Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Mức ý nghĩa Thống kê đa cộng tuyến B Độ lệch
chuẩn Beta Tolerance VIF
1 (Constant) -9.052E-17 .045 .000 1.000 Đánh giá thực
hiện công việc .414 .048 .413 8.554 .000 .990 1.010
Lãnh đạo .371 .048 .370 7.692 .000 .995 1.005
Đồng nghiệp .184 .049 .183 3.779 .000 .987 1.013
Thu nhập .251 .050 .242 5.012 .000 .992 1.008
Bản chất công
việc .336 .058 .278 5.747 .000 .985 1.016
a. Biến phụ thuộc: thỏa mãn
Bảng trên cho thấy hệ số phóng đại phương sai (VIF – Variance Inflation
factor) có giá trị gần bằng 1 (nhỏ hơn 10) chứng tỏ khơng có hiện tượng đa cộng
tuyến.
Phương sai của phần dư không đổi
Hiện tượng phương sai của phần dư thay đổi có thể làm cho các ước lượng của hệ số hồi quy không chệch nhưng không hiệu quả (tức là khơng phải ước lượng phù hợp nhất), từ đó làm cho kiểm định các giả thuyết mất hiệu lực khiến chúng ta đánh giá nhầm về chất lượng của mô hình hồi quy[2;226].
Hình 3.3: Đồ thị phân tán Scatterplot
Đồ thị phân tán ở biểu đồ cho thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên xung quanh đường đi qua tung độ 0 chứ không tạo nên hình dạng nào. Như vậy, giả định phương sai không đổi của mơ hình hồi quy khơng bị vi phạm.
Các phần dư có phân phối chuẩn
Phần dư có thể khơng tuân theo phân phối chuẩn vì những lý do: sử dụng mơ hình khơng đúng, phương sai khơng phải là hằng số, số lượng các phần dư khơng đủ nhiều để phân tích. Vì vậy, ta sử dụng nhiều cách khảo sát khác nhau để đảm bảo tính xác đáng của kiểm định[2;228]. Trong nghiên cứu này sẽ sử dụng cách xây dựng biểu đồ tần số Histogram và biểu đồ P-P plot để khảo sát phân phối của phần dư.
Hình 3.4: Biểu đồ tần số Histogram
Biểu đồ tần số Histogram cho thấy một đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số. Như vậy phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn, nên có thể kết luận rằng giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Biểu đồ P-P plot cũng cho thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng nên có thể kết luận là giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Khơng có hiện tượng tương quan giữa các phần dư
Nguyên nhân hiện tượng này có thể là do các biến có ảnh hưởng khơng được đưa hết vào mơ hình do giới hạn và mục tiêu nghiên cứu, chọn mối liên hệ tuyến tính mà lẽ ra là phi tuyến, sai số trong đo lường các biến..., các lý do này có thể dẫn đến vấn đề tương quan chuỗi trong sai số và tương quan chuỗi cũng gây ra những tác động sai lệch nghiêm trọng đến mơ hình hồi quy tuyến tính như hiện tượng phương sai thay đổi. Đại lượng thống kê Dubin – Watson có thể dùng để kiểm định tương quan này. Nếu các phần dư khơng có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau, giá trị d sẽ gần bằng 2. Bảng 3.17: Kiểm định Durbin-Watson Mơ hình R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng
Thống kê thay đổi R2 thay đổi F thay đổi df1 df2 Mức ý nghĩa F thay đổi 1 .744a .553 .541 .63039138 .553 47.971 5 194 .000 1.991 a.Dự báo: (Constant), bản chất công việc, thu nhập, lãnh đạo, đánh giá thực hiện
cv, đồng nghiệp
b.Biến phụ thuộc: thỏa mãn
Bảng trên cho kết quả giá trị d bằng 1.991 xấp xỉ gần bằng 2, nghĩa là có thể chấp nhận giả định khơng có tương quan giữa các phần dư.
Phân tích hồi quy
Phân tích hồi quy được thực hiện với 5 biến độc lập bao gồm: đánh giá thực hiện công việc, lãnh đạo, đồng nghiệp, thu nhập, bản chất công việc.
Phân tích được thực hiện bằng phương pháp Enter. Các biến được đưa vào cùng một lúc để chọn lọc dựa trên tiêu chí chọn những biến có mức ý nghĩa <0.05. Kết quả phân tích hồi quy như sau:
Bảng 3.18: Mơ hình tóm tắc sử dụng phương pháp EnterMơ Mơ hình R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng
Thống kê thay đổi R2 thay đổi F thay đổi df1 df2 Mức ý nghĩa F thay đổi 1 .744a .553 .541 .63039138 .553 47.971 5 194 .000 1.991 a.Dự báo: (Constant), bản chất công việc, thu nhập, lãnh đạo, đánh giá thực hiện cv,
đồng nghiệp
b.Biến phụ thuộc: thỏa mãn
Bảng 3.19: Kết quả hồi quy sử dụng phương pháp Enter
Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Mức ý nghĩa Thống kê đa cộng tuyến B Độ lệch
chuẩn Beta Tolerance VIF
1 (Constant) -9.052E-17 .045 .000 1.000
Đánh giá thực
hiện công việc .414 .048 .413 8.554 .000 .990 1.010
Lãnh đạo .371 .048 .370 7.692 .000 .995 1.005
Đồng nghiệp .184 .049 .183 3.779 .000 .987 1.013
Phúc lợi .251 .050 .242 5.012 .000 .992 1.008
Bản chất công
việc .336 .058 .278 5.747 .000 .985 1.016
a. Biến phụ thuộc: thỏa mãn
Với kết quả hồi quy này ta thấy tất cả các biến đều có mối tương quan thuận chiều với “thỏa mãn công việc” của người lao động. Riêng hằng số của phương trình hồi quy rất nhỏ và khơng có ý nghĩa thống kê nên ta sẽ không đưa hằng số vào phương trình hồi quy.
Mơ hình hồi quy có 5 biến có mức ý nghĩa <0.05 đó là các biến: đánh giá thực hiện công việc, lãnh đạo, đồng nghiệp, thu nhập, bản chất công việc. Với hệ số R2 hiệu chỉnh bằng = 0.541 có nghĩa là có khoảng 54.1% phương sai của sự thỏa mãn được giải thích bởi 5 biến độc lập: đánh giá thực hiện công việc, lãnh đạo, đồng
nghiệp, thu nhập, bản chất công việc. Trong các biến trên khơng có hiện tượng đa cộng tuyến (do tất cả các giá trị VIF của các biến đều nhỏ).
Phương trình hồi quy thể hiện mối quan hệ giữa mức độ thỏa mãn trong công việc với các yếu tố: đánh giá thực hiện công việc, lãnh đạo, đồng nghiệp, thu nhập, bản chất cơng việc, được thể hiện qua phương trình sau:
Sự thỏa mãn trong cơng việc = 0.414 đánh giá thực hiện công việc
+ 0.371 lãnh đạo + 0.336 bản chất công việc + 0.251 thu nhập + 0.184 đồng nghiệp.
3.6 Kiểm định giả thuyết
Dựa trên kết quả phân tích hồi quy sẽ giải thích, kiểm định các giả thuyết đã đưa ra. Kết quả hồi quy cho thấy “đánh giá thực hiện công việc” là yếu tố có ảnh hưởng lớn nhất đến mức độ thỏa mãn trong công việc của người lao động tại các doanh nghiệp ở Bình Định (có hệ số hồi quy lớn nhất). Hệ số beta >0 cũng cho thấy mối quan hệ giữa yếu tố “đánh giá thực hiện công việc” và “mức độ thỏa mãn trong công việc” là mối quan hệ cùng chiều. Nghĩa là khi nhân viên cảm thấy việc đánh giá công việc được thực hiện đầy đủ, đảm bảo cơng bằng thì họ sẽ làm việc tốt hơn, có nghĩa là mức độ hài lịng trong cơng việc càng cao khi mức độ thỏa mãn về việc đánh giá tăng. Kết quả hồi quy có B= 0.414, mức ý nghĩa rất thấp (<0.01, tức là độ tin cậy cao), nghĩa là khi tăng mức độ thoả mãn về đánh giá thực hiện công việc lên 1 đơn vị (theo thang đo Likert) thì mức độ thỏa mãn chung trong công việc tăng thêm 0.414 đơn vị. Vậy giả thuyết HA1 được chấp nhận.
Yếu tố thứ hai có ảnh hưởng lớn đến mức độ thỏa mãn trong công việc của người lao động tại các doanh nghiệp ở Bình Định là “lãnh đạo”. Kết quả hồi quy có B = 0.371, mức ý nghĩa bé hơn 0.01, dấu dương của hệ số Beta có ý nghĩa là mối quan hệ giữa yếu tố “lãnh đạo” và “mức độ thỏa mãn trong cơng việc” là mối quan hệ thuận chiều. Điều đó có nghĩa là khi lãnh đạo được người lao động đánh giá càng cao sẽ càng làm tăng mức độ thỏa mãn trong công việc của họ. Vậy giả thuyết HA2 được chấp nhận.
Yếu tố “đồng nghiệp” có B = 0.184, mức ý nghĩa bé hơn 0.01 có nghĩa là yếu tố “đồng nghiệp” có ảnh hưởng thuận chiều với mức độ thỏa mãn trong công việc của người lao động tại các doanh nghiệp ở Bình Định. Nghĩa là khi giá trị của yếu tố đồng nghiệp tăng thì mức độ thỏa mãn trong công việc cũng sẽ tăng theo và ngược. Vậy giả thuyết HA3 được chấp nhận.
Yếu tố “thu nhập” có B = 0.251, mức ý nghĩa bé hơn 0.01 có nghĩa là yếu tố “thu nhập” có mối quan hệ thuận chiều với mức độ thỏa mãn trong công việc của người lao động tại các doanh nghiệp ở Bình Định. Nghĩa là khi khi mức độ thỏa mãn về thu nhập tăng thì mức độ hài lịng trong cơng việc cũng tăng và ngược lại. Vậy giả thuyết HA4 được chấp nhận.
Yếu tố “bản chất cơng việc” có B = 0.336, mức ý nghĩa bé hơn 0.01 có nghĩa là yếu tố “bản chất cơng việc” có mối quan hệ thuận chiều với mức độ thỏa mãn trong công việc của người lao động tại các doanh nghiệp ở Bình Định. Nghĩa là khi người lao động cảm thấy công việc phù hợp với họ, cơng việc mà họ đang làm có nhiều thú vị, họ vui và yêu thích cơng việc của mình thì mức độ thỏa mãn trong công việc cũng sẽ tăng theo và ngược lại. Vậy giả thuyết HA5 được chấp nhận.
Tóm lại, cả 5 thành phần trong thang đo mơ hình điều chỉnh đều có ý nghĩa thống kê khi xem xét mối quan hệ thuận chiều giữa 5 thành phần này với sự thỏa mãn trong công việc của người lao động tại các doanh nghiệp ở Bình Định.
Kết quả nghiên cứu của một số tác giả cũng cho thấy rằng không phải lúc nào các thành phần của mơ hình nghiên cứu ban đầu cũng có tác động đến sự thỏa mãn của người lao động.
Theo nghiên cứu của Keith và John (2002)[14] về thỏa mãn trong công việc đã cho kết quả là chỉ có bốn trong số sáu thành phần của mơ hình tác động đến thỏa mãn trong cơng việc là thu nhập, điều kiện vật chất, sức khỏe và các loại phúc lợi khác. Cũng trong lĩnh vực này nhưng theo nghiên cứu của Nguyễn Trần Thanh Bình (2009)[7] khi đo lường mức độ thỏa mãn của người lao động tại cơng ty cổ phần cơ khí chế tạo máy Long An tác giả đã sử dụng thang đo gồm 4 thành phần: bản chất công
việc, tiền lương, môi trường làm việc, lãnh đạo. Kết quả hồi quy cho thấy chỉ có 3 trong 4 yếu tố của mơ hình có ảnh hưởng đến mức độ thỏa mãn trong công việc của người lao động tại Công ty cổ phần Cơ khí Chế tạo máy Long An là: đồng nghiệp, lãnh đạo, lương. Trong đó thành phần “lương”có ý nghĩa quan trọng nhất đối với mức độ thỏa mãn trong cơng việc của người lao động (có hệ số lớn nhất), kế đến là lãnh đạo và cuối cùng là đồng nghiệp. Một nghiên cứu khác là của Nguyễn Vũ Duy Nhất (2009)[6] khi sử dụng thang đo 10 yếu tố của Foreman Facts
(Viện quan hệ lao động NewYork) đo lường mức độ thỏa mãn của nhân viên trong ngành dịch vụ Viễn thơng, kết quả cho thấy có 5 yếu tố ảnh hưởng lớn là: kỷ luật khéo léo, tâm lý khi làm việc, công việc thú vị, được tương tác và chia sẻ trong công việc và tiền lương.
Tuy nhiên kết quả một vài nghiên cứu khác lại cho thấy tất cả các thành phần của mơ hình nghiên cứu đều có ảnh hưởng lớn đến sự thỏa mãn của người lao động. Theo nghiên cứu của Vũ Khắc Đạt (2009)[11] khi đo lường mức độ thỏa mãn của nhân viên văn phòng khu vực miền Nam Vietnam Airlines tác giả đã sử dụng thang đo gồm các thành phần: bản chất công việc, đào tạo phát triển, đánh giá, đãi ngộ, môi trường tác nghiệp, lãnh đạo. Kết quả cho thấy tất cả các yếu tố này đều tác động rất lớn đến sự thỏa mãn trong công việc. Hay trong nghiên cứu của Phạm Đức Thống (2006) khi đánh giá mức độ hài lòng của người lao động trong các doanh nghiệp trên địa bàn quận 8-Thành phố Hồ Chí Minh cho thấy các yếu tố của mơ hình ảnh hưởng cùng chiều với mức độ hài lòng chung: Cơ hội đào tạo, mối quan hệ cấp trên-cấp dưới, lương & thu nhập, đồng nghiệp, lãnh đạo, niềm tin, cơ hội thăng tiến.
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 tất cả các yếu tố này đều có quan hệ mật thiết với cơng việc của người lao động.
Tóm tắt:
Chương này đã trình bày những nội dung:
Kết quả Cronbach Alpha của tất cả yếu tố đều đạt yêu cầu, ngoại trừ “lãnh đạo 35” trong thành phần lãnh đạo.
Phân tích nhân tố khám phá EFA trải qua 3 bước và đã loại 17 quan sát, cịn lại 19 quan sát. Kết quả mơ hình nghiên cứu điều chỉnh có 5 nhân tố: đánh giá thực hiện công việc, lãnh đạo, đồng nghiệp, thu nhập, bản chất cơng việc.
Trước khi phân tích hồi quy, trong chương này cũng đã trình bày kiểm định các giả định của mơ hình hồi quy.
Cuối cùng là kết quả hồi quy mơ hình với phân tích hồi quy thơng qua phần mềm SPSS 16.0 bằng phương pháp Enter cho thấy có 5 yếu tố ảnh hưởng đến mức độ thỏa mãn trong công việc của người lao động tại các doanh nghiệp ở Bình Định đó là: đánh giá thực hiện cơng việc, lãnh đạo, đồng nghiệp, thu nhập, bản chất công việc. Kiểm định lại các giả thuyết của mơ hình dựa trên kết quả hồi quy, chấp nhận cả 5 giả thuyết (HA1,HA2, HA3, HA4, HA5).
PHẦN II. ĐO LƯỜNG SỰ THỎA MÃN CỦA NGƯỜI LAO ĐỘNG TẠI CÔNG TY FRESENIUS KABI BIDIPHAR
CHƯƠNG 4. ĐO LƯỜNG SỰ THỎA MÃN CỦA NGƯỜI LAO ĐỘNG TẠI CÔNG TY FRESENIUS KABI BIDIPHAR
Phần đầu của chương này là giới thiệu chung về công ty cổ phần Fresenius Kabi Bidiphar. Chương này trình bày thống kê mơ tả mức độ thỏa mãn trong công việc của người lao động làm việc tại công ty cổ phần Fresenius Kabi Bidiphar và kiểm định sự khác biệt mức thỏa mãn theo các yếu tố cá nhân của người lao động tại công ty cổ phần Fresenius Kabi Bidiphar thông qua 122 phiếu khảo sát.
4.1. Giới thiệu về công ty cổ phần Fresenius Kabi Bidiphar
4.1.1.Khái quát chung về Công ty Fresenius Kabi Bidiphar
Công ty cổ phần Fresenius Kabi Bidiphar (FKB) bắt đầu hoạt động từ ngày 1 tháng 12 năm 2008, là kết quả của sự hợp tác giữa Tập đoàn sản xuất dược phẩm đa quốc gia Fresenius Kabi (thuộc CHLB Đức) và Công ty Bidiphar (Việt Nam). Công ty tọa lạc tại khu vực 9, phường Nhơn Phú, TP. Quy Nhơn, tỉnh Bình Định. Lĩnh vực hoạt động chính của Cơng ty là sản xuất và kinh doanh các chế phẩm ngành dược và dịch vụ chăm sóc sức khỏe.
Trong chiến lược kinh doanh, quá trình hoạt động và phát triển của Công ty chia thành 2 giai đoạn. Giai đoạn thứ nhất (5 năm kể từ khi thành lập) với vốn đầu tư là 10 triệu USD tương đương với 162 tỉ VNĐ, trong đó phía Fresenius Kabi chiếm 51%, phía Việt Nam chiếm 49% vốn điều lệ. Trong giai đoạn này, Công ty chuyên sản xuất thuốc tiêm, dung dịch tiêm truyền cơ bản, kinh doanh sản phẩm dinh dưỡng và các dạng sản phẩm đặc trị khác trong đó có thuốc điều trị ung thư và miễn dịch. Giai đoạn thứ hai (5 năm tiếp theo) Công ty tiếp tục phát triển mở rộng các dạng thuốc cao cấp khác và đặc biệt là dịch vụ chăm sóc y tế tại nhà.
4.1.2 Thị trường tiêu thụ của Cơng ty
Trong giai đoạn 1 của q trình hợp tác, cơng ty dược trang thiết bị y tế Bình Định (Bidiphar) là công ty độc quyền phân phối sản phẩm của FKB với mức sản xuất 40 triệu lít dịch truyền và 200 triệu ống thuốc tiêm/năm.. Bước sang giai đoạn
2 công ty sẽ tiến hành phân phối và cung cấp sản phẩm trên toàn quốc và hướng đến xuất khẩu.
4.1.3 Nguồn nhân lực hiện nay của Công ty
Tổng số lao động hiện nay của Công ty là hơn 300 người trong đó chủ yếu là lao động trực tiếp (chiếm 85% tổng số lao động) làm việc ở các phân xưởng sản xuất. Bộ phận lao động gián tiếp chiếm khoảng 15% với các mức trình độ: sau đại