6. Kết cấu của luận văn
3.3.3. Các yếu tố ảnh hưởng tới mức độ thỏa mãn công việc của nhân viên
làm việc tại Công ty TNHH Shinwon Ebenezer Việt Nam
Phần tiếp theo của đề tài nghiên cứu sẽ tiến hành kiểm định các yếu tố ảnh hưởng đến mức độ thỏa mãn công việc của nhân viên làm việc tại Công ty. Mô hình hồi quy được sử dụng để kiểm định các yếu tố ảnh hưởng đến thỏa mãn công việc. Trước khi kiểm định mô hình hồi quy, kiểm định độ tin cậy Cronbach‟s Alpha và phân tích các nhân tố được thực hiện.
3.3.3.1. Phân tích nhân tố
a. Lương và phúc lợi Công ty
Bảng dưới cho thấy trị số KMO bằng 0.842 (ở giữa 0.5 và 1) là điều kiện đủ để kết luận phân tích nhân tố là thích hợp với các dữ liệu điều tra thỏa mãn công việc.
Bảng 3.11: Phân tích nhân tố biến Lƣơng và phúc lợi KMO and Bartlett’s Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .842 Bartlett‟s Test of Sphericity Approx. Chi-Square 1.326E3
df 6
Sig. .000
Component
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative %
1 3.383 84.568 84.568 3.383 84.568 84.568
2 .296 7.389 91.957
3 .184 4.592 96.549
4 .138 3.451 100.000
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Kết quả phân tích nhân tố đối với thang đo Lương và phúc lợi cho thấy hệ số KMO = 0,842 và Sig. = 0,000 nên phân tích nhân tố là thích hợp. Điểm dừng tại giá trị Eigenvalue bằng 3.383 và tổng phương sai tích lũy = 84,568 (tổng biến thiên được giải thích) cho biết các mục hỏi trong thang đo này có thể giải thích được 84,57% biến thiên của dữ liệu
b. Biến Cơ hội đào tạo và phát triển
Bảng 3.12: Phân tích nhân tố biến Cơ hội đào tạo và phát triển KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .863 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 1.482E3
df 6
Sig. .000
Component
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings
Total
% of
Variance Cumulative % Total
% of Variance Cumulative % 1 3.477 86.914 86.914 3.477 86.914 86.914 2 .236 5.905 92.818 3 .167 4.185 97.003 4 .120 2.997 100.000
Extraction Method: Principal Component Analysis.
(Nguồn: Số liệu điều tra)
Kết quả phân tích nhân tố đối với thang đo cơ hội đào tạo và phát
thấy hệ số KMO = 0,863 và Sig. =0,000 nên phân tích nhân tố là thích hợp (Hệ số KMO >0,5 là đạt yêu cầu). Điểm dừng tại giá trị Eigenvalue bằng 3.477 và tổng phương sai tích lũy = 86,194 (tổng biến thiên được giải thích) cho biết các mục hỏi trong thang đo này có thể giải thích được 86,19% biến thiên của dữ liệu.
c. Biến Quan điểm và thái độ cấp trên
Bảng 3.13: Nhân tố biến Quan điểm và thái độ cấp trên KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .924
Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 2.048E3
df 15
Sig. .000
Component
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative %
1 4.758 79.299 79.299 4.758 79.299 79.299 2 .401 6.688 85.987 3 .286 4.759 90.746 4 .214 3.566 94.312 5 .172 2.870 97.183 6 .169 2.817 100.000
Extraction Method: Principal Component Analysis.
(Nguồn: Số liệu điều tra)
Kết quả phân tích nhân tố đối với thang đo Mối quan hệ với cấp trên
cho thấy hệ số KMO = 0,924 và Sig. = 0,000 nên phân tích nhân tố là thích hợp. Điểm dừng tại giá trị Eigenvalue bằng 4.7578 và tổng phương sai tích lũy = 79,299 (tổng biến thiên được giải thích) cho biết các mục hỏi trong thang đo này có thể giải thích được 79,30% biến thiên của dữ liệu.
d. Biến mối quan hệ đồng nghiệp
Bảng 3.14: Phân tích nhân tố biến Mối quan hệ đồng nghiệp KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .819
Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 796.599
df 6
Sig. .000
Component
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings
Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % 1 2.919 72.984 72.984 2.919 72.984 72.984 2 .562 14.042 87.027 3 .276 6.894 93.921 4 .243 6.079 100.000
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Kết quả phân tích nhân tố đối với thang đo Mối quan hệ với đồng nghiệp cho thấy hệ số KMO = 0,819 và Sig. = 0,000 nên phân tích nhân tố là thích hợp. Điểm dừng tại giá trị Eigenvalue bằng 2.919 và tổng phương sai tích lũy = 72,984 (tổng biến thiên được giải thích) cho biết các mục hỏi trong thang đo này có thể giải thích được 72,98% biến thiên của dữ liệu.
e. Tính chất công việc
Bảng 3.15: Phân tích nhân tố biến Tính chất công việc KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .762
Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 713.648
df 15
Sig. .000
Total Variance Explained (lần 1)
Component
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative %
1 2.952 49.204 49.204 2.952 49.204 49.204 2 1.031 17.177 66.381 1.031 17.177 66.381 3 .860 14.330 80.711 4 .459 7.655 88.366 5 .444 7.395 95.761 6 .254 4.239 100.000
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Total Variance Explained (lần 2)
Component
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative %
1 2.947 58.933 58.933 2.947 58.933 58.933
2 .860 17.208 76.142
3 .465 9.305 85.447
4 .455 9.100 94.546
5 .273 5.454 100.000
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Kết quả phân tích nhân tố đối với thang đo Tính chất công việc cho thấy hệ số KMO = 0,762 và Sig. = 0,000 nên phân tích nhân tố là thích hợp. Điểm dừng tại giá trị Eigenvalue bằng 2,947 và tổng phương sai tích lũy = 58,933 (tổng biến thiên được giải thích) cho biết các mục hỏi trong thang đo này có thể giải thích được 58,93% biến thiên của dữ liệu.
g. Điều kiện làm việc
Bảng 3.16: Phân tích nhân tố biến Điều kiện làm việc KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .615
Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 113.729
df 10
Sig. .000
Total Variance Explained (lần 1)
Component
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings
Total % of
Variance Cumulative % Total
% of Variance Cumulative % 1 1.657 33.137 33.137 1.657 33.137 33.137 2 1.172 23.434 56.571 1.172 23.434 56.571 3 .799 15.981 72.552 4 .711 14.227 86.779 5 .661 13.221 100.000
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Total Variance Explained (lần 2)
Component
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings
Total % of
Variance Cumulative % Total
% of Variance Cumulative % 1 1.638 40.947 40.947 1.638 40.947 40.947 2 .966 24.161 65.108 3 .712 17.788 82.896 4 .684 17.104 100.000
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Kết quả phân tích nhân tố đối với thang đo Điều kiện làm việc cho thấy hệ số KMO = 0,615 và Sig. = 0,000 nên phân tích nhân tố là thích hợp. Điểm dừng tại giá trị Eigenvalue bằng 1.638 và tổng phương sai tích lũy = 40,947 (tổng biến thiên được giải thích) cho biết các mục hỏi trong thang đo này có thể giải thích được 40,95% biến thiên của dữ liệu.
h. Biến Mức độ thỏa mãn chung
Bảng 3.17: Phân tích nhân tố Mức độ thỏa mãn chung KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .867
Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 1.072E3
df 21
Sig. .000
Component
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings
Total % of
Variance Cumulative % Total
% of Variance Cumulative % 1 3.650 52.144 52.144 3.650 52.144 52.144 2 .923 13.185 65.328 3 .849 12.126 77.454 4 .679 9.704 87.159 5 .344 4.921 92.079 6 .308 4.404 96.483 7 .246 3.517 100.000
Extraction Method: Principal Component Analysis.
(Nguồn: Số liệu điều tra)
Kết quả phân tích nhân tố đối với thang đo Thoã mãn công việc cho thấy hệ số KMO = 0,867 và Sig. = 0,000 nên phân tích nhân tố là thích hợp. Điểm dừng tại giá trị Eigenvalue bằng 3,650 và tổng phương sai tích lũy = 52,144(tổng biến thiên được giải thích) cho biết các mục hỏi trong thang đo này có thể giải thích được 52,14% biến thiên của dữ liệu.
3.3.3.2. Đánh giá độ tin cậy của thang đo (Cronbach alpha)
Cronbach‟s Alpha được sử dụng để kiểm tra độ tin cậy của các biến. Nếu nhóm các yếu tố có hệ số Cronbach‟s alpha hệ số lớn hơn 0,6 nhóm này đáp ứng các yêu cầu của mô hình. Ngoài hệ số Cronbach‟s Alpha thì hệ số tương quan biến tổng (Item - Total Correlation) cũng cần phải chú ý. Trong đó, điều kiện các hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát phải lớn hơn hoặc bằng 0.3 thì biến đó đạt yêu cầu để đưa vào phân tích.
Bảng 3.18: Giá trị và mức ý nghĩa của hệ số Cronbach’s alpha
Hệ số Conbach’s alpha Mức ý nghĩa
α ≥ 0.9 Hoàn hảo
0.8 ≤ α < 0.9 Tốt
0.6 ≤ α < 0.8 Chấp nhận
0.5 ≤ α < 0.6 Không chắc chắn
α < 0.5 Không chấp nhận
Bảng 3.19 cho thấy kết quả phân tích hệ số Cronbach‟s alpha. Dựa vào kết quả tìm được, ta thấy, hệ số Cronbach‟s alpha của biến điều kiện làm việc
nhỏ hơn 0.6 (0.58). Hệ số này nằm trong khoảng của mức ý nghĩa “Không chắc chắn”. Với kết quả như vậy, biến điều kiện làm việc không đủ mức độ tin cậy để đưa vào mô hình hồi quy.
Các biến còn lại đều thỏa mãn cả 2 yếu tố về hệ số alpha (đều lớn hơn 0.6) và tương quan biến tổng (đều lớn hơn 0.3). Vì vậy, các biến này đáp ứng được yêu cầu về độ tin cậy và có thể đưa vào mô hính hồi quy.
Bảng 3.19: Kết quả phân tích Cronbach’s alpha
Biến quan sát Tƣơng quan biến tổng
Cronbach’s alpha nếu loại biến này
Lương và phúc lợi công ty Alpha = 0.938 L1 0.818 0.932 L2 0.866 0.914 L3 0.858 0.917 L4 0.875 0.912
Cơ hội đào tạo và thăng tiến Alpha = 0.949 CH1 0.845 0.944 CH2 0.885 0.931 CH3 0.910 0.923 CH4 0.872 0.936
Quan điểm và thái độ cấp trên Alpha = 0.946 CT1 0.791 0.941 CT2 0.864 0.933 CT3 0.887 0.930 CT4 0.847 0.934 CT5 0.792 0.942 CT6 0.858 0.934
Mối quan hệ với đồng nghiệp Alpha = 0.876 ĐN1 0.796 0.816 ĐN2 0.761 0.830 ĐN3 0.588 0.893 ĐN4 0.799 0.815 Tính chất công việc Alpha = 0.748 CV1 0.637 0.665 CV2 0.621 0.820 CV3 0.651 0.665 CV4 0.699 0.641 CV5 0.591 0.690 CV6 0.438 0.727
Điều kiện làm việc Alpha = 0.58 ĐK1 0.362 0.339 ĐK2 0.172 0.473 ĐK3 0.089 0.507 ĐK4 0.371 0.354 ĐK5 0.308 0.389 Mức độ thỏa mãn chung Alpha = 0.841 TM1 0.721 0.800 TM2 0.759 0.792 TM3 0.329 0.852 TM4 0.454 0.839 TM5 0.374 0.848 TM6 0.802 0.785 TM7 0.758 0.793
3.3.3.3. Ma trân tương quan
Để kiểm định tính hợp pháp của số liệu, ma trận tương quan được kiểm định. Bảng 3.20: Ma trận tƣơng quan Luong - phuc loi Co hoi dao tao va thang tien Quan diem, thai do cap tren Quan he dong nghiep Tinh chat cong viec Muc do thoa man chung Cam ket lam viec
Luong - phuc loi 1.000 0.733 0.772 0.380 0.145 0.810 0.746
Co hoi dao tao va
thang tien 0.733 1.000 0.766 0.362 0.232 0.817 0.734
Quan diem, thai do
cap tren 0.772 0.766 1.000 0.313 0.195 0.848 0.763
Quan he dong nghiep 0.380 0.362 0.313 1.000 0.309 0.412 0.345
Tinh chat cong viec 0.145 0.232 0.195 0.209 1.000 0.119 0.178
Muc do thoa man chung 0.810 0.817 0.848 0.412 0.119 1.000 0.822
Cam ket lam viec 0.746 0.734 0.763 0.345 0.178 0.822 1.000
(Nguồn: Số liệu điều tra)
Biến độc lập lương và phúc lợi có hệ số tương quan với biến phụ tuộc là biến mức độ thỏa mãn chung là: 0.81 nên đây là mối tương quan mạnh. Bên cạnh đó, mối quan hệ giữa 2 biến này mang dấu dương của hệ tương quan có nghĩa đây là mối quan hệ cùng chiều.
Biến độc lập cơ hội đào tạo và thăng tiến có hệ số tương quan với biến phụ thuộc mức độ thỏa mãn chung là: 0.817 và mang dấu dương của hệ tương quan nên đây là mối tương quan mạnh và có mối quan hệ cùng chiều.
Biến độc lập quan điểm và thái độ cấp trên có hệ số tương quan với biến phụ thuộc mức độ thỏa mãn chung là: 0.848 và mang dấu dương của hệ tương quan nên đây là mối tương quan mạnh và có mối quan hệ cùng chiều.
Biến độc lập quan hệ đồng nghiệp có hệ số tương quan với biến phụ thuộc mức độ thỏa mãn chung là: 0.412 và mang dấu dương của hệ tương quan nên đây là mối tương quan mạnh và có mối quan hệ cùng chiều.
Biến độc lập tính chất công việc có hệ số tương quan với biến phụ thuộc mức độ thỏa mãn chung là: 0.119 và mang dấu dương của hệ tương quan nên đây là mối tương quan mạnh và có mối quan hệ cùng chiều.
Trong mô hình thứ hai thể hiện mối tương quan giữa biến độc lập la
mức độ thỏa mãn chung với biến phụ thuộc là cam kết làm việc lâu dài, ta
thấy hệ số tương giữa 2 biến này là: 0.822 và mang dấu dương của hệ tương
quan nên đây là mối tương quan mạnh và có mối quan hệ cùng chiều.
Ngoài ra, ta thấy giữa các cặp biến độc lập đều có hệ số tương quan dao động từ 0.1-0.8 nên không có hiện tượng đa cộng tuyến.
* Kết luận chung: Sau khi thực hiện kiểm định sự khác biệt, độ tin cậy, ma trận tương quan và đa cộng tuyến, ta thấy rằng biến điều kiện làm việc
không đủ độ tin cậy để đưa vào mô hình hồi quy. Các biến còn lại có điều kiện để đưa vào sử dụng cho mô hình hồi quy.
3.3.3.4. Mô hình các yếu tố ảnh hưởng tới mức độ thỏa mãn công việc
Để xác định các yếu tố ảnh hưởng tới thỏa mãn công việc mô hình hồi quy đa biến bao gồm các biến như lương và phúc lợi, cơ hộ đào tạo và thăng tiến, mối quan hệ với cấp trên, mối quan hệ với đồng nghiệp và tính chất công việc đã được kiểm định và cho kết quả như sau:
Bảng 3.21: Kết quả mô hình hồi quy 1
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the
Estimate
1 0.907a 0.823 0.821 0.42046551
a. Predictors: (Constant), Tinh chat cong viec, Quan he dong nghiep, Quan diem, thai do cap tren, Co hoi dao tao va thang tien, Luong - phuc loi
Kết quả này có giá trị R2 = 0,823; giá trị R2
cho biết rằng các biến độc lập trong mô hình có thể giải thích được 82,3% sự thay đổi của biến phụ thuộc, có nghĩa là các biến trong mô hình giải thích được 82,3% sự thỏa mãn công việc của nhân viên, còn lại là phụ thuộc vào các biến khác không nằm trong mô hình.
Bảng 3.22: Kết quả ANOVA
Model Sum of
Squares df Mean Square F Sig.
1
Regression 292.061 5 58.412 30.402 .000a
Residual 62.761 355 .177
Total 354.822 360
a. Predictors: (Constant), Tinh chat cong viec, Quan he dong nghiep, Quan diem, thai do cap tren, Co hoi dao tao va thang tien, Luong - phuc loi
b. Dependent Variable: Muc do thoa man chung
(Nguồn: Số liệu điều tra)
Nhìn vào bảng kết quả trên, ta thấy hệ số F = 30.402 và Sig = 0.00 (< 0.05), tức là mô hình hồi quy có ý nghĩa và kết quả hồi quy có thể sử dụng được.
Bảng 3.23 đưa ra kết quả hệ số của mô hình hồi quy. Hệ số VIF trong bảng hồi quy có kết quả dao động từ 1-3 vì vậy không có hiện tượng đa cộng tuyến. Mô hình có ý nghĩa và có thể tiếp tục phân tích.
Kết quả hồi quy cho thấy hệ số Sig của các biến độc lập đều nhỏ hơn 0.05 nghĩa là các biến đều có ý nghĩa ở mức độ tin cậy 95%. Như vậy, ta có thể bác bỏ giả thuyết H0 rằng không có mối quan hệ giữa các biến trong mô hình với thỏa mãn công việc của nhân viên, và chấp nhận các giải thuyết H1 với các giả thuyết từ giả thuyết 1 đến giả thuyết, rằng có mối quan hệ tuyến tính giữa các biến này với thỏa mãn công việc.
Dựa vào kết quả hồi quy, ta có thể viết lại phương trình hồi quy như sau: Y1 = 0.256*X1 + 0.298*X2 + 0.390*X3 + 0.085*X4 + 0.060*X5 Hay:
Mức độ thỏa mãn = 0.256*Lương, phụ cấp + 0.298*Cơ hội đào tạo, thăng tiến + 0.390*Quan điểm, thái độ cấp trên + 0.085*Quan hệ đồng nghiệp + 0.060*Tính chất công việc.
Bảng 3.23: Các hệ số Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. 95% Confidence Interval for B Collinearity Statistics B Std. Error Beta Lower Bound Upper
Bound Tolerance VIF
1
(Constant) 0.001 0.022 0.031 0.975 -.043 0.044
Luong - phuc loi 0.256 0.038 0.255 6.706 0.000 0.181 0.331 0.344 2.905
Co hoi dao tao
va thang tien 0.298 0.037 0.298 7.972 0.000 0.224 0.371 0.356 2.809
Quan diem, thai
do cap tren 0.390 0.040 0.390 9.781 0.000 0.312 0.469 0.313 3.194
Quan he dong
nghiep 0.085 0.025 0.085 3.475 0.001 0.037 0.134 0.840 1.191
Tinh chat cong
viec 0.060 0.022 0.060 2.679 0.008 0.016 0.104 0.986 1.014
a. Dependent Variable: Muc do thoa man chung
(Nguồn: Số liệu điều tra)
Kết quả cho thấy ở độ tin cậy 95% các biến độc lập đều ảnh hưởng đến
