Mơ hình Hệ số R R 2 R2 Hiệu ch nh Sai số chuẩn của ƣớc lƣợng Thống ê thay đổi Hệ số Durbin -Watson R2 thay đổi thay đổi df1 df2 Mức ý nghĩa thay đổi 1 0,700a 0,49 0,483 0,60978 0,49 75,341 4 314 0 2,06 a. Các dự báo: (Hằng số), HV, LQ, HP, TT b. Biến phụ thuộc: HQCV
Bảng 4.8. Đánh giá độ phù hợp cuả mơ hình hồi quy bội lần đầu
M hình Tổng bình phƣơng df Bình phƣơng trung bình F Mức ý nghĩa
1 Hồi quy 112,056 4 28,014 75,341 0,000a
Phần dƣ 116,755 314 0,372
Tổng 228,811 318
a. Các dự báo: (Hằng số), HV, LQ, HP, TT b. Biến phụ thuộc: HQCV
Bảng 4.9. Thơng số của m hình hồi quy tuyến tính bội lần đầu
Mơ hình
Hệ số chƣa chuẩn h a Hệ số chuẩn h a
t Sig.
Thống ê đa c ng tuyến B Sai số chuẩn Beta Tolerance VIF
1 (Constant) 1,427 0,278 5,135 0,000 TT 0,625 0,054 0,588 11,501 0,000 0,621 1,609 LQ -0,09 0,053 -0,082 -1,708 0,089 0,712 1,405 HP 0,272 0,045 0,285 6,017 0,000 0,725 1,379 HV -0,041 0,042 -0,045 -0,97 0,333 0,755 1,325 a. Biến phụ thuộc: HQCV
Từ Bảng 4.9, hai yếu tố: LQ và HV có sig >0,05 nên loại 2 yếu tố này ta được:
Bảng 4.10. Tóm tắt mơ hình hồi quy tuyến tính bội lần cuối
Mơ hình Hệ số R R 2 R2 Hiệu ch nh Sai số chuẩn của ƣớc lƣợng Thống ê thay đổi Hệ số Durbin - Watson R2 thay đổi thay đổi df1 df2 Mức ý nghĩa thay đổi 1 0,695a 0,483 0,480 0,61185 0,483 147,600 2 316 0,000 2,057 a. Các dự báo: (Hằng số), HP, TT b. Biến phụ thuộc: HQCV
Bảng 4.11. Đánh giá độ phù hợp mơ hình hồi quy tuyến tính bội lần cuối
M hình Tổng bình phƣơng df Bình phƣơng trung bình F Mức ý nghĩa
1 Hồi quy 110,512 2 55,256 147,600 0,000a
Phần dƣ 118,299 316 0,374
Tổng 228,811 318 a. Các dự báo: (Hằng số), HP, TT
b. Biến phụ thuộc: HQCV
Bảng 4.12. Thông số của m hình hồi quy tuyến tính bội lần cuối
M hình
Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t
Mức ý nghĩa
Thống ê đa c ng tuyến
B Sai số chuẩn Beta
Hệ số Tolerance Nhân t ph ng đại phƣơng sai VI 1 (Constant) 1,152 0,243 4,740 0,000 TT 0,576 0,048 0,541 11,956 0,000 0,798 1,253 HP 0,245 0,043 0,256 5,648 0,000 0,798 1,253 a. Biến phụ thuộc: HQCV
4.4.3. Ph n t ch các giả thuyết trong mơ hình
Các kết luận dựa trên hàm hồi quy tuyến tính thu được chỉ có ý nghĩa khi hàm hồi quy đó phù hợp với dữ liệu mẫu và các hệ số hồi quy khác khơng có ý nghĩa, đồng thời các giả định của hàm hồi quy tuyến tính được đảm bảo. Vì thế, trước khi phân tích kết quả hồi quy cần thực hiện các kiểm định về độ phù hợp của mơ hình, kiểm định ý nghĩa các hệ số hồi quy và đặc biệt là kiểm định các giả định của hàm hồi quy.
4.4.3.1. iểm định các giả định của m hình
Từ kết quả quan sát trong mẫu, ta phải suy rộng kết luận cho mối quan hệ giữa các biến trong tổng thể. Sự chấp nhận và diễn giải kết quả hồi quy không thể tách rời các giả định cần thiết của mơ hình hồi quy. Nếu các giả định bị vi phạm thì các kết quả ước lượng khơng đáng tin cậy nữa (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005).
Trong phần này, tác giả tiến hành kiểm định các giả định hàm hồi quy tuyến tính cổ điển bao gồm các giả định:
- Khơng có hiện tượng đa cộng tuyến. - Phương sai của phần dư không đổi. - Các phần dư có phân phối chuẩn.
- Khơng có hiện tượng tương quan giữa các phần dư.
a. em xét giả định h ng c hiện tƣợng đa cộng tuyến
Trong mơ hình hồi quy tuyến tính bội, giả định giữa các biến độc lập của mơ hình khơng có hiện tượng đa cộng tuyến. Hiện tượng này có thể phát hiện thơng qua hệ số phóng đại (VIF). Nếu VIF lớn hơn 10 thì hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng. Trong mơ hình này, để khơng có hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng thì VIF phải nhỏ hơn 10. Qua Bảng 4.12, giá trị VIF thành phần đều nhỏ hơn 10 chứng tỏ khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
b. Giả định phƣơng sai của phần dƣ h ng đổi
Xem xét đồ thị của phần dư chuẩn hóa theo giá trị dự báo của biến phụ thuộc hiệu quả công việc để kiểm tra có hiện tượng phương sai thay đổi hay khơng. Quan sát đồ thị phân tán ở Biểu đồ 4.1, nhận thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên theo đường hồnh độ khơng. Như vậy, giả định phương sai phần dư của mơ hình hồi quy khơng đổi.
c. Giả định về phần phối chuẩn của phần dƣ
Phần dư có thể khơng tn theo phân phối chuẩn vì nhiều lý do, sử dụng mơ hình khơng đúng, phương sai không phải là hằng số, số lượng phần dư khơng đủ nhiều để phân tích (Hồng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005). Trong phần này, tác giả sử dụng biểu đồ Histogram, P-P để xem xét. Nhìn vào Biểu dồ 4.2 và Biểu đồ 4.3, giả định phần phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Biểu đồ 4.2. Biểu đồ tần số của phần dƣ chuẩn h a
Trước hết, xem xét tần số của phần dư chuẩn hóa ở biểu đồ 4.2, phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn St.Dev = 0,997 tức gần bằng 1. Do đó, có thể kết luận rằng giả thuyết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Từ Biểu đồ 4.3, các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng mà phân tán dọc theo, sát đường kỳ vọng nên có thể chấp nhận giả thuyết cho rằng phân phối của phần dư là phân phối chuẩn. Từ các kết quả kiểm định trên, có thể kết luận giả định phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Biểu đồ 4.3. Biểu đồ tần số P-P
d. Giả định về tính độc lập của phần dƣ
Khi xảy ra hiện tượng tự tương quan, các ước lượng của mơ hình hồi quy khơng đáng tin cậy. Phương pháp kiểm định có ý nghĩa nhất để phát hiện tự tương quan là kiểm định Dubin-Watson (d). Nếu 1<d<3 thì kết luận mơ hình khơng có tự tương quan, nếu 0<d<1 thì kết luận mơ hình có tự tương quan dương, nếu 3<d<4 thì kết luận mơ hình có tự tương quan âm. Bảng 4.10 thể hiện Durbin - Watson là 2,057, có nghĩa là chấp nhận giả định khơng có tương quan giữa các phần dư.
Như vậy, các giả định của mơ hình hồi quy tuyến tính đều thỏa mãn. Tiếp theo các kiểm định về độ phù hợp và kiểm định các hệ số hồi quy được trình bày.
4.4.3.2. iểm định độ phù hợp của m hình
Hệ số R2 trong mơ hình là 0,483 đánh giá độ phù hợp của mơ hình. Mặt khác, kết quả nghiên cứu cho thấy R2 điều chỉnh là 0,480 < R2, sử dụng hệ số này để đánh giá độ phù hợp của mơ hình nghiên cứu sẽ an tồn và chính xác hơn vì nó khơng thổi phồng độ phù hợp mơ hình (Bảng 4.10). R2 điều chỉnh bằng 0,480 nghĩa là mơ hình hồi
quy tuyến tính bội xây dựng có các biến tiềm ẩn và các biến độc lập giải thích được 48,0% sự biến thiên của biến phụ thuộc. Ngoài ra, kiểm định F được sử dụng trong phân tích phương sai vẫn là phép kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính tổng thể. Giá trị F trong Bảng 4.11 là 147,600, trị số này được tính từ giá trị R2 đầy đủ, mức ý nghĩa quan sát (Sig= 0,000) rất nhỏ sẽ an toàn khi bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng β1 = β2 = β3 = β4.
Với số liệu này, mơ hình hồi quy tuyến tính đưa ra là phù hợp với dữ liệu và có thể sử dụng được.
4.4.4. Ý nghĩa các hệ số hồi quy ri ng phần trong mơ hình
Hệ số hồi quy riêng trong mơ hình dùng để kiểm định vai trò quan trọng của các biến độc lập tác động như thế nào đối với biến phụ thuộc. Cụ thể hơn, các hệ số riêng trong mơ hình cho biết mức độ ảnh hưởng các biến.
Thông qua hệ số Beta chuẩn hóa trong kết quả hồi quy Bảng 4.8, mơ hình hồi quy bội của hiệu quả công việc dựa trên kết quả khảo sát nghiên cứu này là:
HQCV = 1,152 + 0,576 * TT + 0,245 * HP
Sự tự tin là một yếu tố có ảnh hưởng lớn nhất đến hiệu quả công việc của Dược sĩ (có hệ số hồi quy lớn nhất). Dấu dương của hệ số β có ý nghĩa là mối quan hệ giữa yếu tố “tự tin” và “hiệu quả cơng việc” là mối quan hệ cùng chiều. Theo đó, khi người dược sĩ cảm nhận rằng mình tự tin với cơng việc thì hiệu quả cơng việc càng tăng. Kết quả hồi quy (Bảng 4.12) có β3 = 0,576 (mức ý nghĩa < 0,05) nghĩa là khi tăng sự tự tin
lên 1 đơn vị độ lệch chuẩn thì hiệu quả cơng việc tăng thêm 0,576 đơn vị lệch chuẩn, Vậy giả thuyết H3 được chấp nhận.
Sự hồi phục là một yếu tố có ảnh hưởng lớn tiếp theo đến hiệu quả công việc của Dược sĩ. Dấu dương của hệ số β có ý nghĩa là mối quan hệ giữa yếu tố “hồi phục” và “hiệu quả công việc” là mối quan hệ cùng chiều. Theo đó, khi người dược sĩ cảm nhận rằng mình hồi phục tốt với cơng việc thì hiệu quả cơng việc càng tăng. Kết quả hồi quy (Bảng 4.12) có β4 = 0,245 (mức ý nghĩa < 0,05) nghĩa là khi tăng sự hồi phục
lên 1 đơn vị độ lệch chuẩn thì hiệu quả cơng việc tăng thêm 0,245 đơn vị lệch chuẩn. Vậy giả thuyết H4 được chấp nhận.
4.4.5. Kiểm đ nh các giả thuyết nghi n cứu
Có 4 giả thuyết được đề nghị, tiến hành kiểm định lần lượt các giả thuyết có kết quả như sau (Bảng 4.13):
Bảng 4.13. ết quả iểm định các giả thuyết nghiên cứu Giả
thuyết Phát biểu Trị thống ê ết quả
H1 Hy vọng có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả cơng việc 0,333>0,05 Bác bỏ
H2 Lạc quan có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả cơng việc 0,089>0,05 Bác bỏ
H3 Tự tin có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả cơng việc 0,000<0,05 Chấp nhận
H4 Hồi phục có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả công việc 0,000<0,05 Chấp nhận
Hình 4.2. Kết quả kiểm định mơ hình lý thuyết
4.5. iểm định sự hác biệt giữa các biến iểm soát với sự tác động của năng lực tâm lý đến hiệu quả c ng việc
Trong các phần đã được phân tích ở Chương 4, chúng ta đã phân tích các nhân tố năng lực tâm lý tác động vào hiệu quả công việc của người Dược sĩ tại TP.HCM. Trong phần 4.5 này, tác giả tiếp tục đi tìm câu trả lời liệu mức độ cảm nhận về các nhân tố nêu trên có sự khác biệt giữa các nhóm Dược sĩ khi họ được chia theo giới tính,
Tự tin Hồi phục Lạc quan Hy vọng Hiệu quả công việc β4 = 0,272/0,000 β4 = 0,625/0,000 β2 = - 0,09/0,000 β1 = -0,042/0,000
nhóm tuổi, lĩnh vực cơng việc, trình độ chun mơn, loại hình cơng ty và quy mơ cơ quan. Tác giả dùng phân tích T-Test cho hai biến kiểm sốt giới tính và loại hình cơng ty. Phân tích phương sai (Anova) cho bốn biến kiểm sốt là nhóm tuổi, lĩnh vực cơng việc, trình độ chun mơn, và quy mơ cơ quan, đây là sự mở rộng của phép kiểm định t, vì phương pháp này giúp so sánh trị trung bình của 3 nhóm trở lên. Kết hợp với phép kiểm định Benferroni, là thủ tục so sánh bội được dùng để xác định sự khác nhau có nghĩa giữa trị số trung bình của từng cặp nhóm đối tượng với nhau. Phép kiểm định này cho phép linh hoạt điều chỉnh được mức ý nghĩa khi tiến hành so sánh bội dựa trên số lần tiến hành so sánh.
Sau khi tiến hành phân tích T-Test cùng mức ý nghĩa 0,05 kết quả thu được như sau:
- Có sự khác biệt về các nhân tố nêu trên trong mẫu nghiên cứu khi được chia theo giới tính của người Dược sĩ.
- Khơng có sự khác biệt trong về các nhân tố nêu trên trong mẫu nghiên cứu khi được chia theo loại hình cơng ty của người Dược sĩ hiện đang cơng tác.
Sau khi tiến hành phân tích ANOVA với kiểm định Bonferroni cùng mức ý nghĩa 0,05 kết quả thu được như sau:
- Có sự khác biệt về các nhân tố nêu trên trong mẫu nghiên cứu khi được chia theo độ tuổi và trình độ chuyên môn của người Dược sĩ.
- Khơng có sự khác biệt về các nhân tố nêu trên trong mẫu nghiên cứu khi được chia theo lĩnh vực công việc và quy mô cơ quan của người Dược sĩ.
T m tắt chƣơng 4
Trong chương 4 tác giả trình bày kết quả nghiên cứu gồm các nội dung: thông tin mẫu nghiên cứu, kiểm định thang đo, mơ hình nghiên cứu, phân tích hồi quy. Tác giả xem xét ảnh hưởng của các biến năng lực tâm lý đến hiệu quả công việc của người Dược sĩ.
CHƢƠNG 5. HÀM Ý VÀ KẾT LUẬN
Chương 5 trình bày phần thảo luận kết quả nghiên cứu được ở Chương 4, thơng qua đó tác giả đưa ra các giải pháp nhằm nâng cao hiệu quả công việc dựa trên năng lực tâm lý của người Dược sĩ.
5.1. Thảo luận ết quả
Kết quả phân tích ở chương 4 cho thấy hiệu quả công việc chịu ảnh hưởng bởi hai yếu tố chính được sắp xếp theo thứ tự tác động giảm dần là tự tin và hồi phục. Ngược lại, các yếu tố hy vọng và lạc quan khơng có tác động đáng kể đến hiệu quả công việc. Điều này phản ánh thực tế làm việc hiện nay của người Dược sĩ trên các lĩnh vực hành nghề khác nhau.
Theo bảng 5.1, giá trị trung bình của hai yếu tố tự tin và hồi phục đều có trung bình lớn hơn 3 (mức độ trên trung bình) và khá gần nhau. Độ lệch chuẩn của các yếu tố cũng xấp xỉ nhau.
Bảng 5.1. Điểm trung bình mức độ đồng ý đối với các yếu tố
Biến quan sát Số quan sát Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn TT 319 3,22 6,78 4,9892 0,79793 HP 319 2,33 7,00 5,0063 0,88703 HQCV 319 2,50 7,00 5,2476 0,84825 Hợp lệ 319
Đối chiếu kết quả với nghiên cứu của Nguyễn Đình Thọ (2011) - Năng lực tâm lý và chất lượng cuộc sống tác động đến kết quả cơng việc của nhân viên marketing, thì năng lực tâm lý của nhân viên marketing vẫn còn đủ 4 yếu tố là hy vọng, lạc quan, thích ứng, hiệu quả. Như vậy đối với người Dược sĩ yếu tố lạc quan khơng có ý nghĩa tác động đến hiệu quả công việc, do bởi công việc của nhân viên ngành Dược mặc dù cũng áp lực nhưng so với nhân viên ngành Marketing thì áp lực thấp hơn do tính chất cơng việc
marketing địi hỏi sự sáng tạo cao. Bên cạnh đó, yếu tố hy vọng và tự tin có những điểm tương đồng trong suy nghĩ của nhân viên ngành Dược nên đã gộp lại thành một nhân tố.
Tuy chưa có nhiều số liệu nghiên cứu chứng minh, nhưng theo nhận định của tác giả, có thể giải thích hiệu quả cơng việc của người Dược sĩ phụ thuộc nhiều vào những yếu tố của năng lực tâm lý có liên quan đến “kỹ năng”. Ví dụ, một Dược sĩ sẽ có sự tự tin cao hơn, có biện pháp và cách thức giúp tự hồi phục nhanh hơn nếu được trang bị đầy đủ kỹ năng chuyên môn cũng như kỹ năng mềm cần thiết (kỹ năng quản lý thời gian và công việc, kỹ năng làm việc nhóm, kỹ năng giao tiếp …). Ngược lại, các yếu tố hy vọng và lạc quan thường ít liên quan việc trang bị kỹ năng mà chủ yếu khác nhau tùy theo bản chất từng cá thể, và hiệu quả công việc được chứng minh là không phụ thuộc đáng kể vào các yếu tố loại này.
Trên thực tế nghề nghiệp hiện nay, sự tự tin có vai trị trong nhiều lĩnh vực hành nghề dược. Dược sĩ làm việc trong lĩnh vực đào tạo nhân lực phải đủ tự tin để có thể truyền đạt kiến thức chuyên môn sâu, để thiết kế bài giảng cũng như chủ trì những cuộc thảo luận nhóm giữa các sinh viên. Người Dược sĩ làm việc trong lĩnh vực kinh