Số biến bị loại 0
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
Bảng 4.9 Ma trận nhân tố Nhân tố Nhân tố 1 GK1 .665 GK2 .618 GK3 .596 GK4 .839 GK5 .768 GK6 .750
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
Như vậy, thang đo đã được kiểm định thông qua hệ số cronbach alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA. Sau khi phân tích EFA cho các khái niệm trong bài nghiên cứu, có 48 biến quan sát thuộc 10 khái niệm trong mơ hình nghiên cứu, kết quả có 4 biến quan sát bị loại khỏi thang đo, còn lại 44 biến quan sát được đưa vào cho các phân tích tiếp theo, các biến quan sát được phân tích EFA chia theo nhóm biến độc lập, biến phụ thuộc và biến trung gian riêng, sau đó sẽ được thực hiện gom biến để đưa vào tính tốn các
61
4.4 Kiểm định các giả thuyết mơ hình nghiên cứu 4.4.1 Phân tích tương quan 4.4.1 Phân tích tương quan
Sau khi các biến quan sát được đưa vào các phân tích kiểm định thang đo (cronbach alpha, EFA) các biến quan sát sẽ được tiếp tục đưa vào nhằm kiểm định mối tương quan giữa các yếu tố thơng qua phân tích hệ số tương quan Pearson
Theo Hồng Trọng (2009) phân tích tương quan thơng qua hệ số tương quan hạng Pearson giúp phát hiện được mối tương quan giữa các biến với nhau, xem xét mối quan hệ giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc là cơ sở tốt để thực hiện phân tích mối quan hệ tuyến tính giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc, kỹ thuật phân tích hồi quy tuyến tính bội được thực hiện giúp kiểm định các giả thuyết nghiên cứu và ước lượng sự tác động của các yếu tố lên biến phụ thuộc, xem xét gia trị kiểm định sig của các hệ số tương quan Pearson trong việc thực hiện kiểm định mối tương quan.
Bảng 4.10 Ma trận tương quan giữa các biến trong mơ hình nghiên cứu
Hệ số tương quan Correlations
BCCVT B CNCVT B MTLV TB ĐTTT TB LTTB PLTB ĐNTB LĐTB TMTB GKTB BCCV TB Pearson Correlation 1 .228 ** .082 -.166** .116* .065 .057 .462** .213** .352** Sig. (2- tailed) .000 .154 .004 .044 .260 .319 .000 .000 .000 CNCV TB Pearson Correlation .228 ** 1 .392** .163** .354** .356** .367** .102 .461** .398** Sig. (2- tailed) .000 .000 .004 .000 .000 .000 .075 .000 .000 MTLV TB Pearson Correlation .082 .392 ** 1 .261** .436** .270** .363** .043 .667** .539** Sig. (2- tailed) .154 .000 .000 .000 .000 .000 .456 .000 .000 ĐTTT Pearson
62
Hệ số tương quan Correlations
BCCVT B CNCVT B MTLV TB ĐTTT TB LTTB PLTB ĐNTB LĐTB TMTB GKTB Sig. (2- tailed) .004 .004 .000 .002 .000 .000 .018 .000 .000 LTTB Pearson Correlation .116 * .354** .436** .176** 1 .305** .414** .132* .508** .462** Sig. (2- tailed) .044 .000 .000 .002 .000 .000 .021 .000 .000 PLTB Pearson Correlation .065 .356 ** .270** .215** .305** 1 .327** .089 .469** .380** Sig. (2- tailed) .260 .000 .000 .000 .000 .000 .120 .000 .000 ĐNTB Pearson Correlation .057 .367 ** .363** .293** .414** .327** 1 .004 .625** .590** Sig. (2- tailed) .319 .000 .000 .000 .000 .000 .941 .000 .000 LĐTB Pearson Correlation .462 ** .102 .043 -.136* .132* .089 .004 1 .172** .241** Sig. (2- tailed) .000 .075 .456 .018 .021 .120 .941 .003 .000 TMTB Pearson Correlation .213 ** .461** .667** .271** .508** .469** .625** .172** 1 .888** Sig. (2- tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .003 .000 GKTB Pearson Correlation .352 ** .398** .539** .206** .462** .380** .590** .241** .888** 1 Sig. (2- tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
Kết quả kiểm định mối tương quan giữa các yếu tố cho thấy giá trị kiểm định sig của các mối quan hệ giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc (sự thoản mãn, gắn kết trong cơng việc) đều có ý nghĩa (<0.05) nên ở độ tin cậy 95% ta có thể kết luận rằng các biến trong mơ hình nghiên cứu có mối tương quan và thích hợp để thực
63
4.4.2 Phân tích hồi quy
Theo Nguyễn Đình Thọ (2011) khi thực hiện hồi quy tuyến tính đối với các dự án nghiên cứu khoa học xã hội, hành vi nói chung cần chú hệ số R2 hiệu chỉnh, nếu hệ số này >0.4 thường mơ hình thích hợp với dữ liệu nghiên cứu và các mối quan hệ trong mơ hình thích hợp để giải thích và diễn giải các kết quả, bên cạnh đó cần chú ý các giả định hồi quy như giá trị kiểm định Durbin-waston, kiểm định ANOVA của mơ hình nghiên cứu hay các giá trị kiểm định VIF để phát hiện hiện tượng đa cộng tuyến, nếu các giả định hồi quy khơng vi phạm thì việc giải thích các kết quả sẽ chính xác hơn.
Theo Hồng Trọng (2009) khi phân tích mơ hình hồi quy, mức độ giải thích của mơ hình sẽ càng tốt khi hệ số R bình phương càng gần 1 thì mơ hình càng ý nghĩa, và càng gần 0 thì mơ hình càng giảm ý nghĩa, các giả định hồi quy cần được lưu ý như giá trị kiểm định tự tương quan, đa cộng tuyến (Vif <10), phân phối chuẩn của phần dư, sau đó chú ý các kết quả kiểm định cũng như ước lượng các yếu tố thành phần.
Mơ hình nghiên cứu của luận văn thực hiện 2 mơ hình hồi quy tuyến tính, mơ hình hồi quy tuyến tính bội thể hiện mối quan hệ giữa các yếu tố thành phần với sự thỏa mãn cơng việc (sự thỏa mãn cơng việc đóng vai trị biến phụ thuộc trong phương trình này), mơ hình hồi quy tuyến tính đơn thể hiện mối quan hệ giữa sự thõa mãn công việc và sự gắn kết cơng việc (sự gắn kết đóng vai trị biến phụ thuộc) sau đó thực hiện hồi quy tổng thể thơng qua các hệ số tác động trực tiếp để tính mức độ hợp lý hay mức độ tác động của các yếu tố lên yếu tố phụ thuộc cuối cùng.
4.4.2.1 Mơ hình hồi quy mối quan hệ giữa các yếu tố với sự thỏa mãn công việc cơng việc
Trong mơ hình hồi quy tuyến tính bội thể hiện mối quan hệ giữa các biến thành phần với sự thỏa mãn cơng việc, có 8 biến đóng vai trị là các biến độc lập thể
64
quan hệ giữa các biến thành phần lên biến phụ thuộc ta có hệ số R2 hiệu chỉnh 0.678 (khá tốt) hệ số này cho ta biết rằng 67.8% biến thiên của biến phụ thuộc (sự thoả mãn cơng việc) được giải thích bởi các biến trong mơ hình nghiên cứu, phần cịn lại do các yếu tố ngồi mơ hình giải thích, tiến hành dị tìm các giả định hồi quy.
Bảng 4.11 Mơ hình hồi quy thể hiện mối quan hệ giữa thỏa mãn công việc và các thành phần
Mơ hình
Hệ số R Hệ số R2 Hệ số R2 hiệu chỉnh
Sai số ước lượng Giá trị kiểm định Durbin-Watson
1 .829a .687 .678 .42316 2.245
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
Bảng 4.12 ANOVA mơ hình 1
Mơ hình Sum of Squares df Mean Square Trị F Trị Sig.
1
Regression 115.862 8 14.483 80.878 .000b
Residual 52.825 295 .179
Total 168.687 303
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
Bảng 4.13 Hệ số hồi quy mơ hình 1
Mơ hình Hệ số chưa
chuẩn hóa chuẩn hóa Hệ số
t Sig. Gí trị VIF B Sai số chuẩn Beta 1 (Constant) .141 .167 .844 .400 BCCV .069 .028 .094 2.473 .014 .733 1.365 CNCV .030 .030 .039 1.008 .314 .703 1.422 MTLV .313 .029 .422 10.877 .000 .706 1.416
65 Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Gí trị VIF B Sai số chuẩn Beta LT .066 .031 .083 2.125 .034 .697 1.434 PL .157 .031 .183 5.016 .000 .795 1.258 ĐN .267 .030 .350 9.021 .000 .706 1.416 LĐ .058 .027 .081 2.184 .030 .768 1.302
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
Giả định về tính độc lập phương sai:
Theo Hồng Trọng (2009) tính độc lập phương sai được tính tốn và kiểm định thông qua hệ số Durbin –Waston, với giá trị kiểm định hệ số Durbin Waston nằm trong khoảng 1-3 cho thấy giả định này không bị vi phạm, dựa vào kết quả bảng hồi quy ta thấy giá trị Durbin Waston là 2.245 gần với 2 nằm trong khoảng chấp nhận nên ta có thể kết luận giả định về tính độc lập phương sai khơng bị vi phạm.
Giả định khơng có hiện tượng đa cộng tuyến:
Theo Hồng Trọng(2009) thì giả định về đa cộng tuyến được xem xét thông qua hệ số VIF trong các ước lượng hồi quy, thường các giá trị VIF nhỏ hơn 10 thì xem như khơng có hiện tượng đa cộng tuyến và giúp cho việc giải thích các kết quả hồi quy được chính xác và an tồn hơn (đa cộng tuyến là hiện tượng các biến độc lập có mối quan hệ với nhau quá chặt chẽ), dựa vào kết quả hồi quy trong bài ta thấy rằng các giá trị VIF của các hệ số ước lượng các biến thành phần dao động trong khoảng 1.203- 1.422 (<10 rất nhiều) nên ta có thể kết luận rằng khơng có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra trong bài.
66
Giả định về phần dư có phân phối chuẩn
Theo Hoàng Trọng (2011) việc các phần dư chuẩn hóa có phân phối chuẩn là một trong những giả định hồi quy quan trọng, trong đó xem xét biểu đồ Histogram là cách phổ biến để xem xét giả thuyết này. Dựa vào kết quả biều đồ Histogram cho thấy phần dư của phương trình hồi quy thể hiện mối quan hệ các yếu tố với sự thỏa mãn cơng việc có phân phối chuẩn dạng hình chng, nên giả thuyết được đáp ứng.
(Nguồn kết quả phân tích định lượng)
Hình 4.1 Sự phân phối phần dư chuẩn hóa mơ hình mối quan hệ sự thỏa mãn
Kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Yếu tố bản chất công việc: kết quả phân tích hệ số hồi quy chuẩn hóa của yếu tố bản chất cơng việc 0.094, bên cạnh đó giá trị kiểm định của hệ số Beta là 0.0104 < 0.05 nên ở độ tin cậy 95% ta kết luận rằng bản chất cơng việc có ý nghĩa tác động đến sự thỏa mãn cơng việc của cơng nhân và có tác động cùng chiều. Khi gia tăng yếu tố bản chất cơng việc thì sự thỏa mãn cơng việc sẽ tăng lên (trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi tăng bản chất cơng việc lên 1 nhân tố thì sự thỏa mãn
67
thú vị thì sự thoả mãn cơng việc càng được gia tăng. Như vậy giả thuyết có mối quan hệ cùng chiều giữa bản chất công việc và sự thỏa mãn công việc được chấp nhận.
Yếu tố sự công nhận trong cơng việc: kết quả phân tích hồi quy cho thấy hệ số hồi quy chuẩn hóa của yếu tố này 0.039 và giá trị kiểm định sig của hệ số hồi quy là 0.314 > 0.05 nên ở độ tin cậy 95% ta có thể kết luận rằng khơng có mối quan hệ giữa sự công nhận trong công việc và sự thỏa mãn công việc của cơng nhân. Hay nói cách khác, ở độ tin cậy 95% khi sự công nhận trong công việc gia tăng hay suy giảm cũng không ảnh hưởng đến sự thỏa mãn trong công việc và như vậy giả thuyết có mối quan hệ cùng chiều giữa sự công nhận trong công việc và sự thỏa mãn công việc bị bác bỏ.
Yếu tố môi trường làm việc: dựa vào kết quả hồi quy, cho thấy giá trị hệ số Beta chuẩn hóa là 0.422 (cao nhất trong các hệ số hồi quy) hơn nữa giá trị kiểm định của hệ số Beta là 0.000 < 0.05 rất nhiều nên ở độ tin cậy 95% ta kết luận rằng mơi trường làm việc có ảnh hưởng cùng chiều đến sự thoả mãn công việc của cơng nhân. Hay nói cách khác khi mơi trường làm việc càng thú vị thì sự thỏa mãn cơng việc của công nhân càng gia tăng (trong điều kiện các yếu tố khác không đổi khi gia tăng môi trường làm việc lên 1 đơn vị thì sự thỏa mãn công việc của nhân viên tăng lên 0.422 đơn vị). Giả thuyết có mối quan hệ tích cực giữa mơi trường làm việc và sự thỏa mãn công việc được chấp nhận ở độ tin cậy 95%. Đây là yếu tố có tác động cùng chiều mạnh nhất đến sự thỏa mãn công việc của cơng nhân nên cần có những biện pháp thích hợp nhằm gia tăng sự thỏa mãn công việc thông qua yếu tố môi trường làm việc.
Yếu tố cơ hội đào tạo và thăng tiến: thơng qua kết quả hồi quy có được, giá trị của hệ số Beta là 0.025 và giá trị kiểm định sig của beta là 0.488 >0.05 rất nhiều nên ở độ tin cậy 95% ta kết luận rằng khơng có mối quan hệ giữa cơ hội đào tạo thăng tiến và sự thỏa mãn công việc. Khi cơ hội đào tạo thăng tiến có hấp dẫn hay kém hấp dẫn thì sự thỏa mãn cơng việc của công nhân cũng không thay đổi, giả
68
việc bị bác bỏ ở độ tin cậy 95% . Yếu tố chế độ lương thưởng: kết quả phân tích hồi quy cho thấy giá trị hệ số Beta là 0.083 và giá trị kiểm định hệ số Beta là 0.034 < 0.05 nên ở độ tin cậy 95% ta kết luận rằng chế độ lương thưởng phúc lợi có ảnh hưởng cùng chiều đến sự thỏa mãn công việc của công nhân (trong điều kiện các yếu tố khác không đổi khi ta tăng lương thưởng phúc lợi lên 1 đơn vị thì sự thỏa mãn cơng việc của công nhân tăng lên 0.083 đơn vị), chế độ lương thưởng phúc lợi càng thú vị thì sự thỏa mãn cơng việc của công nhân càng cao, ở độ tin cậy 95% ta chấp nhận gải thuyết có mối quan hệ tích cực giữa chế độ lương thưởng phúc lợi với sự thỏa mãn công việc của công nhân.
Yếu tố phúc lợi: kết quả phân tích hồi quy có giá trị hệ số beta chuẩn hóa của yếu tố phúc lợi lên sự thỏa mãn công việc là 0.183, giá trị kiểm định sig của hệ số Beta là 0.00 < 0.05 rất nhiều nên ở độ tin cậy 95% ta kết luận rằng chế độ phúc lợi có mối quan hệ cùng chiều đến sự thỏa mãn cơng việc. Hay có thể nói rằng khi phúc lợi càng thú vị thì sự thỏa mãn cơng việc của công nhân sẽ càng gia tăng và ngược lại. Đây là điều phù hợp với bối cảnh thực tế trong cuộc sống, giả thuyết có mối quan hệ tích cực giữa phúc lợi với sự thỏa mãn công việc được chấp nhận ở độ tin cậy 95%.
Yếu tố đồng nghiệp: dựa vào kết quả phân tích hồi quy cho thấy giá trị của hệ số beta chuẩn hóa là 0.350 và giá trị kiểm định của hệ số hồi quy có sig = 0.00 < 0.05, ở độ tin cậy 95% ta có thể kết luận rằng có mối quan hệ cùng chiều giữa đồng nghiệp và sự thoả mãn công việc. Nếu đồng nghiệp càng giúp đỡ, cởi mở, hỗ trợ thì sự thoả mãn cơng việc của công nhân càng được gia tăng và ngược lại. Như vậy, ở độ tin cậy 95% giả thuyết có sự ảnh hưởng cùng chiều giữa đồng nghiệp và sự thỏa mãn cơng việc. Đây là yếu tố có tác động mạnh thứ 2 sau yếu tố môi trường làm việc.
Yếu tố lãnh đạo: thông qua kết quả hồi quy, cho thấy hệ số beta của yếu tố lãnh đạo là 0.081, giá trị kiểm định sig là 0.03 < 0.05 nên ở độ tin cậy 95% ta có thể
69
các yếu tố khác không đổi, khi tăng lãnh đạo lên 1 đơn vị thì sự thỏa mãn công việc sẽ tăng lên 0.081 đơn vị và ngược lại, và ngược lại nếu giảm lãnh đạo 1 đơn vị thì sự thỏa mãn cơng việc cũng sẽ giảm xuống 0.081 đơn vị) hay có thể nói rằng nếu lãnh đạo càng tích cực thì sự thỏa mãn cơng việc sẽ càng gia tăng và ngược lại, ở độ tin cậy 95% giả thuyết có mối quan hệ tích cực giữa lãnh đạo và sự thỏa mãn cơng việc được chấp nhận
Sự thỏa mãn công việc = 0.141 + 0.69 bản chất công việc + 0.313 môi trường làm việc + 0.066 chế độ lương thưởng + 0.157 phúc lợi + 0.267 đồng nghiệp + 0.058 lãnh đạo
4.4.2.2 Mơ hình hồi quy thể hiện mối quan hệ giữa sự thỏa mãn công việc và gắn kết công việc và gắn kết công việc
Để thể hiện mối quan hệ giữa sự thỏa mãn cơng việc và gắn kết cơng việc, dùng mơ hình hồi quy tuyến tính đơn trong đó sự thoả mãn cơng việc đóng vai trị là biến độc lập và gắn kết cơng việc đóng vai trị là biến phụ thuộc.
Thực hiện hồi quy tuyến tính đơn với kết quả hồi quy hệ số R2 hiệu chỉnh là 0.788, cho thấy dữ liệu rất phù hợp với mơ hình nghiên cứu, 78.8% biến thiên của