STM 1 TN .548 1 CH .655 .451 1 CT .506 .204 .329 1 DN .701 .528 .503 .345 1 CV .672 .388 .457 .305 .592 1 DK .457 .306 .404 .451 .371 .194 1 PL .092 -.124 -.069 .171 -.003 -.049 .020 1
Theo kết quả ma trận hệ số tương quan cho thấy có mối tương quan giữa từng biến độc lập (TN, CH, CT, DN, CV, DK, PL) với biến phụ thuộc (STM) và giữa các biến độc lập với nhau. Hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc (STM) với các biến độc lập đều lớn hơn 0.4 (trừ biến PL), trong đó DN và STM có mối tương quan chặt chẽ nhất với hệ số r=0.701. Do đó, ta có thể kết luận các biến độc lập này có thể đưa vào mơ hình để giải thích cho biến sự thỏa mãn.
4.4.2 Phân tích hồi quy
Phân tích hồi quy được thực hiện bằng phương pháp Enter với 7 biến độc lập bao gồm TN, CH, CT, DN, CV, DK, PL và biến phụ thuộc là STM. Các biến được đưa vào cùng một lúc để xem biến nào được chấp nhận. Kết quả phân tích hồi quy như sau:
Kết quả cho thấy mơ hình hồi quy đưa ra tương đối phù hợp với mức ý nghĩa
2
1.5. Hệ số R hiệu chỉnh = 0.738 có nghĩa là có khoảng 73.8% phương sai sự thỏa mãn trong cơng việc được giải thích bởi 7 biến độc lập là : thu nhập, cơ hội đào tạo và thăng tiến, cấp trên, đồng nghiệp, đặc điểm công việc, điều kiện làm việc, phúc lợi. Còn lại 26.2% sự thỏa mãn trong cơng việc được giải thích bằng các yếu tố khác.
Bảng 4.7: Bảng đánh giá độ phù hợp của mơ hình
Các biến được
đưa vào Các biến bị loại bỏ
Phương pháp PL, DN, DK, CT, TN, CH, CVa . Enter Biến phụ thuộc: STM Mơ hình R R2 R2 điều chỉnh Độ lệch chuẩn ước lượng 1 .863 .744 .738 .40158 a. Biến dự đoán: (hằng số), PL, DN, DK, CT, TN, CH, CV b. Biến phụ thuộc: STM
Kiểm định F sử dụng trong bảng phân tích phương sai là phép kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính tổng thể. Ý tưởng của kiểm định này về mối quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập. Trong bảng phân tích ANOVA, ta thấy giá trị sig. rất nhỏ (sig. = 0.000), nên mơ hình hồi quy phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
Bảng 4.8: Phân tích phương sai (hồi quy) ANOVAb Mơ hình Tổng các bình phương df Bình phương trung bình F Sig. 1 Phần hồi quy Phần dư Tổng cộng 130.913 7 18.702 115.971 .000a 44.992 279 .161 175.906 286 a. Biến dự đoán: (hằng số), PL, DN, DK, CT, TN, CH, CV b. Biến phụ thuộc: STM
Bảng 4.9: Hệ số hồi quy sử dụng phương pháp Enter
Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa T Sig. B Độ lệch chuẩn Beta 1 (Hằng số) -1.477 .225 -6.570 .000 CV .289 .037 .303 7.705 .000 CH .296 .045 .252 6.547 .000 DN .215 .041 .227 5.252 .000 CT .212 .048 .160 4.451 .000 TN .157 .039 .151 4.032 .000 PL .125 .034 .114 3.646 .000 DK .106 .042 .092 2.506 .013
Trong kết quả trên, nếu sig. < 0.05 tương đương với độ tin cậy 95% và t > 2 thì nhân tố đó được chấp nhận, có nghĩa là nó có sự tác động đến sự thỏa mãn. Bảng 4.9 cho thấy, mức ý nghĩa của các hệ số hồi quy của các biến độc lập đều nhỏ hơn 1.5. Điều này cho thấy an toàn khi bác bỏ giả thuyết cho rằng hệ số hồi quy của các biến độc lập của thang đo bằng 0.
Hệ số hồi quy thể hiện dưới hai dạng: (1) chưa chuẩn hóa (Unstandardized) và (2) chuẩn hóa (Standardized). Vì hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa (B), giá trị của nó phụ thuộc vào thang đo cho nên chúng ta không thể dùng chúng để so sánh mức độ tác động của các biến độc lập vào biến phụ thuộc trong cùng một mơ hình được. Hệ số hồi quy chuẩn hóa (beta, ký hiệu β) là hệ số chúng ta đã chuẩn hóa các biến. Vì vậy chúng được dùng để so sánh mức độ tác động của các biến phụ thuộc vào biến độc lập. Biến độc lập nào có trọng số này càng lớn có nghĩa là biến đó có tác động mạnh vào biến phụ thuộc.
Nhận xét:
Xem xét Bảng 4.9 trên cho thấy, các hệ số của phương trình hồi quy có ý nghĩa thống kê và đều có giá trị dương. “Đặc điểm cơng việc” là thành phần có hệ số hồi quy chuẩn hóa cao nhất ( = 0.303, Sig. =0.000), tức là thành phần này có mức độ tác động lớn nhất lên sự thỏa mãn trong công việc của người lao động tại DongA Bank
Nhân tố tác động mạnh thứ hai đến sự thỏa mãn của người lao động là “Cơ hội đào tạo và thăng tiến”( = 0.252, Sig. = 0.000). Nhân tố tác động thứ ba đến sự thỏa mãn là “Đồng nghiệp” ( = 0.227, Sig. = 0.000). kế đến là thỏa mãn về “Cấp trên”( = 0.160, Sig = 0.000), thu nhập ( = 0.151, Sig = 0.000), phúc lợi ( = 0.114, Sig = 0.000), Cuối cùng là nhân tố điều kiện làm việc cũng có tác động đến sự thỏa mãn của người lao động, tuy nhiên, vai trò tác động của nhân tố này không cao ( = 0.092, Sig = 0.013). Các kết quả phân tích trên đây sẽ là cơ sở để tác giả đưa ra những hàm ý kiến nghị cho các quản lý/ lãnh đạo của DongA Bank.
4.4.3 Dị tìm sự vi phạm các giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tính
Phân tích hồi quy khơng phải chỉ là việc mô tả các dữ liệu quan sát được. Từ các kết quả quan sát được trong mẫu, ta phải suy rộng kết luận cho mối liên hệ giữa các biến trong tổng thể. Sự chấp nhận và diễn dịch kết quả hồi quy không thể tách rời các giả định cần thiết và những chuẩn đoán về sự vi phạm các giả định đó. Nếu các giả định bị vi phạm thì các kết quả ước lượng khơng đáng tin cậy nữa (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc 2008, trang 211).
Sự suy rộng các kết quả của mẫu cho các giá trị của tổng thể trên cơ sở các giả định sau:
Liên hệ tuyến tính, phương sai của sai số khơng đổi
Phần dư có phân phối chuẩn
Khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập
a) Giả định tuyến tính và phương sai của sai số khơng đổi
Kiểm tra giả định này bằng cách vẽ đồ thị phân tán giữa các phần dư và giá trị dự đốn mà mơ hình hồi quy tuyến tính cho ra. Người ta hay vẽ biểu đồ phân tán giữa 2 giá trị này đã được chuẩn hóa (standardized) với phần dư trên trục tung và giá trị dự đốn trên trục hồnh. Nếu giả định liên hệ tuyến tính và phương sai bằng nhau được thỏa mãn, thì ta sẽ khơng nhận thấy có liên hệ gì giữa các giá trị dự đoán với phần dư, chúng sẽ phân tán ngẫu nhiên
Đồ thị (phụ lục 7: đồ thị Scatterplot) cho thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đường đi qua tung độ 0 chứ khơng tạo thành một hình dạng nào. Như vậy giá trị dự đoán và phần dư độc lập nhau và phương sai của phần dư khơng thay đổi. Như vậy mơ hình hồi quy phù hợp.
b) Giả định phần dư có phân phối chuẩn
Phần dư có thể khơng tuân theo phân phối chuẩn vì những lý do như: 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 nên thử nhiều cách khảo sát khác nhau. Một cách khảo sát đơn giản nhất là xây dựng biểu đồ tần số của các phần dư
Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa (phụ lục 7 : đồ thị Histogram) cho thấy một đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số. Thật không hợp lý khi chúng ta kỳ vọng rằng các phần dư quan sát có phân phối hồn tồn chuẩn vì ln ln có những chênh lệch do lấy mẫu. Ngay cả khi các sai số có phân phối chuẩn trong tổng thể đi nữa thì phần dư trong mẫu quan sát cũng chỉ xấp xỉ chuẩn mà thơi. Ở đây, ta có thể nói phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn (trung bình Mean = 0.00, và độ lệch chuẩn Std.Dev. = 0.988 tức là gần bằng 1). Phụ lục 7: đồ thị Normal P-P Plot cho thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng. Do đó có thể kết luận rằng giả thiết phân phối chuẩn của phần dư khơng bị vi phạm.
c) Giả định khơng có hiện tượng đa cộng tuyến
Đa cộng tuyến là trạng thái trong đó các biến độc lập có tương quan chặt chẽ với nhau. Hiện tượng này sẽ dẫn đến những hậu quả nghiêm trọng trong phân tích hồi quy như kiểm định t khơng có ý nghĩa, dấu của các ước lượng hệ số hồi quy có thể sai…. Hệ số phóng đại phương sai VIF được sử dụng để phát hiện sự tồn tại của hiện tượng này. Nếu VIF > 10 thì xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến.
Bảng 4.10: Kết quả kiểm định đa cộng tuyến
Mơ hình
Thống kê đa cộng tuyến Độ chấp nhận
của biến
Hệ số phóng đại phương sai (VIF) 1 (Hằng số) TN .656 1.524 CH .616 1.622 CT .705 1.418 DN .493 1.688 CV .593 1.456 DK .687 2.030 PL .934 1.070
Bảng 4.10 cho thấy, hệ số VIF có giá trị từ 1.070 đến 2.030 (<10). Như vậy, trong mơ hình nghiên cứu khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
4.4.4 Kiểm định giả thuyết
Theo kết quả phân tích hồi quy bảng 4.9, kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu như sau:
Bảng 4.11: Kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứuGiả Giả
thuyết
Nội dung Sig Kết
quả H1 Người lao động cảm thấy hài lòng với thu nhập
mà họ nhận được khi làm việc tại ngân hàng thì họ càng thỏa mãn với cơng việc
.151 .000 Chấp nhận
H2 Người lao động càng có nhiều cơ hội đào tạo và thăng tiến thì họ càng thỏa mãn với công việc.
.252 .000 Chấp nhận
H3 Người lao động và cấp trên có mối quan hệ càng tốt thì họ càng thỏa mãn với cơng việc.
.160 .000 Chấp nhận
H4 Người lao động và đồng nghiệp có mối quan hệ thì họ càng thỏa mãn với cơng việc.
.227 .000 Chấp nhận
H5 Người lao động nhận thức đặc điểm công việc càng cao thì họ càng thỏa mãn với cơng việc
.303 .000 Chấp nhận
H6 Người lao động có điều kiện làm việc càng tốt thì họ càng thỏa mãn với cơng việc.
.092 .013 Chấp nhận
H7 Người lao động càng hài lịng với chính sách phúc lợi của ngân hàng thì họ càng thỏa mãn với công việc.
.114 .000 Chấp nhận
4.5 Đánh giá sự khác biệt về mức độ thỏa mãn trong công việc của người lao động DongA Bank theo giới tính, thâm niên cơng tác
4.5.1 Theo giới tính
Kiểm định Independent-sample T-test sẽ cho ta biết có sự khác biệt về sự thỏa mãn trong công việc giữa phái nam và nữ.
Theo như kết quả trong kiểm định Levene, Sig < 0.05 (Sig =0.047) nên phương sai giữa phái nam và phái nữ khác nhau một cách có ý nghĩa thống kê. Cịn giá trị sig trong kiểm định t > 0.05 (Sig = .206) nên ta kết luận khơng có sự khác biệt về trung bình giữa hai nhóm nhóm nam và nữ. Giá trị trung bình của biến phụ thuộc STM cho thấy sự thỏa mãn trong cơng việc có sự chênh lệch khơng đáng kể.
Kết luận : Khơng có sự khác biệt về mức độ thỏa mãn trong công việc giữa nam và nữ.
Bảng 4.12 : Kiểm định T-test đối với biến giới tính
Thống kê nhóm Phai N Trung bình Độ lệch chuẩn Trung bình sai số chuẩn STM Nam 104 3.5404 .84618 .08297 Nữ 183 3.6623 .74557 .05511 Kiểm định Levene Kiểm định T cho sự bằng nhau của giá trị
trung bình F Sig. T Df Sig. Sai lệch trung bình Sai lệch của S.E Độ tin cậy 95% Dưới Trên Giả định phương sai bằng nhau 3.973 0.047 -1.267 285 .206 -1.2191 .09620 -.31127 .06745 Giả định phương sai khác nhau -1.224 192.707 .222 -1.2191 .09961 -.31838 .07456
4.5.2 Theo thâm niên công tác
Phân tích phương sai ANOVA (Analysis of variance) để xem xét sự khác biệt về sự thỏa mãn trong cơng việc giữa các nhóm thâm niên cơng tác khác nhau.
Kết quả kiểm định phương sai trong bảng Test of Homogeneity of Variances cho thấy, với mức ý nghĩa sig.= 0.07 có thể nói phương sai đánh giá về sự thỏa mãn trong cơng việc của 3 nhóm thu nhập khác nhau một cách có ý nghĩa thống kê.
Theo kết quả phân tích ANOVA, với mức ý nghĩa sig.< 0.05 (sig.= 0.000), có thể kết luận có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về sự thỏa mãn trong cơng việc giữa các nhóm thâm niên cơng tác khác nhau.
Bảng 4.13 : Kiểm định Anova đối với biến thâm niên công tácTest of Homogeneity of Variances Test of Homogeneity of Variances
STM
Levene Statistic Df1 Df2 Sig. 5.103 2 284 .007 Thống kê mơ tả N Trung bình Độ lệch chuẩn Sai số chuẩn Giá trị thấp nhất Giá trị cao nhất < 2 năm 93 3.3355 .86183 .08937 1.80 5.00 Từ 2 – 5 năm 131 3.6794 .71712 .06266 2.20 5.00 > 5 năm 63 3.9079 .66607 .08392 2.20 5.00 Total 287 3.6181 .78425 .04629 1.80 5.00 ANOVA STM Tổng bình phương Df Bình phương trung bình F Sig. Giữa các nhóm 13.212 2 6.606 11532 .000 Nội bộ nhóm 162.693 310 .573 Tổng cộng 175.906 312
60
Multiple Comparisons
STM - Tukey HSD
(I) Year (J) Year
Khác biệt trung bình
(I-J) SE Sig.
Khoảng tin cậy 95% Giới hạn
dưới Giới hạn trên < 2 năm Từ 2-5 năm -.34391* .10263 .003 -.5857 -.1021 > 5 năm -.57245* .12350 .000 -.8634 -.2815 Từ 2-5 năm < 2 năm .34391* .10263 .003 .1021 .5857 > 5 năm -.22855 .11604 .142 -.5020 .0449 > 5 năm < 2 năm .57245* .12350 .000 .2815 .8634 Từ 2-5 năm .22855 .11604 .142 -.0449 .5020
* Khác biệt trung bình ở mức ý nghĩa 0.05
Theo kết quả phân tích sâu ANOVA, ta thấy có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê giữa nhóm có thâm niên cơng tác < 2 năm với hai nhóm từ 2-5 năm và > 5 năm (sig. lần lượt là 0.003 và 0.000). Khơng có sự khác biệt về sự thỏa mãn trong cơng việc giữa nhóm có thâm niên cơng tác từ 2-5 năm với nhóm > 5 năm (sig. = 0.142).
Tóm Tắt
Chương này trình bày kết quả phân tích bao gồm những nội dung sau:
Đánh giá độ tin cậy của thang đo thông qua hệ số Cronbach Alpha. Phân tích nhân tố EFA sau khi loại biến khơng đạt u cầu thì có 7 nhân tố được rút ra.
Phân tích hồi quy đa biến và kiểm định giả thuyết đã khẳng định như sau: sự thỏa mãn trong công việc của người lao động 7 nhân tố là đặc điểm công việc, cơ hội đào tạo và thăng tiến, đồng nghiệp, cấp trên, thu nhập, phúc lợi, điều kiện làm việc. Trong đó, nhân tố có ảnh hưởng lớn nhất đến sự thỏa mãn trong công việc của người lao động DongA Bank là Đặc điểm cơng việc.
Kiểm định T-test và phân tích ANOVA cho các kết quả như sau : Sự thỏa mãn trong công việc phái nam và phái nữ khơng khác nhau. Và có sự khác biệt về sự thỏa mãn trong cơng việc giữa nhóm có thâm niên cơng tác < 2 năm với hai nhóm cịn lại.
Chương tiếp theo sẽ trình bày tóm tắt kết quả nghiên cứu, kết luận, ý nghĩa của nghiên cứu, hạn chế và hướng nghiên cứu tiếp theo.
61
Chương 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ
Trong chương này tác giả sẽ trình bày những phần sau: (1) Thảo luận kết quả nghiên cứu, (2)Hàm ý chính sách cho các nhà quản lý/lãnh đạo ; DongA Bank, (3) Hạn chế của đề tài nghiên cứu, (4) Hướng nghiên cứu tiếp theo.
5.1Thảo luận kết quả nghiên cứu
Mơ hình nghiên cứu đề xuất ban đầu gồm bảy nhân tố ảnh hưởng đến sự thỏa mãm trong công việc của người lao động DongA Bank gồm : Thu nhập, cơ hội đào tạo và thăng tiến, cấp trên, đồng nghiệp, đặc điểm công việc, điều kiện làm việc và phúc lợi với 34 biến quan sát.
Sau khi đánh giá độ tin cậy của thang đo và phân tích nhân tố, kết quả các biến quan sát được nhóm thành 7 nhân tố với 33 biến quan sát.
Kết quả phân tích hồi quy đa biến đã xác định sự thỏa mãn trong công việc của người lao động viên DongA Bank chịu sự ảnh hưởng bởi 7 nhân tố, đó là : Đặc điểm công việc, cơ hội đào tạo và thăng tiến, đồng nghiệp, cấp trên, thu nhập, phúc