Cronbach’s alpha Hệ số tương quan biến tổng KK01 .866 .679 KK02 .837 KK03 .727 CV01 .697 .615 CV02 .597 CV03 .351 RC01 .770 .771 RC02 .450 RC03 .612 HL01 .856 .470 HL02 .748 HL03 .715 HL04 .613 HL05 .619
4.2.2. Phân tích nhân tố khám phá EFA
Sau khi phân tích hệ số tin cậy Cronbach’alpha, tất cả các biến đều thỏa. Sử dụng các biến này để tiến hành phân tích nhân tố khám phá. Trong đề tài này, tác giả tiến hành phân tích EFA cho các biến độc cùng một lúc. Riêng biến phụ thuộc (Sự hài lịng cơng việccủa nhân viên) được phân tích riêng.
4.2.2.1. Phân tích nhân tố (EFA) các biến độc lập.
Sử dụng phần mềm SPSS 20.0, ta tính được hệ số KMO và Bartlett’s test là 0.826 và Sig. của Bartlett’s test là 0.000 nhỏ hơn 0.05 nên các biến này có tương quan với nhau và hồn tồn phù hợp cho phân tích nhân tố.
Tác giả tiến hành đưa các biến quan sát của các thang đo sau vào phân tích nhân tố EFA:
- Sự khuyến khích sáng tạo - Đặc điểm cơng việc - Những rào cản sáng tạo
Kết quả phân tích EFA như sau:
Số lượng nhân tố trích được là 3 nhân tố. Hệ số KMO đạt 0.765
Kiểm định Bartlett: Đạt yêu cầu (Sig=0.000< 0.05).
Kết quả phân tích nhân tố cũng cho thấy phương sai được giải thích là 77.654% (lớn hơn 50%), điều này thể hiện rằng 3 nhân tố được trích ra này có thể giải thích được gần 78% biến thiên của dữ liệu, đây là kết quả chấp nhận được.
Điểm dừng khi trích các yếu tố tại nhân tố thứ 03 với eigenvalue là 1.310 ( >1). Kết quả phân tích nhân tố là phù hợp.
Tất cả các biến quan sát đều có hệ số tải >0.5.
Biến quan sát “KK02” và “KK03” có chênh lệch hệ số tải nhân tố nhỏ (<0.3) nên về mặt thống kê cần loại các biến này. Do đó, cần xem xét về mặt nội dung của các
biến này để quyết định giữ lại hay là loại các biến này khỏi mơ hình. Theo tác giả thì biến quan sát “KK02- Nhóm làm việc của tơi ln ủng hộ tôi thực hiện công việc theo những cách mới” và biến quan sát “KK03- Tổ chức của tôi luôn khuyến khích tơi làm việc một cách sáng tạo” giá trị nội dung không rõ ràng nên tác giả loại 2 biến này khỏi mơ hình nghiên cứu.
Trong bài nghiên cứu này, tác giả sử dụng phương pháp xoay Varimax, sau khi xoay ma trận thì có 1 biến quan sát của nhóm “đặc điểm cơng việc” CV3 di chuyển vào nhóm “Khuyến khích sáng tạo”.
Sau khi tiến hành loại các biến quan sát “KK02” và “KK03”, tác giả tiến hành phân tích nhân tố (EFA) lần 2, kết quả như sau:
4.2.2.2. Kết quả phân tích nhân tố (EFA) biến độc lập
Số lượng nhân tố trích được là 3 nhân tố.
Hệ số KMO đạt 0.662 : Phân tích nhân tố thích hợp với dữ liệu nghiên cứu. Bảng 4.6. Ma trận xoay của phân tích nhân tố EFA
Biến Nhân tố 1 2 3 RC1 .897 RC3 .779 RC2 .718 CV2 .866 CV1 .850 CV3 .883 KK1 .834 Cronbach’s Alpha 0.757 0.800 0.770 KMO 0.662 Bartlett (Sig.) 0.000 Tổng phương sai trích (%) 81.007
Kiểm định Bartlett: Đạt yêu cầu (Sig=0.000< 0.05). Chứng tỏ các biến quan sát trong phân tích nhân tố có tương quan với nhau trong tổng thể.
Tổng phương sai trích: 81.007% (lớn hơn 50%). Cho biết 7 nhân tố trên giải thích được 81.007% biến thiên của dữ liệu.
Giá trị hệ số Eigenvalue của các nhân tố đều đạt yêu cầu ( >1).
Qua kết quả phân tích nhân tố ta thấy, tất cả các biến đều có hệ số tải nhân tố đạt yêu cầu (faRCor loading > 0.5).
Các quan sát “KK02” và “KK03” có chênh lệch trọng số là khơng cao (λiA– λiB<0.3). Và sau khi xem xét lại giá trị nội dung, tác giả quyết định loại các biến này khỏi mơ hình.
4.2.2.3. Phân tích nhân tố (EFA) cho biến phụ thuộc.
Sau khi tiến hành phân tích nhân tố (EFA) cho các biến độc lập, tác giả tiến
hành phân tích nhân tố (EFA) cho biến phụ thuộc. Sự hài lịng cơng việccủa nhân viên gồm 5 biến quan sát (HL01-HL05)
Sử dụng phần mềm SPSS và đưa các biến vào phân tích, tác giả thu được kết quả như sau:
Bảng 4.7.Kết quả phân tích nhân tố EFA biến phụ thuộc STT Biến Nhân tố STT Biến Nhân tố 1 HL01 0.374 2 HL02 0.746 3 HL03 0.685 4 HL04 0.697 5 HL05 0.701 6 Cronbach’s Alpha 0.856 7 KMO 0.810 8 Bartlett (Sig.) 0.000 9 Tổng phương sai trích (%) 64.066
Kết quả phân tích nhân tố (EFA) cho biến phụ thuộc “Sự hài lịng cơng việccủa nhân viên” cho thấy:
- Kiểm định Bartlett: sig. = 0.000 < 0.05: các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể .
- Hệ số KMO = 0.810 > 0.5: Phân tích nhân tố thích hợp với dữ liệu nghiên cứu. - Có 1 nhân tố được trích ra từ phân tích nhân tố (EFA).
- Giá trị Eigenvalues = 3.203 > 1: đạt yêu cầu.
- Giá trị tổng phương sai trích: 64.006% > 50%, đạt yêu cầu.
- Tất cả các biến quan sát đều có hệ số tải nhân tố (faRCor loading > 0.5): đạt yêu cầu.
Như vậy, thang đo “Sự hài lịng cơng việccủa nhân viên đầu” đạt giá trị hội tụ.
4.2.2.4. Tóm tắt kết quả phân tích nhân tố (EFA)
Kết quả phân tích EFA cho 3 nhóm nhân tố của 3 biến độc lập, 1 nhóm nhân tố của biến phụ thuộc và được đặt tên lại như sau :
Nhân tố 1 : kí hiệu là X1 gồm 2 biến quan sát, các biến này được đặt tên chung là “Khuyến khích sáng tạo” gồm :
KK01 Người quản lý ( trực tiếp) của tơi ln khuyến khích tơi sáng tạo. CV03 Tơi có quyền thực hiện cơng việc theo cách của mình.
Nhân tố 2: kí hiệu là X2 gồm 2 biến quan sát, các biến này được đặt tên chung là “Đặc điểm cơng việc” gồm:
CV01 Tơi có đủ cơ sở vật chất, trang thiết bị để thực hiện cơng việc của mình CV02 Cơng việc của tơi có tính thử thách.
Nhân tố 3: kí hiệu là X3 gồm 3 biến quan sát, các biến này được đặt tên chung là “Rào cản sáng tạo” gồm:
RC01 Những chính sách của tổ chức làm cho việc sáng tạo của tơi trở nên khó khăn RC02 Những chính sách của tổ chức không cho phép tôi làm việc theo cách của mình
RC03 Cơng việc của tơi ln bị giới hạn thời gian nên rất khó để sáng tạo.
Nhân tố 4 (biến phụ thuộc): kí hiệu là Y gồm 5 biến quan sát, các biến này được đặt tên chung là “Sự hài lịng cơng việccủa nhân viên” gồm:
HL01 Tôi cảm thấy khá hài lịng với cơng việc hiện tại của mình HL02 Hầu như ngày nào tôi cũng say mê với cơng việc của mình.
HL03 Đối với tơi mỗi ngày tại nơi làm việc dường như trôi qua rất nhanh. HL04 Tơi thực sự thích thú với cơng việc của mình.
HL05 Tôi xem xét công việc của tôi khá cẩn trọng.
4.2.3. Điều chỉnh mơ hình nghiên cứu
4.2.3.1. Mơ hình điều chỉnh
Sau khi tiến hành kiểm định và đánh giá thang đo (thơng qua phân tích
Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố khám phá (EFA)), mơ hình nghiên cứu được vẫn như mơ hình đề nghị ban đầu.
Hình 4.1. Mơ hình điều chỉnh các yếu tố tác động đến sự hài lịng cơng việc
4.2.3.2. Các giả thuyết điều chỉnh
Giả thuyết H1 : Sự khuyến khích sáng tạo có tương quan cùng chiều với sự hài lịng cơng việc của nhân viên trong các công ty tư nhân ở thành phố Hồ Chí Minh.
Giả thuyết H2 : Nguồn lực để thực hiện công việc và mức độ tự do quyết định cách để thực hiện cơng việc có tương quan cùng chiều với sự hài lịng cơng việccủa nhân viên tại các cơng ty tư nhân tại thành phố Hồ Chí Minh.
Giả thuyết H3 : Những rào cản của sự sáng tạo có tương quan ngược chiều với sự hài lịng cơng việc của nhân viên.
Sự hài lịng cơng việc của nhân viên
Sự khuyến khích sáng tạo Tính chất cơng việc Những rào cản của sự sáng tạo H1 H3 H2 (+) (+) (-)
4.2.3.3. Các biến quan sát sau khi điều chỉnh.
Bảng 4.8. Biến quan sát điều chỉnh
STT Nhân tố Biến quan
sát
Nội dung biến quan sát
1 Khuyến khích
sáng tạo
KK01 Người quản lý ( trực tiếp) của tơi ln khuyến khích tơi sáng tạo.
CV03 Tơi có quyền thực hiện cơng việc theo cách của mình
2 Đặc điểm cơng
việc
CV01 Tơi có đủ cơ sở vật chất, trang thiết bị để thực hiện cơng việc của mình
CV02 Cơng việc của tơi có tính thử thách 3 Rào cản sáng
tạo
RC01 Những chính sách của tổ chức làm cho việc sáng tạo của tơi trở nên khó khăn
RC02 Những chính sách của tổ chức không cho phép tôi làm việc theo cách của mình RC03 Cơng việc của tơi ln bị giới hạn thời gian
nên rất khó để sáng tạo. 4 Sự hài lịng
cơng việc của nhân viên
HL01 Tôi cảm thấy khá hài lịng với cơng việc hiện tại của mình
HL02 Hầu như ngày nào tôi cũng say mê với công việc của mình.
HL03 Đối với tơi mỗi ngày tại nơi làm việc dường như trôi qua rất nhanh.
HL04 Tơi thực sự thích thú với cơng việc của mình.
4.3. Phân tích tương quan
Bảng 4.9. Phân tích tương quan
KK CV CT HL
KK
Tương quan Pearson 1 .372** -.302** .564**
Sig. (2-đuôi) .000 .001 .000
N 120 120 120 120
CV
Tương quan Pearson .372** 1 -.358** .437**
Sig. (2-đuôi) .000 .000 .000
N 120 120 120 120
CT
Tương quan Pearson -.302** -.358** 1 -.273**
Sig. (2-đuôi) .001 .000 .003
N 120 120 120 120
HL
Tương quan Pearson .564** .437** -.273** 1
Sig. (2-đuôi) .000 .000 .003
N 120 120 120 120
Kết quả phân tích tương quan cho thấy giữa biến độc lập và biến phụ thuộc có tương quan với nhau (sig < 0.05). Và giữa các biến độc lập cũng có tương quan với nhau, do đó khi chạy hồi qui phải xem xét hiện tượng đa cộng tuyến.
4.4. Phân tích hồi qui
Phân tích hồi quy tuyến tính được sử dụng để kiểm định các giả thuyết nghiên cứu, kết quả phân tích hồi uy như sau :
Bảng 4.10. Kết quả phân tích hồi qui
Mode R R2 R2 hiệu
chỉnh
Sai lệch SE
Bảng 4.11. Bảng ANOVA Model Sum of Model Sum of Squares Df Mean Square F Sig. 1 Regressio n 20.276 3 6.759 23.664 .000 b Residual 33.131 116 .286 Total 53.407 119
Biến phụ thuộc: Sự hài lịng cơng việc
Giá trị Sig. của kiểm định F rất nhỏ 0.000 < 0.05 cho thấy các nhân tố trong mơ hình có thể giải thích được sự thay đổi của biến hài lịng cơng việc.
Bảng 4.12. Bảng trọng số hồi qui
Model t Sig. Đa cộng tuyến
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1
(Constant) 1.754 .370 4.735 .000
KK .342 .060 .457 5.691 .000 .829 1.207
CV .194 .064 .250 3.052 .003 .795 1.258
CT -.034 .060 -.045 -.568 .571 .839 1.192
Biến phụ thuộc: Sự hài lịng cơng việc
Kết quả cho thấy giá trị R² hiệu chỉnh = 0.364, giá trị F là 23.664, Sig. = 0.000. Điều này chứng minh tương quan tuyến tính giữa các nhân tố với nhân tố hài lịng cơng việc. Tuy nhiên, hệ số VIF<2, do đó, khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa
các biến độc lập. Dựa vào giá trị R² cho thấy mức độ giải thích của mơ hình là 36.4%.
Từ kết quả phân tích hồi quy, ta nhận thấy có 2 nhân tố trong 3 nhân tố được xem xét hài lòng điều kiện Sig. < 0.05, ta có thể xây dựng phương trình hồi quy như sau: Y = 0.457*X1 + 0.250*X2
Trong đó:
Y – Sự hài lịng cơng việccủa nhân viên X1- Sự khuyến khích sáng tạo
X2- Đặc điểm công việc
4.5. Kiểm định giả thuyết
Từ hệ số Beta chuẩn hóa từ kết quả phân tích hồi quy cho 3 biến được tổng hợp dưới đây
Bảng 4.13. Hệ số bêta chuẩn hóa của phân tích hồi quy
Giả
thuyết Mối quan hệ
Hệ số chuẩn hóaBeta Sig.
Kiểm định giả thuyết
H1 Sự khuyến khích sáng tạoSự hài
lịng cơng việccủa nhân viên 0.457 0.000 Chấp nhận
H2 Đặc điểm công việc Sự hài lịng
cơng việccủa nhân viên 0.250 0.003 Chấp nhận
H3 Rào cản sáng tạoSự hài lịng
cơng việccủa nhân viên -0.045 0.571 Không chấp nhận
Giả thuyết H1 : Sự khuyến khích sáng tạo có tương quan cùng chiều đến sự hài lịng cơng việccủa nhân viên. Với hệ số chuẩn hóa Bêta là 0.457 (Sig. = 0.000 < 0.05)
nên kết luận yếu tố “sự khuyến khích sáng tạo” có tương quan cùng chiều với sự hài lịng cơng việccủa nhân viên, với độ tin cậy 95%. Chấp nhận giả thuyết H1.
Giả thuyết H2: Nguồn lực để thực hiện công việc và mức độ tự do quyết định cách để thực hiện cơng việc có tương quan cùng chiều đến sự hài lịng cơng việccủa nhân viên. Với hệ số chuẩn hóa Bêta là 0.250 (Sig. = 0.003 < 0.05) nên kết luận yếu tố “Nguồn lực để thực hiện công việc và mức độ tự do quyết định cách để thực hiện cơng việc” có tương quan cùng chiều với sự hài lịng cơng việccủa nhân viên, với độ tin cậy 95%. Chấp nhận giả thuyết H2.
Giả thuyết H3 : Sự rào cản sáng tạo có tương quan ngược chiều đến sự hài lịng cơng việccủa nhân viên. Với hệ số chuẩn hóa Bêta là 0.045 (Sig. = 0.571> 0.05) điều này có nghĩa ở độ tin cậy 95%, yếu tố “sự rào cản sáng tạo” khơng giải thích được mức độ hài lịng của nhân viên. Giả thuyết H3 bị bác bỏ.
4.6. Thống kê mô tả sự hài lịng cơng việc của nhân viên
Kết quả thông kê cho thấy mức độ hài lịng cơng việc chung của nhân viên tại các công ty tư nhân trên địa bàn thành phố Hồ Chí Minh là 3.72< 4 (giá trị đồng ý), mức độ này khá thấp so với mức chấp nhận được là 4.
Bảng 4.14. Bảng thống kê mô tả mẫu
N Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Trung vị Độ lệch chuẩn Phương sai CV 120 1.00 5.00 3.8125 .86496 .748 RC 120 1.00 4.33 2.5194 .89484 .801 KK 120 1.00 5.00 3.8250 .89501 .801 HL 120 1.80 5.00 3.7167 .66992 .449 Valid N (listwise) 120
Các nhân tố “Đặc điểm cơng việc” và “Sự khuyến khích sáng tạo”, lần lượt có giá trị trung bình trong mẫu khảo sát là 3.81 và 3.83 các yếu tố này có mức độ đồng ý ở mức độ nhỏ hơn 4, điều này đồng nghĩa với sự hài lòng đối với yếu tố trên của quản lý cấp trung không cao.
4.7. Các kết luận từ nghiên cứu
Kết quả hồi quy cho thấy có 2 nhân tố là “Đặc điểm công việc” và “Sự khuyến khích sáng tạo” có ảnh hưởng trực tiếp đến sự hài lịng cơng việc của nhân viên. Tuy nhiên, trong nghiên cứu này khơng phát hiện ra có mối quan hệ giữa sự hài lịng cơng việc chung với các yếu tố “Rào cản sáng tạo”.
Bảng 4.15. Thứ tự nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lịng cơng việc
Biến Hệ số chuẩn
hóaBêta
Mức độ quan trọng(mức độ càng lớn, tầm quan trọng càng cao) Đặc điểm công việcHài
lịng cơng việc 0.250 1
Sự khuyến khích sáng
tạoHài lịng cơng việc 0.457 2
Về đặc điểm công việc : Theo kết quả hồi quy, yếu tố đặc điểm cơng việc có ảnh hưởng tích cực đến sự hài lịng cơng việc. Điều này có củng cố thêm lý thuyết nghiên cứu được đề cập ở chương 2. Với hệ số bêta bằng 0.250, Sig. = 0.003, ta có thể kết luận rằng yếu tố giao tiếp có ảnh hưởng tích cực đối với sự hài lịng cơng việc của nhân viên, khi gia tăng yếu tố giao tiếp lên một đơn vị thì mức độ hài lịng cơng việc của quản lý cấp trung tăng lên 0.250. Như vậy, công ty cần trang bị đầy đủ các nguồn lực như trang thiết bị, nguồn quỹ…cho từng công việc cũng như nhiệm vụ đặc ra đối với nhân viên phải có tính thách thức. Từ đó sẽ tăng mức độ hài lịng cơng việc của nhân viên trong tổ chức.
Về sự khuyến khích sáng tạo : Với hệ số bêta chuẩn hóa là 0.457, Sig = 0.000, nhân tố sự khuyến khích sáng tạo có ảnh hưởng quan trọng đến sự hài lịng cơng việc của nhân viên. Khi gia tăng sự khuyến khích sáng tạo lên một đơn vị thì mức độ hài lịng cơng việc chung sẽ tăng lên 0.457 đơn vị. Như vậy, công ty cần đào tạo được các quản lý trực tiếp của các bộ phận, nhóm ln ln biết cách để khuyến khích