = 0,939 > 0,05; nghĩa là nhân tố Cơ hội đào tạo và thăng tiến và nhân tố Đồng nghiệp không có mối tƣơng quan tới sự thỏa mãn công việc của viên chức bệnh viện. Tác giả xem xét loại bỏ 02 biến này ra khỏi mô hình nghiên cứu.
Phân tích lý do loại hai biến Đồng nghiệp (ĐN) và Cơ hội đào tạo và thăng tiến (ĐTTT):
Đối với yếu tố ĐN:
Khi còn ngồi trên ghế nhà trƣờng, sinh viên ngành y đã đƣợc rèn luyện y đức song song với việc đào tạo về chuyên môn. Thêm vào đó, họ thƣờng hỗ trợ nhau khi tham gia thực tập và trực ca, kíp tại các bệnh viện. Từ đó hình thành một phần nhân cách tƣơng trợ, giúp đỡ đồng nghiệp trong công việc.
Những sinh viên tốt nghiệp về y học cổ truyền từ y sĩ, dƣợc sĩ, bác sĩ trƣớc khi tốt nghiệp và xin vào làm tại bệnh viện đều đã trải qua thời gian thực tập tại bệnh viện YHCT Tp.HCM, do đó cũng tạo đƣợc mối quan hệ thân thiết, gắn bó với các viên chức đang làm việc tại bệnh viện. Khi vào làm chính thức tại đây, việc đồng nghiệp hợp tác, chia sẻ kinh nghiệm, sẵn lòng giúp đỡ nhau có thể xem là tất yếu.
Ngoài ra, Ban Giám đốc bệnh viện đã phổ biến và thực hiện thông tƣ của Bộ Y tế về quy tắc ứng xử của công chức, viên chức, ngƣời lao động làm việc tại các cơ sở y tế. Lãnh đạo các khoa, phòng có trách nhiệm rèn luyện đạo đức, nhân cách và lối sống lành mạnh, trong sáng cho các viên chức tại khoa, phòng mình; xây dựng sự trung thực, chân thành, đoàn kết, có tinh thần hợp tác, chia sẻ trách nhiệm, giúp đỡ lẫn nhau trong nội bộ khoa, phòng mình và trong bệnh viện.
Những điều trên có thể cho thấy việc đồng nghiệp hợp tác, gắn bó, chia sẻ… đƣợc xem nhƣ trách nhiệm và nghĩa vụ của các viên chức bệnh viện. Do đó, yếu tố Đồng nghiệp không có ảnh hƣởng đáng kể đến thỏa mãn công việc của viên chức.
Đối với yếu tố ĐTTT:
Bệnh viện luôn thực hiện công tác bổ nhiệm, đề bạt, tiêu chuẩn để đƣợc bổ nhiệm theo Thông tƣ 29/2006/QĐ-BYT của Bộ Y tế quyết định về việc ban hành quy chế bổ nhiệm, bổ nhiệm lại, luân chuyển, từ chức, miễn nhiệm cán bộ, viên chức, lãnh đạo trong các đơn vị sự nghiệp trực thuộc Bộ Y tế. Do đó, viên chức luôn đƣợc tham gia vào công tác đề bạt cán bộ lãnh đạo chủ chốt.
Bệnh viện đã xây dựng đề án nhân sự đến năm 2020, phấn đấu trở thành bệnh viện hạng I và đầu ngành về y học cổ truyền, do đó công tác đào tạo, đào tạo
liên tục, phát triển chuyên môn, nghiệp vụ luôn đƣợc quan tâm hàng đầu và xem nhƣ công việc thiết yếu Ban Giám đốc bệnh viện phải phấn đấu thực hiện.
Tuy nhiên, chính sách thăng tiến để đƣợc bổ nhiệm, đề bạt vẫn chƣa tạo sự tác động mạnh mẽ đối với viên chức. Khi làm việc trong các đơn vị sự nghiệp của nhà nƣớc, việc bổ nhiệm mới và bổ nhiệm lại vẫn chủ yếu dựa vào chủ quan, cảm quan của việc đánh giá con ngƣời, đánh giá công việc thực hiện. Do đó, viên chức đã đƣợc bổ nhiệm làm cán bộ lãnh đạo thì gần nhƣ sẽ đƣợc bổ nhiệm lại hoặc luân chuyển đến một vị trí lãnh đạo khoa, phòng khác ở chức vụ tƣơng tự hoặc cao hơn. Nếu Ban Giám đốc bệnh viện xây dựng quy trình thi tuyển và có chính sách quy định hình thức thi tuyển cho các vị trí quản lý của bệnh viện, có sự giám sát công khai của Sở Y tế, Ban Thanh tra nhân dân, đại diện viên chức… sẽ tạo thêm nhiều động lực phấn đấu, phát triển cá nhân để đƣợc thăng tiến của viên chức.
Với những vấn đề nhƣ trên có thể nhận thấy yếu tố Cơ hội đào tạo và thăng tiến không có sự tác động đến thỏa mãn công việc của viên chức bệnh viện.
Mô hình hồi quy còn lại 4 biến, Bảng 4.10 cho thấy các hệ số Beta của các biến: Lãnh đạo (LĐ), Thu nhập (TN), Môi trƣờng làm việc (MTLV), Đánh giá thực hiện công việc (ĐGCV) đều có tác động đến sự thỏa mãn công việc của viên chức. Trong đó, biến độc lập có hệ số Beta cao nhất là TN, tác động mạnh nhất đến sự thỏa mãn công việc của viên chức, tiếp theo lần lƣợt là các biến ĐGCV, LĐ, MTLV.
Phƣơng trình hồi quy có hệ số đã chuẩn hóa:
Y = 0,101 + 0,214 LĐ + 0,282 TN + 0,117 MTLV + 0,235 ĐGCV
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy TN là nhân tố có tác động lớn nhất đến mức độ thỏa mãn công việc của viên chức bệnh viện. Hệ số Beta của biến TN > 0 cho thấy mối quan hệ giữa nhân tố TN và TMCV là quan hệ cùng chiều. Điều đó có nghĩa khi bệnh viện trả thu nhập cao, hấp dẫn với chính sách lƣơng, thƣởng, trợ cấp công bằng, hợp lý, thỏa đáng thì viên chức sẽ nỗ lực làm việc tốt và hiệu quả hơn; nói cách khác mức độ thỏa mãn của viên chức càng cao khi mức độ thỏa mãn về thu nhập càng tăng lên. Kết quả hồi quy với Beta = 0,282, mức ý nghĩa rất thấp, nghĩa
là tăng mức độ thỏa mãn về thu nhập lớn hơn 1 đơn vị độ lệch chuẩn thì mức độ thỏa mãn công việc của viên chức tăng thêm 0,282 đơn vị. Vậy giả thuyết H3 đƣợc chấp nhận.
Nhân tố tác động mạnh thứ hai đến sự thỏa mãn công việc của viên chức là Đánh giá công việc. Kết quả hồi quy với Beta = 0,235 mang dấu dƣơng, mức ý nghĩa Sig. = 0,001, cho thấy mối quan hệ giữa nhân tố ĐGCV và TMCV là quan hệ cùng chiều; nghĩa là tăng mức độ thỏa mãn về đánh giá công việc lớn hơn 1 đơn vị độ lệch chuẩn thì mức độ thỏa mãn công việc của viên chức tăng thêm 0,235 đơn vị. Nếu công việc đƣợc đánh giá thƣờng xuyên, công bằng, chính xác, giúp cải thiện và nâng cao năng lực làm việc… thì mức độ thỏa mãn công việc của viên chức cũng sẽ tăng lên. Vậy giả thuyết H6 đƣợc chấp nhận.
Nhân tố tác động mạnh thứ ba đến sự thỏa mãn công việc của viên chức là Lãnh đạo, với hệ số Beta = 0,214 mang dấu dƣơng, Sig. = 0,001, cho thấy LĐ có quan hệ cùng chiều với TMCV; nghĩa là khi giá trị của LĐ tăng lên thì mức độ thỏa mãn công việc của viên chức cũng tăng lên. Vậy giả thuyết H1 đƣợc chấp nhận.
Nhân tố cuối cùng tác động đến sự thỏa mãn công việc của viên chức là Môi trƣờng làm việc, với hệ số Beta = 0,117 mang dấu dƣơng, Sig. = 0,032, cho thấy MTLV và TMCV quan hệ cùng chiều; nghĩa là khi giá trị của MTLV tăng thì mức độ thỏa mãn công việc của viên chức cũng tăng theo. Vậy giả thuyết H4 đƣợc chấp nhận.
4.6.3. Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Từ các kết quả phân tích hồi quy, kết quả kiểm định các giả thuyết của mô hình nghiên cứu đƣợc trình bày ở Bảng 4.11.
Bảng 4.11: Kết quả kiểm định các giả thuyết
Giả thuyết Nội dung giả thuyết Kỳ vọng Kết quả
H1 Lãnh đạo ảnh hƣởng đến sự thỏa mãn
công việc của viên chức (+)
Chấp nhận P = 0,001 H2 Cơ hội đào tạo và thăng tiến ảnh hƣởng
đến sự thỏa mãn công việc của viên chức (+)
Bác bỏ P = 0,183 H3 Thu nhập ảnh hƣởng đến sự thỏa mãn
công việc của viên chức (+)
Chấp nhận P = 0,000 H4 Môi trƣờng làm việc ảnh hƣởng đến sự
thỏa mãn công việc của viên chức (+)
Chấp nhận P = 0,032 H5 Đồng nghiệp ảnh hƣởng đến sự thỏa mãn
công việc của viên chức (+)
Bác bỏ P = 0,939 H6 Đánh giá thực hiện công việc ảnh hƣởng
đến sự thỏa mãn công việc của viên chức (+)
Chấp nhận P = 0,001
(Nguồn: Phân tích tổng hợp, 2016)
4.7. Kiểm định sự khác biệt giữa các nhóm viên chức có đặc điểm khác nhau
Mục đích của việc kiểm định nhằm xác định sự khác biệt có ý nghĩa thống kê giữa sự thỏa mãn công việc của viên chức và các nhóm viên chức có đặc điểm khác nhau về: giới tính, nhóm tuổi, trình độ chuyên môn, mức thu nhập, số năm làm việc, chức vụ .
Đối với kiểm định sự khác biệt giữa 02 nhóm nhƣ: giới tính, chức vụ, nghiên cứu sử dụng phép kiểm định giả thuyết về trị trung bình của 02 tổng thể trƣờng hợp mẫu độc lập (Independent-samples T-test). Các yếu tố còn lại gồm: nhóm tuổi, trình độ chuyên môn, mức thu nhập, số năm làm việc có từ 03 nhóm mẫu trở lên thì áp dụng phƣơng pháp phân tích phƣơng sai ANOVA một yếu tố; phƣơng pháp này phù hợp vì nó kiểm định tất cả các nhóm mẫu cùng một lúc với khả năng phạm sai lầm chỉ 5%. Kết quả chi tiết của kiểm định đƣợc trình bày ở Phụ lục 9.
4.7.1. Kiểm định khác biệt về giới tính
Kiểm định Independent-Samples T-test nhằm xác định sự khác nhau có ý nghĩa thống kê hay không giữa giới tính nam và nữ đối với việc thỏa mãn viên chức. Theo kết quả trong kiểm định Levene ở phụ lục 9.1, mức ý nghĩa Sig. = 0,108 (> 0,05) cho thấy phƣơng sai giữa hai nhóm giới tính nam và nữ không khác nhau một cách có ý nghĩa thống kê; ta sẽ sử dụng kết quả kiểm định t ở phần Equal variances assumed (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Trong kiểm định t, giá trị Sig. = 0,250 (> 0,05).
Kết luận: không có sự khác biệt có ý nghĩa về trị trung bình giữa hai nhóm giới tính trong việc đánh giá sự thỏa mãn công việc của viên chức.
4.7.2. Kiểm định khác biệt về chức vụ
Theo kết quả kiểm định sự khác biệt về chức vụ ở phụ lục 9.2, kiểm định Levene với mức ý nghĩa Sig. = 0,822 (> 0,05) cho thấy phƣơng sai giữa hai chức vụ nhân viên và quản lý không khác nhau một cách có ý nghĩa thống kê; ta sẽ sử dụng kết quả kiểm định t ở phần Equal variances assumed. Trong kiểm định t, giá trị Sig. = 0,599 (> 0,05).
Kết luận: không có sự khác biệt có ý nghĩa về trị trung bình giữa hai nhóm chức vụ trong việc đánh giá sự thỏa mãn công việc của viên chức.
4.7.3. Kiểm định khác biệt giữa những viên chức có độ tuổi khác nhau
Kết quả phân tích phƣơng sai 01 yếu tố (One-Way ANOVA) ở phụ lục 9.3, theo bảng kết quả Test of Homogeneity of Variances, kiểm định Levene với mức ý nghĩa 0,297 (> 0,05) cho thấy phƣơng sai của việc đánh giá sự thỏa mãn công việc