D ự a trên k ết qua p h ân tích h ồ i qu y để giải thích, k iểm định các g iả th u y ết đã đưa ra trong m ô h ìn h n g h iên cứ u đề xuất.
Một là, trong số 8 g iả th u y ết n êu ra trong m ô h ìn h đề xuất, có 04 g iả th u y ết
gồm : H 4, H 5, H 6 v à H 8 được chấp n h ận ở m ức ý n g h ĩa sig bằng hoặc nhỏ h ơ n 0.05.
Bảng 4. 10: Tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết nghiên cứuGiả Giả
thuyết Nội dung
Beta chuẩn hóa Sig Kết quả kiểm định H 1 M ứ c đ ộ h à i lò n g v ớ i t iề n lư ơ n g t ă n g h a y g iả m th ì s ự h à i lò n g c h u n g c ủ a n h â n v iê n đ ố i v ớ i c ô n g v i ệ c c ũ n g t ă n g h a y g iả m th e o . .0 6 4 .3 1 6 T ừ c h ố i H 2 M ứ c đ ộ h à i lò n g v ớ i đ iề u k i ệ n là m v iệ c t ă n g h a y g iả m th ì s ự h à i lò n g c h u n g c ủ a n h â n v i ê n đ ố i v ớ i c ô n g v i ệ c c ũ n g t ă n g h a y g i ả m th e o . -.0 6 1 .2 8 7 T ừ c h ố i H 3 M ứ c đ ộ h à i lò n g v ớ i p h ú c lợ i t ă n g h a y g iả m th ì s ự h à i lò n g c h u n g c ủ a n h â n v iê n đ ố i v ớ i c ô n g v i ệ c c ũ n g t ă n g h a y g iả m th e o . .0 4 2 .4 7 7 T ừ c h ố i H4 M ứ c đ ộ h à i l ò n g v ớ i q u a n h ệ đ ồ n g n g h iệ p t ă n g h a y g iả m th ì s ự h à i lò n g c h u n g c ủ a n h â n v i ê n đ ố i v ớ i c ô n g v iệ c c ũ n g t ă n g h a y g iả m th e o . .160 .007 Chấp nhận H5 M ứ c đ ộ h à i lò n g v ớ i q u a n h ệ c ấ p tr ê n t ă n g h a y g iả m th ì s ự h à i lò n g c h u n g c ủ a n h â n v i ê n đ ố i v ớ i c ô n g v i ệ c c ũ n g t ă n g h a y g i ả m th e o . .170 .006 Chấp nhận
H6 M ứ c đ ộ h à i lò n g v ớ i b ả n c h ấ t c ô n g v iệ c t ă n g h a y g iả m th ì s ự h à i lò n g c h u n g c ủ a n h â n v i ê n đ ố i v ớ i c ô n g v i ệ c c ũ n g t ă n g h a y g i ả m th e o . .189 .001 Chấp nhận H 7 M ứ c đ ộ h à i l ò n g v ớ i c ơ h ộ i đ à o t ạ o v à t h ă n g t iế n t ă n g h a y g i ả m th ì sự h à i lò n g c h u n g c ủ a n h â n v i ê n đ ố i v ớ i c ô n g v iệ c c ũ n g t ă n g h a y g iả m th e o . .0 5 0 .4 3 6 T ừ c h ố i H8 M ứ c đ ộ h à i lò n g v ớ i k h e n t h ư ở n g t ă n g h a y g iả m th ì s ự h à i l ò n g c h u n g c ủ a n h â n v i ê n đ ố i v ớ i c ô n g v i ệ c c ũ n g t ă n g h a y g iả m th e o . .318 .000 Chấp nhận
Thứ hai, mức độ ảnh hưởng (quan trọng) của nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng
trong công việc của nhân viên BIDV trên địa bàn 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 nhân viên BIDV tăng, giảm 0,318 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 nhân viên BIDV tăng, giảm 0,189 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 BIDV tăng, giảm 0,170 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 quan hệ đồng nghiệp tăng, giảm 01 đơn vị thì sự hài lòng trong công việc của nhân viên BIDV 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 4.5 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.
thấy đại lượng thống kê Durbin - Watson có giá trị là 1.807, 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. = 0.983 gần bằng 1). Như vậy, mô hình hồi quy bội đáp ứng được giả định phần dư có phân phối chuẩn.
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.
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 4.9 cho thấy, giá trị chấp nhận của các biến độc lập (Tolerance) đều lớn hơn 0,5 (nhỏ nhất là 0,587); độ phóng đại phương sai (VIF) đều nhỏ hơn 2 (lớn nhất là 1,705). 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 cácnhân 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, tiền lương, 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 4.11 cho kết quả về sự hài lòng công
việc của nhân viên BIDV trên địa bàn tỉnh Bà Rịa-Vũng Tàu dựa trên dữ liệu thu thập được có giá trị trung bình là 3.7414