Đánh giá thang đo bằng hệ số tin cậy Cronbach Alpha nhằm mục đích loại bỏ những biến rác. Kết quả phân tích đ ợc thể hiện trong Bảng 4.4.
Thành phần Thu nhập gồm 05 biến quan sát là TN01, TN02, TN03, TN04 và TN05. Cả năm biến nà đều có hệ số t ơng quan biến tổng lớn hơn 0.3 n n đ ợc chấp nhận. Ngoài ra hệ số Cronbach’s lpha đạt 0.856 (lớn hơn 0.6) n n thang đo thành phần Thu nhập đạt yêu cầu. Các biến quan sát này sẽ đ ợc đ a vào phân tích nhân tố tiếp theo.
Thành phần Điều kiện làm việc gồm 05 biến quan sát là ĐK06, ĐK07, ĐK08, ĐK09 và ĐK10. Cả năm biến nà đều có hệ số t ơng quan biến tổng lớn hơn 0.3 n n đ ợc chấp nhận. Ngoài ra hệ số Cronbach’s lpha đạt 0.841 (lớn hơn 0.6) n n thang đo thành phần Điều kiện làm việc đạt yêu cầu. Các biến quan sát này sẽ đ ợc đ a vào phân tích nhân tố tiếp theo.
Thành phần Phúc lợi có hệ số Cronbach’s lpha đạt 0.731 (lớn hơn 0.6), th m vào đó các biến quan sát thuộc thang đo nà đều có hệ số t ơng quan với biến tổng lớn hơn 0.3 n n đ ợc chấp nhận. Do vậy các biến quan sát thuộc thang đo sẽ tiếp tực đ ợc đ a vào phân tích nhân tố. Thành phần Phúc lợi này gồm 04 biến quan sát là PL11, PL12, PL13 và PL14.
Thành phần Quan hệ với đồng nghiệp gồm 04 biến quan sát là ĐN15, ĐN16, ĐN17 và ĐN18. Cả bốn biến nà đều có hệ số t ơng quan biến tổng lớn hơn 0.3 n n đ ợc chấp nhận. Ngoài ra hệ số Cronbach’s lpha đạt 0.825 (lớn hơn 0.6) n n thang đo thành phần Quan hệ với đồng nghiệp đạt yêu cầu. Các biến quan sát này sẽ đ ợc đ a vào phân tích nhân tố tiếp theo.
Thành phần Quan hệ với cấp trên gồm 05 biến quan sát là CT19, CT20, CT21, CT22 và CT23. Cả năm biến nà đều có hệ số t ơng quan biến tổng lớn hơn 0.3 n n đ ợc chấp nhận. Ngoài ra hệ số Cronbach’s lpha đạt 0.859 (lớn hơn 0.6) n n
thang đo thành phần Quan hệ với cấp tr n đạt yêu cầu. Các biến quan sát này sẽ đ ợc đ a vào phân tích nhân tố tiếp theo.
Thành phần Bản chất công việc gồm 06 biến quan sát là CV24, CV25, CV26, CV27, CV28 và CV29. Cả sáu biến nà đều có hệ số t ơng quan biến tổng lớn hơn 0.3 n n đ ợc chấp nhận. Ngoài ra hệ số Cronbach’s lpha đạt 0.823 (lớn hơn 0.6) n n thang đo thành phần Bản chất công việc đạt yêu cầu. Các biến quan sát này sẽ đ ợc đ a vào phân tích nhân tố tiếp theo.
Bảng 4. 4: Hệ số Cronbach Alpha của các thành phần th ng đo
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến Tương quan biến tổng Cronbach's Alpha nếu loại biến Thành phần Thu nhập ronb ch’s lph = 0.856 TN 01 11.09 8.828 .790 .792 TN 02 11.32 9.447 .680 .823 TN 03 11.53 9.950 .693 .821 TN 04 11.25 9.899 .597 .845 TN 05 10.97 10.496 .600 .843
Thành phần Điều kiện làm việc ronb ch’s lph = 0.841
ĐK 06 12.84 7.797 .743 .779 ĐK 07 12.84 8.228 .689 .796 ĐK 08 12.93 8.237 .683 .797 ĐK 09 12.58 8.821 .662 .806 ĐK 10 13.08 9.053 .468 .857 Thành phần Phúc lợi ronb ch’s lph = 0.731 PL 11 11.64 2.859 .554 .665 PL 12 11.80 2.946 .582 .653 PL 13 12.10 2.912 .407 .760 PL 14 11.94 2.832 .606 .637
Thành phần Quan hệ với đồng nghiệp ronb ch’s lph = 0.825
ĐN 15 11.55 2.667 .651 .778
ĐN 16 11.45 2.576 .630 .789
ĐN 17 11.40 2.777 .645 .782
ĐN 18 11.45 2.524 .676 .767
Thành phần Quan hệ với cấp trên ronb ch’s lph = 0.859
CT 19 14.41 6.413 .710 .822
CT 21 14.45 6.929 .799 .802
CT 22 14.49 6.918 .733 .816
CT 23 14.46 7.766 .566 .855
Thành phần Bản chất công việc ronb ch’s lph = 0.823
CV 24 18.72 8.699 .591 .794 CV 25 18.69 7.860 .707 .767 CV 26 18.73 8.095 .661 .778 CV 27 18.40 8.451 .698 .772 CV 28 18.51 8.748 .596 .793 CV 29 18.70 10.119 .295 .849
Thành phần ơ hội đào tạo và thăng tiến ronb ch’s lph = 0.884
CH30 10.19 4.611 .764 .846
CH 31 10.29 4.417 .742 .855
CH 32 10.10 4.520 .803 .831
CH 33 10.00 4.784 .689 .873
Thành phần hen thưởng ronb ch’s lph = 0.833
KT 34 6.13 1.957 .679 .783
KT 35 6.45 1.739 .746 .714
KT 36 6.37 1.973 .657 .803
Thành phần Sự hài lòng chung ronb ch’s lph = 0.825
HL 37 11.32 3.515 .605 .799
HL 38 11.58 3.304 .637 .785
HL 39 11.44 3.059 .701 .754
HL 40 11.51 2.970 .664 .774
Thành phần Cơ hội đào tạo và thăng tiến gồm 04 biến quan sát là CH30, CH31, CH32 và CH33. Cả bốn biến nà đều có hệ số t ơng quan biến tổng lớn hơn 0.3 n n đ ợc chấp nhận. Ngoài ra hệ số Cronbach’s lpha đạt 0.884 (lớn hơn 0.6) n n thang đo thành phần Cơ hội đào tạo và thăng tiến đạt yêu cầu. Các biến quan sát này sẽ đ ợc đ a vào phân tích nhân tố tiếp theo.
Thành phần Khen th ởng gồm 03 biến quan sát là KT34, KT35 và KT36. Cả ba biến nà đều có hệ số t ơng quan biến tổng lớn hơn 0.3 n n đ ợc chấp nhận. Ngoài ra hệ số Cronbach’s lpha đạt 0.833 (lớn hơn 0.6) n n thang đo thành phần Khen th ởng đạt yêu cầu. Các biến quan sát này sẽ đ ợc đ a vào phân tích nhân tố tiếp theo.
Thành phần Hài lòng chung gồm 04 biến quan sát là HL37, HL38, HL39 và HL 40. Cả bốn biến nà đều có hệ số t ơng quan biến tổng lớn hơn 0.3 n n đ ợc chấp nhận. Ngoài ra hệ số Cronbach’s lpha đạt 0.825 (lớn hơn 0.6) n n thang đo thành phần Hài lòng chung đạt yêu cầu. Các biến quan sát này sẽ đ ợc đ a vào phân tích nhân tố tiếp theo.
4.2.2. Đánh giá độ giá trị của thang đo bằng phân tích nhân tố khám phá
EFA
Sau khi phân tích Cronbach’s lpha để kiểm tra độ tin cậy của thang đo, phân tích nhân tố khám phá đ ợc tiến hành nhằm đánh giá độ giá trị của thang đo, cụ thể là giá trị hội tụ và giá trị phân biệt. Ph ơng pháp rút trích đ ợc sử dụng để phân tích nhân tố trong nghiên cứu nà là ph ơng pháp Principal Axis Factoring với phép quay không vuông góc (Promax).
4.2.2.1. Kết quả phân tích EFA của các yếu tố độc lập
Kết quả phân tích EFA lần thứ nhất (xem phụ lục)
Chỉ số KMO là 0,821 lớn hơn 0,5 và mức ý nghĩa của kiểm định Bartlett là 0,00 nhỏ hơn 0,05, chứng tỏ dữ liệu nghiên cứu phù hợp để phân tích EFA
36 biến quan sát đo l ờng cho 08 yếu tố đ ợc rút trích vào 09 nhân tố ảnh h ởng tại Eigenvalue = 1,102 và ph ơng sai trích đạt 70,112% đồng thời, tất cả biến quan sát đ ợc rút trích vào các nhân tố đều có trọng số tải nhân tố (Factor Loading) đạt tiêu chuẩn lớn hơn 0,5 ngoại trừ các biến ĐK10, TN04, PL13 và CV29 bị loại do có trọng số < 0,5.
Kết quả phân tích EFA cho các lần tiếp theo sau đó tiếp tục loại các biến CV27 và CV28 do có trọng số tải nhân tố hoặc là nhỏ hơn 0.5 hoặc chênh lệch hệ số tải nhân tố của các biến với các nhóm nhân tố đều nhỏ hơn 0.3
Kết quả phân tích EFA Lần cuối
Chỉ số KMO là 0,815 lớn hơn 0,5; giá trị sig là 0,000 nhỏ hơn 0,05 chứng tỏ dữ liệu nghiên cứu phù hợp để phân tích EFA.
tố tại Eigenvalue = 1,037 và ph ơng sai trích đạt 72,210%, đồng thời, tất cả biến quan sát đ ợc rút trích vào các nhân tố đều có trọng số tải nhân tố (Factor Loading) đạt tiêu chuẩn lớn hơn 0,5 và ch nh lệch trọng số tải nhân tố (Factor Loading) lớn hơn 0,3.
Kết quả kiểm tra Cronbach’s lpha tất cả các thang đo đều có hệ số Cronbach’s lpha lớn hơn 0,6 đồng thời có t ơng quan biến tổng đều lớn hơn 0,3.
Bảng 4. 5: Kết quả EFA cuối cùng củ th ng đo các thành phần độc lập
Biến quan sát ác yếu tố
1 2 3 4 5 6 7 8 CT22 0.896 CT21 0.827 CT19 0.802 CT23 0.577 CT20 0.563 CH31 0.849 CH32 0.845 CH30 0.810 CH33 0.587 ĐK06 0.878 ĐK07 0.827 ĐK08 0.715 ĐK09 0.606 TN01 0.986 TN03 0.746 TN02 0.728 TN05 0.561 ĐN15 0.760 ĐN18 0.730 ĐN17 0.689 ĐN16 0.646 CV25 0.993 CV24 0.686 CV26 0.668 KT35 0.865 KT34 0.831 KT36 0.647 PL12 0.744 PL11 0.738
PL14 0.648
Cronbach’s Alpha 0.859 0.884 0.857 0.845 0.825 0.845 0.833 0.760
Extraction Method: Principal axis factoring.
Rotation Method: Promax with Kaiser Normalization.
Theo Nguy n Đình Thọ (2013) để đánh giá thang đo chúng ta cần xem xét ba thuộc tính quan trọng trong kết quả của EFA. Thứ nhất, số l ợng nhận tố rút trích đ ợc, thứ hai là trọng số nhân tố và thứ ba là tổng ph ơng sai trích.
Theo mô hình lý thuyết đề xuất có 08 thành phần độc lập với 36 biến quan sát đã đ ợc đ a vào phân tích EF , kết quả phân tích đã rút trích đ ợc 08 nhân tố. Điều này cho thấ thang đo đã rút trích đ ợc đúng với số l ợng thành phần trong mô hình lý thuyết đề xuất và đúng với kỳ vọng mà mô hình lý thuyết đã đặt ra. Nh vậy, thang đo đạt đ ợc giá trị phân biệt trên tất cả các yếu tố độc lập của mô hình.
Xem xét trọng số của các biến quan sát tải lên khái niệm t ơng ứng của lần phân tích EFA cuối cùng đều lớn hơn 0.5 và có ch nh lệch hệ số tải nhân tố của các biến với các nhóm nhân tố đều nhỏ hơn 0.3 điều này cho thấ thang đo đạt đ ợc giá trị hội tụ.
Tóm lại, kết quả phân tích EEA ở trên cho thấ thang đo các thành phần độc lập đã đạt đ ợc độ giá trị hội tụ và độ giá trị phân biệt. Kết quả nà đ ợc sử dụng cho b ớc phân tích hồi quy nhằm kiểm định các giả thuyết ở phần tiếp theo.
4.2.2.2. Kết quả phân tích EFA của biến phụ thuộc
Theo kết quả phân tích EFA tại bảng 4.6 cho thấy, hệ số KMO là 0,767 với mức ý nghĩa là 0,00 trong kiểm định Bartlett. Nh vậy, thỏa mãn điều kiện trong phân tích nhân tố khám phá. Tổng ph ơng sai trích là 65,686% lớn hơn 50% và chỉ số Eigenvalue là 2,627 lớn hơn 1. Các biến quan sát có hệ số tải lớn hơn 0,5. Điều này cho thấ thang đo đạt đ ợc giá trị phân biệt khi chỉ rút trích đúng một nhân tố nh mô hình lý thu ết đề xuất, đồng thời cũng đạt đ ợc độ giá trị hội tụ do có hệ số tải nhân tố lớn hơn 0.5, tổng ph ơng sai trích tr n 50%
Bảng 4. 6: Kết quả phân tích EFA của sự hài lòng
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 Ph ơng sai trích 65,686% Cronbach’s lpha 0,825
Do đó, thang đo sự hài lòng vẫn giữ nguyên 04 biến quan sát và đạt đ ợc độ giá trị để tiếp tục các phân tích tiếp theo.
4.3. iểm định mô hình nghiên cứu bằng phân tích hồi qui bội
Sau khi phân tích nhân tố, có 08 nhân tố đ ợc đ a 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 t ơng quan Pearson đ ợc sử dụng để đánh giá sự phù hợp khi đ a các thành phần vào mô hình hồi quy. Kết quả của phân tích hồi quy sẽ đ ợc sử dụng để kiểm định các giả thuyết từ H1 đến H8 nh đã mô tả ở trên.
4.3.1. Phân tích tương quan
Tr ớc khi tiến hành phân tích hồi quy bội, chúng ta phải xem xét mối t ơng quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc và từng biến độc lập, cũng nh giữa các biến độc lập với nhau. Nếu giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập có mối t ơng quan tuyến tính thì phân tích hồi qu đ ợc xem là phù hợp. Ngoài ra cũng cần phải l u ý mối t ơng quan giữa các biến độc lập với nhau, nếu t ơng quan mạnh thì phải l u ý đến hiện t ợng đa cộng tuyến có thể xảy ra trong mô hình hồi qu chúng ta đang xem xét.
Theo Bảng 4.7, ta thấy có tồn tại mối t ơng 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 th ởng và Điều kiện làm việc) với mức ý nghĩa 1% và 5%. Nh vậy các biến độc lập có thể đ a vào mô hình để giải thích cho sự hài lòng trong công việc của nhân viên ngân hàng Vietinbank Bà Rịa - Vũng Tàu. Ngoài ra, hệ số t ơng 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 t ợng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong quá trình phân tích hồi quy. Tu nhi n cũng cần có thêm những đánh giá khi tiến hành phân tích hồi qu để xem xét hiện t ợng này.
Bảng 4. 7: Ma trận hệ số tương qu n 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 t ơng 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
**. T ơng quan tại mức ý nghĩa 0.01 (2-tailed). *. T ơng 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 đ a tất cả 08 biến độc lập trong mô hình nghiên cứu vào phân tích hồi quy bội bằng ph ơng pháp đ a vào cùng một lúc (Enter)
Bảng 4.9 cho thấy, trị thống k F đ ợc 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 đ ợc.
Bảng 4.8 cho thấy hệ số R bình ph ơng hiệu chỉnh bằng 0.516 nghĩa là mô hình hồi quy tuyến tính bội đã xâ 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 Vietinbank Bà Rịa - Vũng Tàu đ ợc giải thích bởi 5 thành phần: Quan hệ với cấp trên, quan hệ với đồng nghiệp, bản chất công việc, thu nhập và khen th ởng.
Bảng 4. 8: 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 .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
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 hó và chư 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