CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.2 Kết quả phân tích mơ hình
4.2.2 Phân tích nhân tố khám phá EFA
Phân tích nhân tố khám phá EFA là phương pháp phân tích thống kê dùng để rút gọn một tập gồm nhiều biến quan sát phụ thuộc lẫn nhau thành một tập biến.Như vậy, ta sẽ dùng EFA với 18 biến còn lại để đưa vào phân tích EFA.
Hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) là hệ số dùng để xem xét sự thích hợp của EFA, 0,5≤ KMO ≤1 thì phân tích nhân tố là thích hợp.
Kiểm định Bartlett xem xét giả thuyết Ho: độ tương quan của các biến quan sát trong tổng thể = 0. Kiểm định này có ý nghĩa khi Sig≤ 0,05 thì bác bỏ Ho, kết luận các biến có tương quan nhau trong tổng thể.
Phương sai trích (% biến thiên được giải thích bởi các nhân tố) từ 50% trở lên mới đạt yêu cầu.
Chỉ chấp nhận những Factor loading lớn nhất (trọng số nhân tố)≥0,5. Sau khi thực hiện phân tích EFA trong SPSS 20 ta có kết quả
Phân tích nhân tố các biến quan sát thuộc nhóm biến độc lập
Phương pháp phân tích nhân tố khám phá EFA được tiến hành bằng phần mềm SPSS – Factor Analysis với kết quả như sau:
Bảng 17
Hệ số KMO và kiểm định Bartlett’s của các nhân tố độc lập
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling
Adequacy. .756 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 2605.303 df 325 Sig. .000 Nguồn: Phần mềm SPSS 20
Dựa vào Bảng 17, có giá trị KMO là 0,756 > 0.5 và giá trị Sig của kiểm định Bartlett’s bằng 0,000 < 0,05 cho thấy các biến có tương quan với nhau nên mơ hình là phù hợp để đưa vào phân tích nhân tố khám phá.
Bảng 18
Nguồn: Phần mềm SPSS 20
Phương pháp trích trong phân tích nhân tố yêu cầu các giá trị trích Eigenvalue phải lớn hơn 1 mới được giữ lại trong mơ hình phân tích. 6 nhân tố được trích ra đều có giá trị Eigenvalue lớn hơn 1 và điểm dừng khi trích các yếu tố tại nhân tố thứ 06 có Eigenvalue là 1,502 > 1. Tổng phương sai trích của 06 nhân tố bằng 75,128% > 50% điều này cho thấy khả năng sử dụng 06 nhân tố thành phần này giải thích được 75,128% biến thiên của các biến quan sát.
Dựa vào ma trận xoay nhân tố khi chạy EFA có 26 biến cịn lại được trích thành 06 nhân tố và khơng có biến nào bị loại (bảng 18)
Như vậy, sau khi tiến hành kiểm định độ tin cậy Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA thì 26 biến quan sát độc lập ban đầu vẫn giữ nguyên nhóm lại thành 06 nhân tố và 06 nhân tố này khơng có sự biến đổi so với mơ hình nghiên cứu đề xuất ban đầu bao gồm:
Nhân tố 1: Đào tạo và thăng tiến: Được đo lường bởi các biến DTT1, DTT2, DTT3, DTT4. Component 1 2 3 4 5 6 DTTT4 .881 DTTT3 .873 DTTT5 .856 DTTT2 .856 DTTT1 .844 QHCV4 .878 QHCV1 .844 QHCV3 .829 QHCV2 .817 QHCV5 .716 MTLV1 .944 MTLV4 .918 MTLV3 .859 MTLV2 .806 CDPL1 .915 CDPL4 .861 CDPL3 .860 CDPL2 .823 TCCV2 .929 TCCV1 .871 TCCV3 .761 TCCV4 .755 TL1 .837 TL3 .805 TL4 .777 TL2 .632
Nhân tố 2: Quan hệ công việc: Được đo lường bởi các biến QHCV1, QHCV2, QHCV3. QHCV4, QHCV5.
Nhân tố 3: Tính chất cơng việc: Được đo lường bởi các biến TCCV1, TCCV2, TCCV3, TCCV4.
Nhân tố 4: Tiền lương: Được đo lường bởi các biến TL1, TL2, TL3, TL4.
Nhân tố 5: Chế độ phúc lợi: Được đo lường bởi các biến CDPL1, CDPL2, CDPL3, CDPL4.
Nhân tố 6: Môi trường làm việc: Được đo lường bởi các biến MTLV1, MTLV2, MTLV3, MTLV4.
Bảng 19
Tổng phương sai trích của các biến độc lập
Compon ent
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings Rotation Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % 1 5.426 20.869 20.869 5.426 20.869 20.869 3.963 15.244 15.244 2 4.128 15.878 36.747 4.128 15.878 36.747 3.578 13.761 29.005 3 3.438 13.221 49.968 3.438 13.221 49.968 3.233 12.435 41.440 4 2.864 11.017 60.985 2.864 11.017 60.985 3.200 12.308 53.748 5 2.175 8.366 69.351 2.175 8.366 69.351 2.872 11.045 64.793 6 1.502 5.776 75.128 1.502 5.776 75.128 2.687 10.335 75.128 7 .770 2.963 78.090 8 .720 2.768 80.858 9 .638 2.453 83.311 10 .548 2.109 85.420 11 .445 1.713 87.133 12 .437 1.680 88.813 13 .383 1.472 90.285 14 .332 1.278 91.563 15 .321 1.233 92.796 16 .304 1.169 93.965 17 .257 .989 94.954 18 .224 .861 95.815 19 .206 .791 96.606 20 .190 .732 97.337 21 .177 .680 98.018 22 .143 .549 98.566 23 .134 .516 99.082 24 .121 .467 99.549 25 .094 .360 99.909 26 .024 .091 100.000 Nguồn: Phần mềm SPSS 20
Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA với KMO bằng 0.837 > 0.5 và kiểm định Bartlett’s có sig bằng 0.000 < 0.05 nên có thể khẳng định dữ liệu phù hợp để phân tích nhân tố. ( Bảng 20)
Bảng 20
Hệ số KMO và kiểm định Bartlett’s của nhân tố phụ thuộc
Nguồn: Phần mềm SPSS 20
Phân tích đã rút trích từ 4 biến đánh giá sự hài lịng thành một nhân tố chính có Eigenvalue bằng 3,379 và tổng phương sai trích là 84,464 % >50% (Bảng 21).
Bảng 21
Tổng phương sai trích của nhân tố phụ thuộc
Component Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative %
1 3.379 84.464 84.464 3.379 84.464 84.464 2 .296 7.412 91.876 3 .223 5.575 97.451 4 .102 2.549 100.000 Nguồn: Phần mềm SPSS 20 Bảng 22
Ma trận thành phần nhân tố đánh giá sự hài lòng
Component 1 HL4 .957 HL3 .917 HL2 .915 HL1 .885 Nguồn: Phần mềm SPSS 20
Kiểm tra độ tin cậy của thang đo sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA
Trước khi thực hiện các bước phân tích hệ số tương quan, hồi quy, cần phải kiểm định độ tin cậy của các thang đo sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA thơng qua hệ số Cronbach's alpha.
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .837 Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 494.829
df 6
Bảng 23
Bảng tổng hợp hệ số Cronbach's Alpha sau phân tích EFA
Nhân tố Số biến quan sát Cronbach's Alpha
Đào tạo và thăng tiến (DTTT) 5 0.925
Tính chất cơng việc (TCCV) 4 0.851
Quan hệ cơng việc (QHCV) 5 0.887
Tiền lương (TL) 4 0.826
Môi trường làm việc (MTLV) 4 0.912
Chế độ phúc lợi (CDPL) 4 0.908
Sự hài lịng trong cơng việc (HL) 4 0.937
Tổng 30
Nguồn: Phần mềm SPSS 20
Qua bảng trên, kết quả cho thấy tất cả các thang đo đều có hệ số Cronbach’s Alpha > 0.6 nên các thang đo đều đạt độ tin cậy. Như vậy ta có thể tiếp tục phân tích các bước tiếp theo.
4.2.3 Phân tích hồi quy
Mơ hình lý thuyết cuối cùng có 7 nhân tố nghiên cứu, trong đó sự hài lịng là 1 nhân tố phụ thuộc và 6 nhân tố còn lại là những nhân tố độc lập và được giả thuyết là có quan hệ cùng chiều với sự hài lịng của nhân viên.
Phân tích hồi quy tuyến tính giúp ta xác định mức độ ảnh hưởng của biến độc lập lên biến phụ thuộc. Phương trình tổng quát được xây dựng:
SUHAILONG = Beta0 + Beta1X1 + Beta2X2 + Beta3X3 + Beta4X4 + Beta5X5 + Beta6X6 + ei
Trong đó: - SUHAILONG: Biến phụ thuộc (Sự hài lòng chung của nhân viên) - X1: Đào tạo và thăng tiến (DTTT)
- X2: Môi trường làm việc (MTLV) - X3: Quan hệ công việc (QHCV) - X4: Tiền lương (TL)
- X5: Chế độ phúc lợi (CDPL) - X6: Tính chất cơng việc (TCCV) - ei: Sai số
Phương pháp kiểm định được sử dụng là hàm hồi quy tuyến tính bội với phương pháp đưa vào một lượt (Enter).
Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính cho thấy Giá trị Sig kiểm định t của các biến độc lập: Đào tạo thăng tiến, Quan hệ cơng việc, Tính chất cơng việc, Tiền lương, Chế độ phúc lợi có giá trị Sig bé hơn 0.05. Tuy nhiên, Biến Mơi trường làm việc có giá trị Sig > 0.05 khơng tương quan với biến “SUHAILONG - Mức độ hài lòng chung của nhân viên trong công việc tại Khu nghỉ dưỡng Crowne Plaza Phú Quốc Starbay” chính vì vậy hai biến này loại ra khỏi nghiên cứu. Kết quả thu được như bảng 24.
Bảng 24
Kết quả phân tích hệ số hồi quy tuyến tính lần 2
Model Unstandardized Coefficients Standardized
Coefficients t Sig. B Std. Error Beta 1 (Constant) -.111 .487 -.229 .819 DTTTTB .262 .073 .252 3.570 .001 MTLVTB .069 .059 .081 1.171 .244 QHCVTB .284 .061 .333 4.658 .000 TLTB .161 .072 .175 2.225 .028 CDPLTB .155 .054 .209 2.890 .005 TCCVTB .307 .056 .373 5.519 .000 Nguồn: Phần mềm SPSS 20 Bảng 25
Mơ hình tóm tắc sử dụng phương pháp Enter
Model R R
Square R SquareAdjusted Std. Error ofthe Estimate Change Statistics Durbin-Watson R Square
Change F Change df1 df2 ChangeSig. F
1 .667a .444 .418 .45142 .444 16.934 6 127 .000 1.827
Nguồn: Phần mềm SPSS 20
Bảng 26
Bảng phân tích ANOVA
Nguồn: Phần mềm SPSS 20
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1
Regression 20.706 6 3.451 16.934 .000b
Residual 25.880 127 .204
Kết quả phân tích hồi quy chỉ ra rằng hệ số xác định R2 = 0.444 > 0, thống kê F = 16.934 với mức ý nghĩa sig = 0.000 < 1%. Như vậy hàm hồi quy ước lượng được là phù hợp và 5 nhân tố độc lập bao gồm: Đào tạo thăng tiến, Quan hệ cơng việc, Tính chất cơng việc, Tiền lương, Chế độ phúc lợi giải thích được 41.8% biến thiên sự hài lịng của nhân viên.
Nhìn vào biểu đồ tần số Histogram (Hình 15) 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 Mean < 0 và độ lệch chuẩn Std. Dev. = 0.977 (gần bằng 1), nên có thể kết luận rằng giả thuyết phân phối chuẩn khơng bị vi phạm.
Hình 15
Biểu đồ Histogram
Nguồn: Phần mềm SPSS 20
Nhìn vào đồ thị P - P Plot (Hình 16) biểu diễn các điểm quan sát thực tế tập trung khá sát đường chéo những giá trị kỳ vọng, có nghĩa là dữ liệu phần dư có phân phối chuẩn.
Hình 16
Đồ thị P-P Plot
Nguồn: Phần mềm SPSS 20
Mơ hình điều chỉnh sau khi phân tích hồi quy
Hình 17
Mơ hình nghiên cứu điều chỉnh sau phân tích hồi quy
Giả thuyết 1: Nếu công việc được phân bố phù hợp với chuyên môn nhân viên tại Khu nghỉ dưỡng Crowne Plaza Phú Quốc Starbay thì mức độ hài lịng của nhân viên càng cao.
Tính chất cơng việc (TCCV)
Tiền luơng (TL)
Đào tạo và thăng tiến (DTTT)
Sự hài lịng trong cơng việc của nhân viên tại khu nghỉ dưỡng Crowne Plaza Phú
Quốc Starbay (HL)
Chế độ phúc lợi (CDPL)
Giả thuyết 2: Nếu doanh nghiệp có kế hoạch đào tạo, phát triển nghề nghiệp cho nhân viên rõ ràng tại Khu nghỉ dưỡng Crowne Plaza Phú Quốc Starbay thì mức độ hài lịng của nhân viên càng cao.
Giả thuyết 3: Nếu mức lương đảm bảo đời sống của nhân viên tại Khu nghỉ dưỡng Crowne Plaza Phú Quốc Starbay thì mức độ hài lịng của nhân viên càng cao.
Giả thuyết 4: Nếu chế độ phúc lợi thỏa mãn nhu cầu sống của nhân viên tại Khu nghỉ dưỡng Crowne Plaza Phú Quốc Starbay thì mức độ hài lòng của nhân viên càng cao.
Giả thuyết 5: Nếu mối quan hệ giữa nhân viên và đồng nghiệp dựa trên cơ sở công bằng và tôn trọng tại Khu nghỉ dưỡng Crowne Plaza Phú Quốc Starbay thì mức độ hài lịng của nhân viên càng cao.
Phương trình hồi quy tuyến tính chuẩn hóa có dạng
HLTB = 0.252 x DTTTTB + 0.333 x QHCVTB + 0.175 x TLTB + 0.209 x CDPLTB + 0.373 x TCCVTB
Trong đó:
HLTB: Mức độ hài lòng của nhân viên QHCVTB: Quan hệ công việc
TLTB: Tiền lương CDPLTB: Chế độ phúc lợi TCCVTB: Tính chất cơng việc DTTTTB: Đào tạo và thăng tiến
Xác định tầm quan trọng của các biến trong mơ hình
- Giả thuyết H1 đề nghị rằng “Tính chất cơng việc” có mối quan hệ cùng chiều với sự hài lịng trong cơng việc của nhân viên. Giả thuyết này được ủng hộ vì kết quả phân tích hồi quy chỉ ra “Tính chất cơng việc” có mối quan hệ cùng chiều với sự hài lòng của nhân viên là có ý nghĩa thống kê với B = 0.307, Beta = 0.373, t = 5,519 và Sig = 0.000 < 5%.
- Giả thuyết H2 đề nghị rằng “Đào tạo và Thăng tiến” có mối quan hệ cùng chiều với sự hài lịng trong cơng việc của nhân viên. Giả thuyết này được ủng hộ vì kết quả phân tích hồi quy chỉ ra “Đào tạo và Thăng tiến” có mối quan hệ cùng chiều với sự hài lòng của nhân viên là có ý nghĩa thống kê với B = 0.262, Beta = 0.252, t = 3,570 và Sig = 0.001 < 5%.
- Giả thuyết H3 đề nghị rằng “Tiền lương” có mối quan hệ cùng chiều với sự hài lịng trong cơng việc của nhân viên. Giả thuyết này được ủng hộ vì kết quả phân tích hồi quy chỉ ra “Tiền lương” có mối quan hệ cùng chiều với sự hài lịng của nhân viên là có ý nghĩa thống kê với B = 0.161, Beta = 0.175, t = 2,225 và Sig = 0.028 < 5%.
- Giả thuyết H4 đề nghị rằng “Chế độ phúc lợi” có mối quan hệ cùng chiều với sự hài lịng trong cơng việc của nhân viên. Giả thuyết này được ủng hộ vì kết quả phân tích hồi quy chỉ ra “Chế độ phúc lợi” có mối quan hệ cùng chiều với sự hài lòng của nhân viên là có ý nghĩa thống kê với B = 0.155, Beta = 0.209, t = 2,890 và Sig = 0.005 < 5%.
- Giả thuyết H5 đề nghị rằng “Quan hệ cơng việc” có mối quan hệ cùng chiều với sự hài lịng trong cơng việc của nhân viên. Giả thuyết này được ủng hộ vì kết quả phân tích hồi quy chỉ ra “Quan hệ cơng việc” có mối quan hệ cùng chiều với sự hài lịng của nhân viên là có ý nghĩa thống kê với B = 0.284, Beta = 0.333, t = 4,658 và Sig = 0.000 < 5%.
Kết quả bên trên cho thấy nhân tố “Tính chất cơng việc” có hệ số Beta chuẩn hóa cao nhất (Beta = 0.373) nên có tác động mạnh nhất đến sự hài lịng của nhân viên. Kế đến là các nhân tố “Quan hệ công việc” (Beta = 0.333), “Đào tạo thăng tiến” (Beta = 0.252), “Chế độ phúc lợi” (Beta = 0.209), “Tiền lương” (Beta = 0.175).