Bảng 4.1 : Đặc điểm mẫu khảo sát
Bảng 4.11 Kết quả phân tích nhân tố EFA cho thang đo biến độc lập
Biến Nhân tố 1 2 3 4 5 6 7 DN1 0.793 DN2 0.756 DN4 0.753 DN5 0.737 DN3 0.708 HT2 0.780 HT3 0.741 HT1 0.739 HT5 0.687 HT6 0.650 HT4 0.558 PL4 0.801 PL3 0.789 PL1 0.772 PL2 0.684 PT4 0.818 PT3 0.743 PT1 0.735 PT2 0.696 CV4 0.758 CV6 0.751 CV1 0.710 CV2 0.710 CV7 0.694 CV5 0.685 KT3 0.843 KT1 0.800 KT4 0.782 TN4 0.769 TN3 0.761 TN1 0.728 Phương sai trích lũy tiến (%) 10.931 21.596 30.840 39.545 47.905 54.974 62.039 Hệ số Eigenvalue 5.617 2.977 2.710 2.050 1.750 1.469 1.419
- Phương sai trích lũy tiến bằng 62.039 thể hiện rằng sự biến thiên của các yếu tố được phân tích có thể giải thích được 62.039% sự biến thiên của dữ liệu khảo sát ban đầu, đây là mức ý nghĩa ở mức khá.
- Hệ số Eigenvalues của yếu tố thứ 7 bằng 1.419 > 1, thể hiện sự hội tụ của phép phân tích dừng ở yếu tố thứ 7, hay kết quả phân tích cho thấy có yếu tố được trích ra từ dữ liệu khảo sát.
- Hệ số tải yếu tố của mỗi biến quan sát thể hiện các yếu tố đều lớn hơn 0.5 cho thấy rằng các biến quan sát đều thể hiện được mối ảnh hưởng với các yếu tố mà các này thể hiện.
4.4.2 Phân tích nhân tố khám phá thang đo SCK với tổ chức
Thang đo SCK với tổ chức gồm 6 biến quan sát. Sau khi đạt độ tin cậy bằng kiểm tra Cronbach’s Alpha, thang đo SCK với tổ chức còn lại 6 biến quan sát. Phân tích nhân tố khám phá EFA được sử dụng để kiểm định lại mức độ hội tụ của các biến quan sát.
Kết quả cho thấy hệ số 0. 5 < KMO = 0.877 <1 thỏa mãn điều kiện, nên phân tích EFA là phù hợp với dữ liệu thực tế. Kiểm định Bartlett’s Test có hệ số Sig = 0.0000 < 0.05, thể hiện rằng các biến quan sát có tương quan tuyến tính với yếu tố đại diện.
Bảng 4.12: Kết quả kiểm định KMO và kiểm định Bartlett
Kiểm định Kaiser - Meyer - Oklin (KMO) 0.877
Kiểm định Bartlett
Hệ số chi bình phương 2264.526
Độ tự do 406
Sig. 0.000
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS
- Phương sai trích lũy tiến bằng 58.611 thể hiện rằng sự biến thiên của các yếu tố được phân tích có thể giải thích được 58.611 % sự biến thiên của dữ liệu khảo sát ban đầu, đây là mức ý nghĩa trung bình.
- Hệ số Eigenvalues của yếu tố thứ 1 bằng 3.517 > 1 thể hiện sự hội tụ của phép phân tích dừng ở yếu tố thứ 1, hay kết quả phân tích cho thấy có 01 yếu tố được trích ra từ dữ liệu khảo sát.
- Hệ số tải của mỗi biến quan sát thể hiện các yếu tố đều lớn hơn 0.7, cho thấy rằng các biến quan sát đều thể hiện được sự ảnh hưởng với các yếu tố mà các biến này biểu diễn.
Bảng 4.13: Kết quả phân tích nhân tố EFA cho thang đo Sự cam kết
Biến Hệ số tải Biến Hệ số tải
CK1 0.793 CK4 0.770 CK6 0.792 CK3 0.733 CK5 0.787 CK2 0.714 Phương sai trích= 58.611%
Hệ số Eigenvalues = 3.517
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS
4.5 Phân tích hồi quy
Từ kết quả phân tích nhân tố khám phá cho thấy có 07 yếu tố tác động đến SCK của CC, người HĐKCT. Tiếp theo, phân tích hồi quy nhằm xác định sự tương quan tuyến tính và mức độ quan trọng của từng yếu tố ảnh hưởng đến SCK của CC, người HĐKCT khối phường tại Quận 3.
Phân tích hồi quy được thực hiện với 7 biến độc lập bao gồm: Thu nhập (TN), Chính sách phúc lợi (PL), Mối quan hệ với đồng nghiệp (DN), Sự hỗ trợ và giám sát của cấp trên (HT), Bản chất công việc (CV), Đào tạo và phát triển nghề nghiệp (PT) và Khen thưởng và ghi nhận (KT) và 01 biến phụ thuộc SCK với tổ chức (CK)
4.5.1 Kiểm định tƣơng quan
Trước khi tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính, tác giả thực hiện phân tích mối tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc và biến độc lập để chứng minh chúng có mối quan hệ với nhau.
Bảng 4.14: Kết quả kiểm định tƣơng quan giữa các biến CK DN HT TN PL KT PT CV CK 1 .381** .350** .441** .603** .146* .588** .553** TN 1 .183** .095 .168* .019 .118 .162* PL 1 .252** .088 .038 .149* .226** DN 1 .350** -.012 .284** .365** HT 1 .060 .371** .421** CV 1 .052 .039 PT 1 .339** KT 1
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS
Bảng 4.14 cho thấy yếu tố SCK với tổ chức có tương quan tuyến tính với các biến độc lập và có Sig. < 0.01, theo đó biến độc lập Phúc lợi có tương quan mạnh nhất đến biến phụ thuộc SCK. Tuy nhiên, giữa các biến độc lập cũng có hệ số tương quan khá lớn. Để xác định có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập, nghiên cứu sẽ sử dụng hệ số V.I.F
4.5.2 Phân tích hồi quy
Kết quả phân tích hồi quy nhằm xác định mức độ ảnh hưởng của từng yếu tố trong mơ hình với biến phụ thuộc là SCK với tổ chức. Các mức độ ảnh hưởng này được xác định thông qua hệ số hồi quy. Mơ hình hồi quy như sau:
CK =β0 +β1TN + β2PL + β3DN+ β4HT +β5CV+ β6PT + β7KT + α
Kết quả phân tích hồi quy tại Bảng 4.15 cho thấy giá trị R2 hiệu chỉnh là 0.674 có nghĩa là mơ hình này giải thích được 67.4% sự biến thiên của biến phụ thuộc SCK với tổ chức bị tác động bởi các biến độc lập.
Giá trị thống kê F = 65.172 tại mức ý nghĩa Sig = 0.000 < 0.05 nên có thể kết luận rằng mơ hình phù hợp với dữ liệu thực tế.
Bảng 4.15: Đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình
R R2 R2 hiệu chỉnh Giá trị F Hệ số Durbin-
Waston
0.828 0.685 0.674 65.172 2.040
Kết quả hồi quy tại Bảng 4.16 cho thấy 7 biến độc lập có mức ý nghĩa Sig. nhỏ hơn 0.05. Như vậy, các biến độc lập tương quan có ý nghĩa thống kê với biến phụ thuộc với mức ý nghĩa 5%. Độ phóng đại phương sai (VIF) của các biến độc lập đều nhỏ hơn 2, chứng tỏ khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
Bảng 4.16: Kết quả phân tích hồi quy
Mơ hình
Hệ số hồi quy chƣa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy chuẩn hóa t Sig. Hệ số Tolerance Hệ số V.I.F Giá trị B Sai số chuẩn Beta Hằng số 0.083 0.175 0.473 0.637 DN 0.146 0.027 0.218 5.452 0.000 0.938 1.067 HT 0.133 0.035 0.159 3.857 0.000 0.887 1.127 TN 0.072 0.029 0.110 2.501 0.013 0.777 1.288 PL 0.185 0.028 0.305 6.692 0.000 0.723 1.384 KT 0.061 0.025 0.094 2.414 0.01 0.992 1.008 PT 0.207 0.028 0.322 7.451 0.000 0.804 1.244 CV 0.133 0.030 0.200 4.397 0.000 0.725 1.379
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS
Theo kết quả ở Bảng 4.16 thì ta có phương trình thể hiện mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập lên biến phụ thuộc SCK với tổ chức của CC, người HĐKCT khối phường trên địa bàn Quận 3 như sau:
CK= 0.218*DN + 0.159*HT + 0.110*TN + 0.305*PL+ 0.094*KT + 0.322*PT + 0.200*CV
4.5.3 Dị tìm các vi phạm giả định cần thiết
- Kiểm định phân phối chuẩn của phần dƣ
Biểu đồ Histrogram trong hình cho thấy đường cong phân phối chuẩn có dạng hình chng, phù hợp với dạng đồ thị của phân phối chuẩn.Mơ hình hồi quy có kết quả độ lệch chuẩn =0.984 xấp xỉ gần bằng 1 và phân phối
chuẩn của phần dư (mean) = 0 rất nhỏ gần bằng 0. Vì vậy, xác định phần dư có phân phối chuẩn được chấp nhận
Hình 3.1: Biểu đồ Histogram
Nguồn: Kết quả xử lý SPSS
- Phƣơng sai của phần dƣ không đổi
Phương sai của phần dư được thể hiện trên đồ thị của phần dư chuẩn hóa theo giá trị dự báo của biến phụ thuộc kết quả đã được chuẩn hóa. Theo quan sát trên biểu đồ, thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên quanh trục 0 (tức quanh giá trị trung bình của phần dư) trong 1 phạm vi khơng đổi. Điều này có nghĩa là phương sai của phần dư là khơng đổi.
Hình 3.2: Biểu đồ P-P lot
- Phần dư chuẩn hóa phân tán ngẫu nhiên trên đồ thị, khơng tạo thành hình dạng nhất định nào. Như vậy, giá trị dự đoán và phần dư độc lập nhau và phương sai phần dư khơng đổi. Mơ hình hồi quy là phù hợp
Hình 3.3: Biểu đồ Scatter
Nguồn: Kết quả xử lý SPSS
4.5.4 Thảo luận kết quả hồi quy
Từ phương trình hồi quy trên cho thấy yếu tố “Đào tạo và phát triển nghề nghiệp” (PT) có ảnh hưởng lớn nhất đến SCK với tổ chức, tiếp theo là yếu tố “Chính sách phúc lợi” (PL), yếu tố “Mối quan hệ với đồng nghiệp” (DN), yếu tố “Bản chất công việc” (CV), yếu tố “Sự hỗ trợ và giám sát của cấp trên” (HT), yếu tố “Thu nhập” (TN) và cuối cùng là yếu tố “Khen thưởng và ghi nhận” (KT). Các nhân tố trên đều tác động cùng chiều đến SCK với tổ chức (CK).
- Giả thuyết H1: Yếu tố “Thu nhập” có tương quan đến “SCK với tổ chức”. Giả thuyết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn 0.05, với hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0.110 chứng tỏ mối quan hệ giữa “Thu nhập” và “SCK với tổ chức” là cùng chiều. Trong trường hợp các yếu tố khác khơng đổi thì khi yếu tố “Thu nhập” tăng lên 1 đơn vị thì “SCK với tổ chức” tăng lên tương ứng 0.110 đơn vị.
Bảng 4.17: Tóm tắt kiểm định giả thuyết nghiên cứu Giả Giả
thuyết Nội dung Sig.
Kết quả kiểm định
H1 Yếu tố “Thu nhập” có tác động tích cực đến “SCK với tổ chức” 0.013 Chấp nhận giả thuyết H2 Yếu tố “Chính sách phúc lợi” có tác động tích cực đến “SCK với tổ chức” 0.000 Chấp nhận giả thuyết H3 Yếu tố “Mối quan hệ với đồng nghiệp” có tác động tích cực đến “SCK với tổ chức” 0.000 Chấp nhận giả thuyết H4 Yếu tố “Sự hỗ trợ và giám sát của cấp trên” có tác động tích cực đến “SCK với tổ chức” 0.000 Chấp nhận giả thuyết H5 Yếu tố “Bản chất công việc” có tác động tích cực đến “SCK với tổ chức” 0.000 Chấp nhận
giả thuyết H6 Yếu tố “Đào tạo và phát triển nghề nghiệp” có tác động tích cực đến “SCK với tổ chức 0.000 Chấp nhận
giả thuyết H7 Yếu tố “Khen thưởng và ghi nhận” có tác động tích cực đến “SCK với tổ chức” 0.017
Chấp nhận giả thuyết
Nguồn: Tác giả tổng hợp
- Giả thuyết H2: Yếu tố “Chính sách phúc lợi” có tương quan đến “SCK với tổ chức”. Giả thuyết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn 0.05, với hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0.305 chứng tỏ mối quan hệ giữa “Chính sách phúc lợi” và “SCK với tổ chức” là cùng chiều. Vậy khi yếu tố “Chính sách phúc lợi” tăng lên 1 đơn vị thì “SCK với tổ chức” tăng lên tương ứng 0.305 đơn vị.
- Giả thuyết H3: Yếu tố “Mối quan hệ với đồng nghiệp” có tương quan đến “SCK với tổ chức”. Giả thuyết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn 0.05, với hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0.218 chứng tỏ mối quan hệ giữa “Mối quan hệ với đồng nghiệp” và “SCK với tổ chức” là cùng chiều. Vậy khi yếu tố “Mối quan hệ với đồng nghiệp” tăng lên 1 đơn vị thì “SCK với tổ chức” tăng lên tương ứng 0.218 đơn vị.
- Giả thuyết H4: Yếu tố “Sự hỗ trợ và giám sát của cấp trên” có tương quan đến “SCK với tổ chức”. Giả thuyết này được chấp nhận do giá trị Sig
nhỏ hơn 0.05, với hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0.159 chứng tỏ mối quan hệ giữa “Sự hỗ trợ và giám sát của cấp trên” và “SCK với tổ chức” là cùng chiều. Vậy khi yếu tố “Sự hỗ trợ và giám sát của cấp trên” tăng lên 1 đơn vị thì “SCK với tổ chức” tăng lên tương ứng 0.159 đơn vị.
- Giả thuyết H5: Yếu tố “Bản chất cơng việc” có tương quan đến “SCK với tổ chức”. Giả thuyết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn 0.05, với hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0.200 chứng tỏ mối quan hệ giữa “Bản chất công việc” và “SCK với tổ chức” là cùng chiều. Vậy khi yếu tố “Bản chất cơng việc” tăng lên 1 đơn vị thì “SCK với tổ chức” tăng lên tương ứng 0.200 đơn vị.
- Giả thuyết H6: Yếu tố “Đào tạo và phát triển nghề nghiệp” có tương quan đến “SCK với tổ chức”. Giả thuyết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn 0.05, với hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0.322 chứng tỏ mối quan hệ giữa “Đào tạo và phát triển nghề nghiệp” và “SCK với tổ chức” là cùng chiều. Vậy khi yếu tố “Đào tạo và phát triển nghề nghiệp” tăng lên 1 đơn vị thì “SCK với tổ chức” tăng lên tương ứng 0.322 đơn vị.
- Giả thuyết H7: Yếu tố “Khen thưởng và ghi nhận” có tương quan đến “SCK với tổ chức”. Giả thuyết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn 0.05, với hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0.094 chứng tỏ mối quan hệ giữa “Khen thưởng và ghi nhận” và “SCK với tổ chức” là cùng chiều. Vậy khi yếu tố “Khen thưởng và ghi nhận” tăng lên 1 đơn vị thì “SCK với tổ chức” tăng lên tương ứng 0.094 đơn vị.
4.6 Kiểm định sự khác biệt
Kết quả kiểm định Levene đối với phương sai giữa hai nhóm CC và người HĐKCT cho hệ số Sig = 0.000 < 0.05 nên phương sai giữa hai nhóm nam và nữ là khác nhau. Kết quả kiểm định cho giá trị Sig T-test. là 0.000 < 0.05 do đó có thể kết luận rằng có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về mức độ cam kết giữa CC và người HĐKCT.
Bảng 4.18: Sự khác biệt về sự cam kết theo vị trí cơng tác Vị trí Vị trí cơng tác N Trung bình Độ lệch chuẩn Sai số chuẩn SCK với tổ chức CC 104 3.7412 .65614 .05953 Người HĐKCT 114 3.7789 .78116 .07381 Kiểm định Independent Samples
Kiểm định Levene’s Kiểm định T - test
F Sig. t df Sig. (2-tailed) Phương sai đồng nhất 106.666 .000 8.862 218 .000 Phương sai không đồng nhất 9.311 209.742 .000
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS
Kết quả khảo sát thực tế cho thấy điểm trung bình cam kết của người HĐKCT thấp hơn điểm trung bình cam kết của CC (2.7 so với 3.28). Điều này có thể giải thích rằng tuy đảm nhận cơng việc giống như một CC nhưng chế độ, chính sách của người HĐKCT thì khơng được như CC. Trước hết đó chính là chế độ lương, đối với CC thì được thực hiện nâng lương niên hạn, nâng lương trước niên hạn theo quy định cịn đối với người HĐKCT thì họ khơng được nâng lương mà chỉ được khốn quỹ lương. Ngoài ra, trước người HĐKCT không thuộc đối tượng tham gia đối tượng Bảo hiểm xã hội bắt buộc nên khi về đến tuổi nghỉ hưu thì họ khơng được hưởng lương hưu.
4.7 Đánh giá thực trạng cam kết của công chức và ngƣời hoạt động không chuyên trách với cơ quan, tổ chức
4.7.1 Thực trạng cam kết của công chức và ngƣời hoạt động không chuyên trách với cơ quan, tổ chức chuyên trách với cơ quan, tổ chức
Cam kết với tổ chức như là sức mạnh tương đối về sự đồng nhất của các cá nhân với tổ chức và sự tham gia tích cực của cá nhân trong một tổ chức
nhất định, nó thể hiện một niền tin mạnh mẽ vào việc chấp nhận các mục tiêu và giá trị của tổ chức.
Qua kết quả khảo sát cho thấy giá trị trung bình cho mức độ cam kết của CC và người HĐKCT khối Phường ở Quận 3 là 3.01. Với mức điểm này cho thấy mức độ cam kết của CC, người HĐKCT hiện tại đang ở mức trung bình. Điều này chứng tỏ rằng các CC, người HĐKCT chưa thực sự sẵn lịng nỗ lực vào cơng việc của mình. Ngồi ra, khi mức độ cam kết của CC, người HĐKCT ở mức thấp nó khơng chỉ ảnh hưởng trực tiếp đến giải quyết cơng việc hằng ngày mà cịn ảnh hưởng trực tiếp đến ý định ở lại tổ chức của họ. Đây là điều mà lãnh đạo cơ quan cần quan tâm để có thể có những giải pháp