BC_GT CH MT TN QH OD_ TH TM BC_ GT Hệ số Pearson 1 Sig. (2-tailed) . N 235 235 CH Hệ số Pearson .594** 1 Sig. (2-tailed) .000 N 235 235 235 MT Hệ số Pearson .435** .459** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 N 235 235 235 235 TN Hệ số Pearson .513** .463** .465** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 N 235 235 235 235 235 QH Hệ số Pearson .414** .419** .445** .491** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 . N 235 235 235 235 235 235 OD_ TH Hệ số Pearson .527** .468** .463** .633** .410** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 . N 235 235 235 235 235 235 TM Hệ số Pearson .675** .632** .622** .656** .532** .766** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 235 235 235 235 235 235 235
* - Tương quan có ý nghĩa ở mức 5% (kiểm định hai phía) ** - Tương quan có ý nghĩa ở mức 1% (kiểm định hai phía)
Qua bảng phân tích hệ số Pearson ta thấy giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập có hệ số tương quan với nhau là khá cao (thấp nhất là 0.532) với mức ý nghĩa 0.01, sơ bộ nhận thấy có thể đưa các biến độc lập vào mơ hình để giải thích cho biến sự thỏa mãn trong công việc của nhân viên. Tuy nhiên, bên cạnh đó sự tương quan giữa các biến độc lập với nhau cũng khá cao nên cần lưu ý kiểm tra hiện
4.6.2 Đánh giá sự phù hợp của mơ hình hồi quy
Để đánh giá độ phù hợp của mơ hình, các nhà nghiên cứu sử dụng hệ số xác định R² (R-quare) để đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình nghiên cứu, hệ số xác định R² được chứng minh là hàm không giảm theo số biến độc lập được đưa vào mơ hình, tuy nhiên khơng phải phương trình càng có nhiều biến sẽ càng phù hợp hơn với dữ liệu, R² có khuynh hướng là một yếu tố lạc quan của thước đo sự phù hợp của mơ hình đối với dữ liệu trong trường hợp có 1 biến giải thích trong mơ hình. Như vậy, trong hồi quy tuyến tính bội thường dùng hệ số R-quare điều chỉnh để đánh giá độ phù hợp của mơ hình vì nó khơng thổi phồng mức độ phù hợp của mơ hình. Bênh cạnh đó, cần kiểm tra hiện tượng tương quan bằng hệ số Durbin – Watson (1< Durbin-Watson < 3) và khơng có hiện tượng đa cộng tuyến bằng hệ số phóng đại phương sai VIF (VIF < 10). Hệ số Beta chuẩn hoá được dùng để đánh giá mức độ quan trọng của từng nhân tố, hệ số Beta chuẩn hố của biến nào càng cao thì mức độ tác động của biến đó vào sự thỏa mãn càng lớn (được trích Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc 2007)[3].
Để thể hiện tính thuyết phục và tạo sự tin tưởng hồn tồn vào kết quả của phân tích hồi quy ta lần lượt kiểm định một số giả định sau:
- Mơ hình khơng có hiện tượng đa cộng tuyến - Các phần dư có phân phối chuẩn
- Giả định về tính độc lập của sai số (khơng có sự tương quan giữa các phần dư)
- Giả định phương sai của phần dư khơng đổi
Giả định mơ hình khơng có hiện tượng đa cộng tuyến:
Ở phần phân tích hệ số tương quan giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc và giữa các biến độc lập với nhau, ta thấy rằng giữa các biến phụ thuộc có quan hệ tương quan với các biến độc lập và cũng như giữa các biến độc lập cũng có mối tương quan với nhau. Khi mối tương quan khá chặt chẽ sẽ dễ dẫn đến hiện tượng đa cộng tuyến của mơ hình. Do vậy mà chúng ta phải dị tìm hiện tượng đa cộng tuyến
bằng cách tính độ chấp nhận của biến (Tolerance) và hệ số phóng đại phương sai (VIF).
Qua bảng kết quả phân tích từ bảng 4.13, ta thấy VIF lớn nhất chỉ bằng 1.994 do đó ta có thể kết luận mơ hình khơng có hiện tượng đa cộng tuyến. Chỉ khi nào VIF vượt quá 10 thì mơ hình mới xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến (Hồng Trọng - Chu Nguyễn Mộng Ngọc 2007) [3]
Bảng 4.13: A.Bảng tổng kết các thơng số của mơ hình và hệ số hồi quy trong mơ hình sử dụng phương pháp Enter
Mơ hình R Hệ số xác định Hệ số xác định hiệu chỉnh Độ lệch chuẩn của ước lượng Hệ số Durbin- Watson 1 .878a .771 .765 .37036 1.717 ANOVAb Mơ hình Phương sai tổng df Trung bình
phương sai F Sig.
1 Nhóm giữa 105.556 6 17.593 128.259 .000a
Nhóm giới
hạn 31.274 228 .137
B. Bảng hệ số hồi quy Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa T Mức ý nghĩ a (Sig)
Thống kê đa cộng tuyến
B Độ lệch chuẩn Beta Hệ số (Toleranc e) VIF Nhân tử phóng đại phương sai 1 (Hằng số) -.855 .153 -5.603 .000 BC_GT .199 .042 .204 4.734 .000 .540 1.852 CH .170 .046 .154 3.675 .000 .570 1.755 MT .209 .042 .195 4.952 .000 .649 1.540 TN .106 .050 .094 2.108 .036 .501 1.994 QH .094 .042 .086 2.221 .027 .671 1.491 OD_TH .468 .051 .402 9.157 .000 .521 1.919
a Biến độc lập: Thỏa mãn chung
Kết quả phân tích phương sai ANOVA cho thấy trị số thống kê F được tính từ giá trị R square của mơ hình có giá trị sig rất nhỏ (sig = 0), điều này có nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu hay các biến độc lập có quan hệ tuyến tính với biến phụ thuộc và mơ hình có thể sử dụng được.
+ Giả định về phân phối chuẩn của phần dư
Phần dư có thể khơng tn theo phân phối chuẩn vì những lý do như sau: sử dụng sai mơ hình, phương sai khơng phải là hằng số, số lượng các phần dư không đủ nhiều để phân tích… Vì vậy chúng ta thực hiện nhiều cách khảo sát khác nhau để dò tìm vi phạm. Nghiên cứu thực hiện khảo sát phân phối của phần dư bằng cách xây dựng biểu đồ tần số Histogram và biểu đồ Q-Q plot.
Đại lượng thống kê Durbin-Watson = 1.717 (bảng 4.13) cho thấy khơng có sự tương quan giữa các phần dư. Điều này có ý nghĩa là mơ hình hồi quy khơng vi phạm giả định về tính độc lập của sai số.
Nhìn vào biểu đồ tần số Histogram hình 4.6 ta thấy phần dư có phân phối chuẩn với trị trung bình mean = 0 và độ lệch chuẩn Std.Dev = 0.987 gần bằng 1, và biểu đồ tần số Q-Q Plot cũng cho ta thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng, nên ta có thể kết luận rằng giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Hình 4.7 Biểu đồ phân tán phần dư và giá trị dự đốn của mơ hình hồi quy tuyến tính
Biểu đồ phân tán giữa các phần dư và các giá trị dự đốn mà mơ hình hồi quy tuyến tính (Hình 4.7) cho ta thấy các các giá trị phần dư phân tán một cách ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đường đi qua tung độ 0 chứng tỏ rằng giả định liên hệ tuyến tính khơng bị vi phạm.
Kết quả phân tích hồi quy đa biến cho thấy cả 6 biến độc lập đều đạt mức ý nghĩa 5% (Sig. < 0.05). Hệ số Beta của 6 biến độc lập thể hiện mức độ ảnh hưởng lên biến phụ thuộc Sự thỏa mãn và mang dấu phù hợp với các giả thuyết đã đặt ra. Hệ số R2 hiệu chỉnh (Adjusted R Square) cho thấy độ tương thích của mơ hình là
0.765, hay nói cách khác 76.5% sự biến thiên của biến phụ thuộc sự thỏa mãn được giải thích bởi 6 biến độc lập Bản chất và giá trị của công việc; Sự ổn định công việc và thương hiệu ngân hàng; Môi trường làm việc; Quan hệ với cấp trên; Quan hệ đào tạo và thăng tiến, Thu nhập (xem kết quả tại bảng 4.13)
Phương trình hồi quy như sau:
Sự thỏa mãn cơng việc = 0.204 bản chất và giá trị công việc
+ 0.154 cơ hội đào tạo thăng tiến + 0.195 môi trường làm việc + 0.093 thu nhập + 0.086 quan hệ với cấp trên
+ 0.402 sự ổn định công việc và thương hiệu ngân hàng
Các hệ số hồi quy đều mang dấu dương thể hiện các yếu tố trong mơ hình hồi quy trên có quan hệ tỷ lệ thuận với sự thỏa mãn của nhân viên
Phương trình hồi quy trên chỉ ra rằng thành phần thương hiệu ngân hàng và sự ổn định cơng việc có ý nghĩa tác động đến sự thỏa mãn quan trọng nhất (Beta = 0.402) và thứ nhì là bản chất và giá trị cơng việc (Beta = 0.204) thứ ba là môi trường làm việc ( Beta = 0.195), thứ tư là cơ hội đào tạo thăng tiến (Beta = 0.154), thứ năm là thu nhập (Beta = 0.094) và cuối cùng là quan hệ với cấp trên (Beta = 0.086)
4.7 Kiểm định các giả thuyết
Sau khi sử dụng phân tích hồi quy, ta có thể kết luận về kiểm định giả thuyết của mơ hình nghiên cứu đã được điều chỉnh như sau:
- “Sự ổn định công việc và thương hiệu ngân hàng” là yếu tố ảnh hưởng lớn nhất đến mức độ thỏa mãn trong công việc của nhân viên Agribank tại TP. HCM (có hệ số hồi quy lớn nhất). Hệ số beta (= 0.402) > 0 cũng cho thấy mối quan hệ giữa yếu tố “sự ổn định công việc và thương hiệu ngân hàng” với “mức độ thỏa mãn trong công việc” là mối quan hệ cùng chiều. Nghĩa là khi nhân viên cảm thấy sự ổn định trong công việc và uy tín của ngân hàng được nâng cao thì sẽ làm họ yên tâm hơn trong cơng tác, có nghĩa là mức độ hài lịng trong cơng việc càng cao khi mức thỏa mãn về việc đánh giá càng tăng. Kết quả cho thấy trong điều kiện các nhân tố khác không thay đổi, khi nhân viên ngân hàng thỏa mãn về thương hiệu ngân hàng và sự thỏa mãn
công việc 1 đơn vị lệch chuẩn thì tác động đến sự thỏa mãn cơng việc 0.402 đơn vị lệch chuẩn. Như vậy giả thuyết H’1 được chấp nhận.
- Yếu tố thứ hai có ảnh hưởng lớn đến mức độ thỏa mãn trong công việc của nhân viên Agribank là “Bản chất và giá trị cơng việc” có sig = 0.000 (<0.05), t = 4.734 ( >1.96), và hệ số beta là 0.204 vậy nhân tố này tác động cùng chiều tới sự thỏa mãn của nhân viên ngân hàng. Trong điều kiện các nhân tố khác không thay đổi, khi nhân viên ngân hàng thỏa mãn về bản chất và giá trị công việc 1 đơn vị lệch chuẩn thì tác động đến sự thỏa mãn công việc 0.204 đơn vị lệch chuẩn. Như vậy giả thuyết H’2 được chấp nhận.
- Yếu tố “mơi trường làm việc” có sig = 0.000 (<0.05), t = 4.952 ( >1.96), và hệ số beta là 0.195 vậy nhân tố này tác động cùng chiều tới sự thỏa mãn của nhân viên ngân hàng. Trong điều kiện các nhân tố khác không thay đổi, khi nhân viên ngân hàng thỏa mãn về môi trường làm việc 1 đơn vị lệch chuẩn thì tác động đến sự thỏa mãn công việc 0.195 đơn vị lệch chuẩn. Như vậy giả thuyết H’3 được chấp nhận.
- Yếu tố “cơ hội đào tạo và thăng tiến” có sig = 0.000 (<0.05), t = 3.675 ( >1.96), và hệ số beta là 0.154 vậy nhân tố này tác động cùng chiều tới sự thỏa mãn của nhân viên ngân hàng. Trong điều kiện các nhân tố khác không thay đổi, khi nhân viên ngân hàng thỏa mãn về cơ hội đào tạo và thăng tiến 1 đơn vị lệch chuẩn thì tác động đến sự thỏa mãn cơng việc 0.154 đơn vị lệch chuẩn. Như vậy giả thuyết H’4 được chấp nhận.
- Yếu tố “thu nhập” có sig = 0.036 (<0.05), t = 2.108 ( >1.96), và hệ số beta là 0.094 vậy nhân tố này tác động cùng chiều tới sự thỏa mãn của nhân viên ngân hàng. Trong điều kiện các nhân tố khác không thay đổi, khi nhân viên ngân hàng thỏa mãn về thu nhập 1 đơn vị lệch chuẩn thì tác động đến sự thỏa mãn công việc 0.094 đơn vị lệch chuẩn. Như vậy giả thuyết H’5 được chấp nhận.
- Yếu tố “quan hệ với cấp trên” có sig = 0.027 (<0.05), t = 2.221 (>1.96), và hệ số beta là 0.86 vậy nhân tố này tác động cùng chiều tới sự thỏa mãn của nhân
viên ngân hàng. Trong điều kiện các nhân tố khác không thay đổi, khi nhân viên ngân hàng thỏa mãn về quan hệ với cấp trên 1 đơn vị lệch chuẩn thì tác động đến sự thỏa mãn công việc 0.86 đơn vị lệch chuẩn. Như vậy giả thuyết H’6 được chấp nhận.
Tóm lại cả 6 thành phần trong thang đo mơ hình điều chỉnh đều có ý nghĩa thống kê khi xem xét mối quan hệ thuận chiều giữa 6 thành phần này với sự thỏa mãn chung trong công việc của người nhân viên Agribank tại thành phố Hồ Chí Minh.
Kết quả nghiên cứu của một số tác giả cho thấy không phải lúc nào các thành phần của mơ hình nghiên cứu ban đầu cũng có sự tác động đến sự thỏa mãn của người lao động.
Theo nghiên cứu của Keith và John (2002) [16] về thỏa mãn trong công việc đã cho kết quả là chỉ có bốn trong sáu thành phần của mơ hình tác động đến thỏa mãn trong công việc là thu nhập, điều kiện vật chất, sức khỏe và các loại phúc lợi khác. Cũng trong lĩnh vực này theo nghiên cứu của Nguyễn Trần Thanh Bình (khi đo lường mức độ thỏa mãn của người lao động tại công ty cổ phần cơ khí và chế tạo máy Long An tác giả đã sử dụng thang đo 4 thành phần: bản chất công việc, tiền lương, môi trường làm việc, lãnh đạo. Kết quả lại cho thấy chỉ có 3 trong 4 yếu tố của mơ hình có ảnh hưởng đến mức độ thỏa mãn của người lao động tại đây đó là: đồng nghiệp, lãnh đạo và tiền lương.
Tuy nhiên kết quả nghiên cứu của một vài tác giả khác như nghiên cứu của Vũ Khắc Đạt (2009) [12] khi đo lường mức độ thỏa mãn của nhân viên văn phòng khu vực miền Nam Vietnam Airlines lại cho thấy tất cả các thành phần trong mơ hình nghiên cứu gồm: bản chất công việc, đào tạo phát triển, đánh giá, đãi ngộ, môi trường tác nghiệp, lãnh đạo đều ảnh hưởng lớn sự thỏa mãn của người lao động ở đây.
Như vậy tùy thuộc vào đặc điểm của từng doanh nghiệp, từng ngành nghề và từng khu vực khác nhau mà các yếu tố tác động đến sự thỏa mãn trong công việc
cũng khác nhau nhưng các yếu tố này đều có quan hệ mật thiết với công việc của người lao động.
Bảng 4.14 Bảng tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết
Nguồn: Xử lý từ số liệu điều tra của tác giả
4.8 Mức độ thỏa mãn công việc chung của nhân viên Agribank tại T.PHCM Bảng 4.15: Bảng thống kê mô tả mức độ thỏa mãn chung
N Nhỏ nhất Lớn nhất Trung bình Độ lệch chuẩn Thỏa mãn chung 235 1.67 4.67 3.0936 .76468
Bản chất và giá trị công việc
235 1.57 4.71 3.1167 .78197 Cơ hội đào tạo thăng tiến 235 1.75 4.75 3.4947 .69470
Môi trường làm việc 235 1.50 4.75 3.3819 .71173
Thu nhập 235 1.25 4.50 3.1447 .68197
Quan hệ cấp trên 235 1.25 4.75 3.1053 .69899
Thương hiệu NH và sự ổn định CV 235 1.33 4.50 2.9943 .65551
Valid N (listwise) 235
Nguồn: Xử lý từ số liệu điều tra của tác giả
Giả thuyết Kết quả
kiểm định
- H’1: Bản chất, giá trị của cơng việc có quan hệ dương với sự thỏa mãn trong công việc của cán bộ nhân viên Agribank
Chấp nhận P=0.000 - H’2: thương hiệu và sự ổn định cơng việc có quan hệ dương sự
thỏa mãn trong công việc của cán bộ nhân viên Agribank
Chấp nhận P=0.000 - H’3: Môi trường làm việc có quan hệ dương với sự sự thỏa
mãn trong công việc của cán bộ nhân viên Agribank
Chấp nhận P=0.000 - H’4: Quan hệ với cấp trên của nhân viên có quan hệ dương với
sự thỏa mãn trong công việc của cán bộ nhân viên Agribank
Chấp nhận P=0.036 - H’5: Cơ hội đào tạo và thăng tiến có quan hệ dương với sự thỏa
mãn trong công việc của cán bộ nhân viên Agribank
Chấp nhận P=0.027 - H’6: Thu nhập có quan hệ dương với sự thỏa mãn trong công
việc của cán bộ nhân viên Agribank
Chấp nhận P=0.000
Đo lường mức độ thỏa mãn công việc theo cảm nhận của nhân viên Agribank tại TPHCM được thực hiện trên 6 yếu tố thành phần công việc (Bản chất và giá trị của công việc; Sự ổn định công việc và thương hiệu ngân hàng; Môi trường làm