“Sự hài lịng trong cơng việc và kết quả cơng việc”
Từ biểu đồ Scatter cho thấy biến “Sự hài lịng trong cơng việc” và “Kết quả cơng việc” có mối liên hệ thuận và từ trực quan có thể nhìn thấy quan hệ 2 biến này là tuyến tính (dạng đường thẳng). Vậy, kết quả từ biểu đồ Scatter cho thấy “Sự hài lịng trong cơng việc” có quan hệ tuyến tính thuận với “ Kết quả cơng việc”. Nghĩa là nếu “Sự hài lịng trong cơng việc” càng tăng thì “Kết quả cơng việc” của công
chức sẽ càng cao.
Kiểm định sự tương quan giữa 2 biến sự hài lịng trong cơng việc và kết quả công việc:
Bảng 4.40. Kiểm định tƣơng quan 2 biến “Sự hài lịng trong cơng việc và kết quả công việc”
Với kiểm định 2 phía về sự tương quan giữa 2 biến “Sự hài lịng trong cơng việc” và “Kết quả công việc” cho kết quả: hệ số tương quan Pearson = 0,632 > 0 (dương) cho thấy, 2 biến “Sự hài lịng trong cơng việc” và “Kết quả cơng việc” có mối liên hệ cùng chiều. Và kết quả ra mức ý nghĩa (sig) = 0,000 < 1% nên kiểm định này là có ý nghĩa ở độ tin cậy 99%.
Hồi quy tuyến tính 2 biến JS vàSRP:
Bảng 4.41. Kết quả tóm tắt mơ hình giữa 2 biến “Sự hài lịng trong cơng việc và kết quả công việc” kết quả cơng việc”
Mơ hình R R2 R2 hiệu chỉnh Độ lệch chuẩn lỗi của ước lượng
1 .632a .399 .396 .62178 a. Biến độc lậpJS JS SRP JS Hệ số tương quan Pearson 1 .632 ** Sig. (2-phía) .000 Mẫu 170 170 SRP Hệ số tương quan Pearson .632 ** 1 Sig. (2-phía) .000 Mẫu 170 170
Bảng 4.42. Phân tích phƣơng sai (ANOVA) giữa biến “Sự hài lịng trong cơng việc và kết quả công việc”
Bảng 4.43. Kết quả hồi quy giữa biến sự hài lịng trong cơng việc và kết quả công việc
Mơ hình
Hệ số hồi quy chưa được chuẩn hóa
Các hệ số hồi quy chuẩn hóa
T Sig B Độ lệch chuẩn Beta 1 Hằng số 1.503 .210 7.142 .000 JS .637 .060 .632 10.566 .000 a. Biến phụ thuộc: SRP
Tiếp tục khẳng định giả thuyết H4 giữa biến “Sự hài lịng trong cơng việc” và “Kết quả công việc” là có căn cứ bằng cách chạy hồi quy 2 biến này với phần mềm SPSS 20, trong đó: “Kết quả công việc” là biến phụ thuộc và “Sự hài lịng trong cơng việc” là biến độc lập.
Kết quả hồi quy cho thấy R Square = 0,399 cho thấy mơ hình giải thích được 39.9% sự phụ thuộc hai biến
Kiểm định ANOVA về sự phù hợp của mơ hình thì có sig bằng 0,000 < 0,05
nên mơ hình có ý nghĩa ở mức tin cậy 95%, do đó các kết quả hệ số β có thể được xem xét.
Kết quả từ Bảng 4.43 cho thấy hệ số β = 0,637 lớn hơn 0 (dương). Điều này Mơ hình Tổng bình phương Df Trung bình, bình phương F Sig. 1 Hồi qui 43.159 1 43.159 111.633 .000b Phần dư 64.951 168 .387 Tổng 108.110 169 a. Biến phụ thuộc: SRP b. Biến độc lập: JS
cho thấy 2 biến “Sự hài lịng trong cơng việc” và “Kết quả cơng việc” có mối liên hệ tuyến tính thuận. Hay nói cách khác, biến “Sự hài lịng trong cơng việc” có ảnh hưởng tích cực tới “Kết quả cơng việc ” vì có hệ số β dương.
Kết luận: từ kết quả của biểu đồ Scatter, kiểm định sự tương quan và hồi quy 2 biến “Sự hài lịng trong cơng việc” và “Kết quả cơng việc” cho thấy 2 biến này có quan hệ tuyến tính cùng chiều. Nói cách khác, “Kết quả cơng việc” của công chức bị ảnh hưởng một cách tích cực bởi yếu tố “Sự hài lịng trong cơng việc” của chính họ.Vậy giả thuyết H5 đưa ra đã được kiểm định và chứngminh.
4.4.6 Kiểm định hồi quy đa biến
4.4.6.1 Hồi quy đa biến: biến phụ thuộc SRP; biến giải thích AC và HRM
Bảng 4.44. Kết quả tóm tắt mơ hình giữa 3 biến “Hoạt động quản trị nguồn nhân lực, cam kết cảm xúc và kết quả công việc”
a. Biến độc lập: AC, HRM b. Biến phụ thuộc: SRP
Bảng 4.45. Phân tích phƣơng sai (ANOVA) giữa biến hoạt động quản trị nguồn nhân lực, cam kết cảm xúc và kết quả công việc
Mơ hình R R2 R
2 hiệu chỉnh
Độ lệch chuẩn lỗi của ước lượng
Durbin – watson 1 .636a .405 .398 .62082 1.902 Mơ hình Tổng bình phương Df Trung bình, bình phương F Sig. 1 Hồi qui 43.745 2 21.872 56.749 .000b Phần dư 64.366 167 .385 Tổng 108.110 169 a. Biến phụ thuộc: SRP b. Biến độc lập: AC, HRM
Bảng 4.46 Kết quả hồi quy 3 biến “hoạt động quản trị nguồn nhân lực và cam kết cảm xúc và kết quả cơng việc”
Mơ hình
Hệ số hồi quy chưa được chuẩn hóa
Các hệ số hồi quy chuẩn hóa
T Sig.
Đa cộng tuyến
B Độ lệch
chuẩn Beta Tolerance VIF
1
Hằng số .947 .269 3.527 .001
HRM .192 .086 .165 2.230 .027 .655 1.527 AC .565 .079 .525 7.120 .000 .655 1.527
a. Biến phụ thuộc: SRP
Mơ hình hồi quy (1) : SRP = β0 + β1HRM + β2AC + α
Kết quả hồi quy cho thấy R Square = 0,405 cho thấy mơ hình giải thích được 40,5% sự biến thiên của nhân tố kết quả cơng việ được giải thích bởi 2 nhân tố cấu trúc Hoạt động quản trị nguồn nhân lực và cam kết cảm xúc
Kiểm định ANOVA về sự phù hợp của mơ hình thì có sig bằng 0,000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 5% nên mơ hình có ý nghĩa, do đó các kết quả hệ số có thể được xem xét.
Kết quả từ Bảng 4.46 cho thấy các hệ số β đều dương dẫn đến biến HRM và
AC có quan hệ đồng biến với biến SRP.
Hệ số β1 = 0,192 lớn hơn 0 (dương) nhưng sig.= 0,027< 5% nên hệ số hồiquy
của biến HRM có ý nghĩa trong mơ hình. Hệ số β2 = 0,565 lớn hơn 0 (dương) và
sig.= 0,000 < 5% nên hệ số hồi quy của biến AC có ý nghĩa trong mơhình nghiên cứu. Hay nói cách khác, “Hoạt động quản trị nguồn nhân lực” và “Cam kết cảm xúc” của cán bộ cơngchức thay đổi tăng 1 lần thì sẽ làm cho “Kết quả cơng việc” thay đổi lần lượt tăng 0,192 lần và 0,565 lần
Ngoài ra, kết quả hệ số Durbin – watson bằng 1,902 nhỏ hơn 2 mơ hình khơng bị hiện tượng tự tương quan. Kết quả hệ số VIF đều nhỏ hơn 10 các biến giải thích trong mơ hình hồi quy khơng bị hiện tượng đa cộng tuyến.
4.4.6.2 Hồi quy đa biến: biến phụ thuộc SRP; biến giải thích JS và HRM
Bảng 4.47. Kết quả tóm tắt mơ hình giữa 3 biến Hoạt động quản trị nguồn nhân lực, sự hài lòng trong cơng việc và kết quả cơng việc
Mơ hình R R2 R
2 hiệu chỉnh
Độ lệch chuẩn lỗi của
ước lượng Durbin – watson
1 .643a .413 .406 .61626 1.851
a. Biến độc lập:JS và HRM b. Biến phụ thuộc: SRP
Bảng 4.48. Phân tích phƣơng sai (ANOVA) giữa biến “hoạt động quản trị nguồn nhân lực, sự hài lịng trong cơng việc và kết quả cơng việc”
Mơ hình Tổng bình phương Df Trung bình, bình phương F Sig. 1 Hồi qui 44.688 2 22.344 58.834 .000b Phần dư 63.423 167 .380 Tổng 108.110 169 a. Biến phụ thuộc: SRP b. Biến độc lập: JS, HRM
Bảng 4.49 Kết quả hồi quy 3 biến “hoạt động quản trị nguồn nhân lực và sự hài lịng trong cơng việc và kết quả cơng việc”
Mơ hình
Hệ số hồi quy chưa được chuẩn hóa
Các hệ số hồi quy chuẩn hóa
T Sig.
Đa cộng tuyến
B Độ lệch
chuẩn Beta Tolerance VIF
1
Hằng số 1.222 .251 4.865 .000
HRM .173 .086 .148 2.006 .046 .642 1.557
JS .548 .075 .543 7.344 .000 .642 1.527
a. Biến phụ thuộc SRP
Mơ hình hồi quy (2) : SRP = β0 + β3HRM + β4JS+ α
sự biến thiên của nhân tố kết quả cơng việc được giải thích bởi 2 nhân tố cấu trúc Hoạt động quản trị nguồn nhân lực và sự hài lịng trong cơng việc
Kiểm định ANOVA về sự phù hợp của mơ hình thì có sig bằng 0,000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 5% nên mơ hình có ý nghĩa, do đó các kết quả hệ số có thể được
Kết quả từ Bảng 4.49 cho thấy các hệ số β đều dương biến HRM và JS đều có quan hệ đồng biến với biến SRP.
Kết quả phân tích các hệ số hồi quy tuyến tính cho thấy giá trị sig. tổng thể và các biến độc lập đều > 0,05 chứng tỏ các yếu tố này đều có ý nghĩa 95% trong mơ hình và đều có tác động đến Sự cam kết với tổ chức công.
Hệ số β3 = 0,173 lớn hơn 0 (dương) nhưng sig.= 0,046 < 5% nên hệ số hồiquy của biến HRM có ý nghĩa trong mơ hình . Hệ số β4 = 0,584 lớn hơn 0 (dương) và sig.= 0,000 < 5% nên hệ số hồi quy của biến JS có ý nghĩa trong mơ hình nghiên cứu. Hay nói cách khác, “Hoạt động quản trị nguồn nhân lực” và “Sự hài long trong công việc” của cán bộ công chức thay đổi tăng 1 lần thì sẽ làm cho “Kết quả cơng việc” thay đổi tăng 0,173 lần và 0,584 lần
Ngoài ra, kết quả hệ số Durbin – watson bằng 1,851 nhỏ hơn 2 mơ hình khơng bị hiện tượng tự tương quan. Kết quả hệ số VIF đều nhỏ hơn 10 các biến giải thích trong mơ hình hồi quy khơng bị hiện tượng đa cộng tuyến.
4.5 .Kiểm định giả thuyết trị trung bình “Hoạt động quản trị nguồn nhân lực” có khác nhau giữa các nhóm giới tính, độ tuổi, vị trí cơng tác và thâm niên
4.5.1 Kiểm định giả thuyết về trị trung bình “Hoạt động quản trị nguồn
nhân lực” giữa các nhóm giới tính
Sử dụng kiểm định Levene để kiểm định giả thuyết H0 rằng phương sai của 2 tổng thể bằng nhau.
Bảng 4.50 Kiểm định trung bình “hoạt động quản trị nguồn nhân lực giữa 2 nhóm giới tính”
HRM Phương sai
bằng nhau không bằng nhau Phương sai
Kiểm định Levene‟s F .288 Sig. .592 Kiểm định t-test về sự bằng nhau của các trung bình T .097 .097 Df 168 166.501 Sig. (2 phía) .923 .923
Vì giá trị Sig. của kiểm định Levene‟s ở Bảng 4.50 bằng 0.592 > 0.05 nên phương sai giữa 2 nhóm giới tính là khơng khác nhau. Do đó, sử dụng kết quả kiểm định t ở cột phương sai bằng nhau để kiểm định giả thuyết H0 rằng trung bình tổng thể giữa 2 nhóm là khơng khác nhau. Kết quả cho thấy Sig. của kiểm định t bằng 0.923 > 0.05 nên ta chấp nhận giả thuyết H0 .Kết luận, với dữ liệu khảo sát thì kết quả kiểm định cho thấy chưa có sự khác biệt có ý nghĩa về hoạt độnh quản trị nguồn nhân lực giữa 2 nhóm giới tính (với độ tin cậy 95%).
4.5.2 Kiểm định giả thuyết về trung bình “Hoạt động quản trị nguồn nhân lực” giữa các nhóm độ tuổi
Bảng 4.51 Kết quả kiểm định Levene “hoạt động quản trị nguồn nhân lực giữa các nhóm tuổi”
Thống kê
Levene df1 df2 Sig.
.433 3 166 .730
Kết quả kiểm định Levene trong Bảng 4.51 có Sig. = 0.730 > 0.05, cho thấy phương sai đánh giá về Hoạt động quản trị nguồn nhân lực giữa các nhóm tuổi là khơng khác nhau một cách có ý nghĩa. Vì vậy, kết quả phân tích ANOVA có thể sử dụng tốt.
Bảng 4.52. Kết quả kiểm định phƣơng sai (ANOVA) “hoạt động quản trị nguồn nhân lực giữa các nhóm độ tuổi”
Trên Bảng 4.52 có Sig. = 0.650 lớn hơn 0.05 nên chấp nhận giả thuyết H0. Hay nói cách khác, chưa có sự khác biệt có ý nghĩa về giá trị trung bình của Hoạt động quản trị nguồn nhân lực giữa các nhóm tuổi khác nhau ở mức ý nghĩa 5%.
4.5.3 Kiểm định giả thuyết về trị trung bình “Hoạt độnh quản trị nguồn nhân lực” giửa các nhóm vị trí cơng tác
Vì biến Vị trí cơng tác được chia làm 2 nhóm nên nghiên cứu sử dụng kiểm định Levene để kiểm định giả thuyết H0 rằng phương sai của 2 tổng thể bằng nhau. Kết quả kiểm định như sau:
Bảng 4.53: Kiểm định trung bình “hoạt động quản trị nguồn nhân lực giữa 2 nhóm vị trí cơng tác”
HRM Phương sai
bằng nhau Phương sai không bằng nhau Kiểm định Levene‟s F 2.542 Sig. .113 Kiểm định t-test về sự bằng nhau của các trung bình T .607 .533 Df 168 44.291 Sig. (2 phía) .923 .596
Vì giá trị Sig. của kiểm định Levene‟s ở Bảng 4.53 bằng 0.113 > 0.05 nên phương sai giữa 2 nhóm vị trí cơng tác là khơng khác nhau. Do đó, sử dụng kết quả kiểm định t ở cột phương sai bằng nhau để kiểm định giả thuyết H0 rằng trung bình
Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. Giữa các nhóm .782 3 .261 .549 .650 Trong các nhóm 78.875 166 .475 Tổng 79.657 169
tổng thể giữa 2 nhóm là khơng khác nhau. Kết quả cho thấy Sig. của kiểm định t bằng 0.923 > 0.05 nên ta chấp nhận giả thuyết H0 .
Kết luận, với dữ liệu khảo sát thì kết quả kiểm định cho thấy chưa có sự khácbiệt có ý nghĩa về hoạt động quản trị nguồn nhân lực giữa 2 nhóm vị trí cơng tác (với độ tin cậy 95%).
4.5.4 Kiểm định giả thuyết về trị trung bình “Hoạt động quản trị nguồn nhân lực” giữa các nhóm thâm niên cơng tác
Vì biến “ Thâm niên cơng tác” được chia làm 4 nhóm nên khi kiểm định sự khác biệt về “Hoạt động quản trị nguồn nhân lực” của các nhóm này nghiên cứu sử dụng phân tích phương sai 1 yếu tố (ANOVA).
Kết quả kiểm định như sau:
Bảng 4.54. Kết quả kiểm định Levene “hoạt động quản trị nguồn nhân lực giữa các nhóm Thâm niên cơng tác”
Thống kê
Levene Df1 Df2 Sig.
1.180 3 166 .319
Kết quả kiểm định trong Bảng 4.54 có Sig. = 0.319 > 0.05, cho thấy phương sai đánh giá về Hoạt động quản trị nguồn nhân lực giữa các nhóm thâm niên là khơng khác nhau một cách có ý nghĩa. Vì vậy, kết quả phân tích ANOVA có thể sử dụng tốt.
Bảng 4.55. Kết quả kiểm định phƣơng sai “hoạt động quản trị nguồn nhân lực giữa các nhóm thâm niên cơng tác”
Trên Bảng 4.55 có Sig. = 0.440 > 0.05 nên chấp nhận giả thuyết H0. Hay nói cách khác, với dữ liệu nghiên cứu khảo sát được thì cho thấy chưa có sự khác biệt có ý nghĩa về giá trị trung bình của Hoạt độnh quản trị nguồn nhân lực giữa các
Tổng bình phương Df Trung bình bình phương F Sig. Giữa các nhóm 1.283 3 .428 .906 .440 Trong các nhóm 78.374 166 .472 Tổng 79.657 169
nhóm thâm niên khác nhau ở mức ý nghĩa 5%.
4.6. Kiểm định giả thuyết trị trung bình “Cam kết cảm xúc” có khác nhau giữa các nhóm giới tính, độ tuổi, vị trí cơng tác và thâm niên nhau giữa các nhóm giới tính, độ tuổi, vị trí cơng tác và thâm niên
4.6.1.Kiểm định giả thuyết về trị trung bình “Cam kết cảm xúc” giữa các nhóm giới tính
Sử dụng kiểm định Levene để kiểm định giả thuyết H0 rằng phương sai của 2 tổng thể bằng nhau.
Kết quả kiểm định như sau:
Bảng 4.56 Kiểm định trung bình cam kết cảm xúc giữa 2 nhóm giới tính
AC Phương sai
bằng nhau khơng bằng nhau Phương sai
Kiểm định Levene‟s F 1.754 Sig. .187 Kiểm định t-test về sự bằng nhau của các trung bình T .721 .724 Df 168 166.167 Sig. (2 phía) .472 .470
Vì giá trị Sig. của kiểm định Levene‟s ở Bảng 4.56 bằng 0.187 > 0.05 nên phương sai giữa 2 nhóm giới tính là khơng khác nhau. Do đó, sử dụng kết quả kiểm định t ở cột phương sai bằng nhau để kiểm định giả thuyết H0 rằng trung bình tổng thể giữa 2 nhóm là khơng khác nhau. Kết quả cho thấy Sig. của kiểm định t bằng 0.472 > 0.05 nên ta chấp nhận giả thuyết H0 . Kết luận, với dữ liệu khảo sát thì kết quả kiểm định cho thấy chưa có sự khác biệt có ý nghĩa về cam kết cảm xúc giữa 2 nhóm giới tính (với độ tin cậy 95%).
4.6.2. Kiểm định giả thuyết về trung bình “Cam kết cảm xúc” giữa nhóm độ tuổi.
Vì biến “Độ tuổi” được chia làm 4 nhóm nên khi kiểm định sự khác biệt về “Cam kết cảm xúc” của các nhóm này nghiên cứu sử dụng phân tích phương sai 1
Kết quả kiểm định như sau:
Bảng 4.57 Kết quả kiểm định Levene cam kết cảm xúc giữa các nhóm độ tuổi
Thống kê
Levene Df1 Df2 Sig.
.426 3 166 .734
Kết quả kiểm định Levene trong Bảng 4.58 có Sig. = 0.734 > 0.05, cho thấy phương sai đánh giá về Cam kết cảm xúc giữa các nhóm tuổi là khơng khác nhau một cách có ý nghĩa. Vì vậy, kết quả phân tích ANOVA có thể sử dụng tốt.
Bảng 4.58 Kết quả kiểm định (ANOVA) cam kết cảm xúc giửa các nhóm độ tuổi
Trên Bảng 4.58 có Sig. = 0.362 lớn hơn 0.05 nên chấp nhận giả thuyết H0.