Từ kết quả bảng 4.9 ta thấy tất cả các thang đo đều đạt độ tin cậy, các thang đo đều có hệ số tƣơng quan biến tổng đều lớn hơn 0,3 và các hệ số Cronbach‟s Alpha đủ tiêu chí là lớn hơn 0,6. Cụ thể thang đo Hỗ trợ mục tiêu có hệ số Cronbach‟s Alpha lớn nhất là 0,867, cịn thang đo Mục tiêu cơng việc có hệ số Cronbach‟s Alpha nhỏ nhất là 0,740, và loại đi một biến quan sát VC5 trong thang đo Điều kiện làm việc. Do đó ta chỉ cịn 28 biến quan sát sẽ đƣợc đƣa vào việc phân tích nhân tố EFA.
Phân tích nhân tố EFA 4.3
4.3.1 Thực hiện phân tích EFA cho biến độc lập
Có khá nhiều bảng đƣợc hiện hữu ở Output nhƣng đây ta sẽ theo sát ba bảng chủ yếu là: KMO and Barlett‟s test, Total Variance Explained và ma trận khi đã xoay Rotated Component Matrix đối với các biến quan sát
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. 0 0,772 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 3259,604 df 276 Sig. 0,000
Bảng 4. 10 Bảng 4.10 Hệ số KMO và kiểm định Bartlett
Xem xét hệ số KMO – Kaiser Meyer Olkin là 0.772 nằm ở bảng KMO và kiểm định Barlett thì đƣợc xem là đủ điều kiện để phân tích nhân tố là phù hợp. Vì trị số KMO phải đạt giá trị 0.5 trở lên và nhỏ hơn hoặc bằng 1 thì phân tích nhân tố có khả năng thích hợp với tập dữ liệu nghiên cứu ( Theo nguồn Hoàng Trọng, Chu Nguyễn Mộng Ngọc năm 2008, Phân tích dữ liệu nghiên cứu SPSS tập 2, nhà xuất bản Hồng Đức, ở trang 31)
Quan sát tiếp đó là sig Barlett‟s test là 0.000, điều này chứng tỏ kiểm định Barlett có ý nghĩa thống kê vì tiêu chí u cầu là nhỏ hơn 0.05 vì thế các biến quan sát có tƣơng quan với nhau trong các nhân tố ( Theo Nguyễn Đình Thọ, Phƣơng pháp nghiên cứu khoa học trong kinh doanh, nhà xuất bản Tài chính, tái bản lần thứ hai trang 413)
Rà sốt tại bảng Total Variance Explained ta sẽ có 5 nhân tố trích đƣợc tại eigenvalue, vì những nhân tố này có trị số Eigenvalue đều lớn hơn 1 thì sẽ đƣợc giữ lại trong mơ hình phân tích ( Theo Hoàng Trọng, Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008, 34)
Nhân tố Eigenvalues khởi tạo Tổng
cộng
% của phƣơng sai % tích lũy
1 4,073 16,972 16,972 2 3,152 13,134 30,106 3 3,071 12,796 42,901 4 2,528 10,532 53,434 5 2,060 8,585 62,018 Bảng 4. 11 Bảng tổng phương sai trích
Ngồi ra chú ý đến tổng phƣơng sai trích của bảng Total Variance Explained là 62,018 % tức lớn hơn 50 % chứng tỏ mơ hình EFA là phù hợp.
Thành phần 1 2 3 4 5 HT1 0,871 HT2 0,833 HT4 0,803 HT3 0,773 HT5 0,747 TT3 0,797 TT4 0,797 TT5 0,795 TT1 0,783 TT2 0,768 TC4 0,790 TC2 0,774 TC3 0,740 TC5 0,719 TC1 0,704 DK1 0,907 DK4 0,837 DK3 0,783 DK2 0,762 MT4 0,756 MT3 0,710 MT2 0,696 MT1 0,683 MT5 0,628
Sau khi kiểm định thang đo bằng phƣơng pháp EFA qua bảng 4.12 cho thấy hệ số nhân tố tải của các biến đều thoải mãn tiêu chí >0,5 do đó các biến đƣợc đƣa vào 5 nhân tố để phân tích hồi quy bao gồm:
Mục tiêu cơng việc (MT) gồm 5 biến: MT1, MT2, MT3, MT4, MT5 Sự tự tin (TT) gồm 5 biến: TT1, TT2, TT3, TT4, TT5
Hiệu ứng tích cực (TC) gồm 5 biến: TC1, TC2, TC3, TC4, TC5 Hỗ trợ mục tiêu (HT) gồm 5 biến: HT1, HT2, HT3, HT4, HT5 Điều kiện làm việc (VC) gồm 4 biến: VC1, VC2, VC3, VC4
4.3.2 Thực hiện phân tích EFA cho biến phụ thuộc
Tƣơng tự với các bƣớc thực hiện trên biến độc lập, tác giả tiến hành thực hiện phân tích nhân tố khám phá EFA cho biến phụ thuộc.
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. 0 0,708 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 557,387 df 6 Sig. 0,000
Bảng 4. 13 Hệ số KMO và kiểm định Bartlett biến phụ thuộc
Xem xét hệ số KMO – Kaiser Meyer Olkin là 0.708 và kiểm định Barlett có sig Barlett‟s test là 0,000 < 0,05 có ý nghĩa thống kê trong bảng 4.13 chứng tỏ điều kiện phân tích nhân tố là phù hợp.
Ngoài ra, trong bảng tổng phƣơng sai trích 4.14 ta thấy có duy nhất một nhân tố trích đƣợc tại eigenvalue >1, điều này phù hợp với biến phụ thuộc chỉ có một nhân tố nhƣ trong mơ hình nghiên cứu.
Nhân tố Eigenvalues khởi tạo Tổng
cộng
% của phƣơng sai % tích lũy
1 2,596 64,912 64,912
2 0,642 16,051 80,963
3 0,517 12,930 93,892
4 0,244 6,108 100,000
Bảng 4. 14 Bảng tổng phương sai trích biến phụ thuộc
Bảng 4.15 cho thấy ma trận nhân tố phân thành 1 nhân tố phù hợp duy nhất, trong khi đó ma trận xoay nhân tố cũng nêu ra chỉ có 1 nhân tố duy nhất đƣợc trích xuất và khơng thể xoay đƣợc. Điều này hồn tồn hợp lý, bởi SPSS chỉ thực hiện xoay nhân tố khi có từ 2 nhân tố trở lên đƣợc trích.
Component Matrixa Thành phần 1 HL1 0,878 HL2 0,830 HL3 0,754 HL4 0,753
Bảng 4. 15 Ma trận nhân tố các biến phụ thuộc
Theo kết quả bảng thực hiện phân tích nhân tốt EFA lần cuối cùng, tác giả có các nhân tố nhƣ sau:
Số thứ tự
Nhân tố
Các biến quan sát Phân loại
biến 1 MT MT1, MT2, MT3, MT4, MT5 (5 biến) Độc lập 2 TT TT1, TT2, TT3, TT4, TT5 (5 biến) Độc lập 3 TC TC1, TC2, TC3, TC4, TC5 (5 biến) Độc lập 4 HT HT1, HT2, HT3, HT4, HT5 (5 biến) Độc lập 5 VC VC1, VC2, VC3, VC4 (4 biến) Độc lập 6 HL HL1, HL2, HL3, HL4 (4 biến) Phụ thuộc
Tổng số lƣợng biến quan sát của các biến độc lập: 24 Tổng số lƣợng biến quan sát của biến phụ thuộc: 4
Bảng 4. 16 Tổng hợp các biến
Phân tích tƣơng quan 4.4
Sau khi đã trải qua cơng đoạn phân tích nhân tố EFA cùng với nhóm biến từ 28 biến quan sát phù hợp thành 5 nhân tố độc lập. Ở mỗi giá trị nhân tố là trung bình của các biến quan sát thành phần đo lƣờng chúng và thuộc nhân tố đó. Phân tích ma trận tƣơng quan đƣợc tiến hành nhằm mục tiêu xem xét sự phù hợp khi đƣa các nhân tố vào mơ hình hồi quy, đồng thời đây cũng là qua trình nhằm kiểm tra dấu của các hệ số nhân tố so với dấu của các hệ số trong phƣơng trình hồi quy ở bƣớc tiếp theo. Sử dụng hệ số tƣơng quan Pearson để kiểm tra mối tƣơng quan tuyến tính. Kết quả phân tích tƣơng quan giữa các yếu tố trong mơ hình đƣợc trình bày ở bảng 4.17 nhƣ sau:
TT TC HT MT DK HL TT Tƣơng quan Pearson 1 0,035 0,076 0,028 0,011 0,364 ** Giá trị sig 0,535 0,184 0,625 0,851 0,000 Số quan sát 310 310 310 310 310 310 TC Tƣơng quan Pearson 0,035 1 0,094 0,214 ** 0,036 0,337** Giá trị sig 0,535 0,100 0,000 0,530 0,000 Số quan sát 310 310 310 310 310 310 HT Tƣơng quan Pearson 0,076 0,094 1 0,079 0,051 0,467 ** Giá trị sig 0,184 0,100 0,164 0,369 0,000 Số quan sát 310 310 310 310 310 310 MT Tƣơng quan Pearson 0,028 0,214 ** 0,079 1 0,046 0,332** Giá trị sig 0,625 0,000 0,164 0,415 0,000 Số quan sát 310 310 310 310 310 310 VC Tƣơng quan Pearson 0,011 0,036 0,051 0,046 1 0,280 ** Giá trị sig 0,851 0,530 0,369 0,415 0,000 Số quan sát 310 310 310 310 310 310 HL Tƣơng quan Pearson 0,364 ** 0,337** 0,467** 0,332** 0,280** 1 Giá trị sig 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 Số quan sát 310 310 310 310 310 310 Bảng 4. 17 Hệ số tương quan
Quan sát bảng tƣơng quan thì thấy khơng có con số nào bị âm nhƣ vậy tất cả sẽ có mối tƣơng quan tuyến tính thuận chiều giữa biến độc lập và biến phụ thuộc. Sig tƣơng quan Pearson các biến độc lập TT, TC, HT, MT, DK với biến phụ thuộc HL đều nhỏ hơn 0,5. Nhƣ vậy có mối liên hệ tuyến tính giữa các biến độc lập này với biến HL tức tƣơng quan này đều có ý nghĩa. Giữa HT và HL có mối tƣơng quan mạnh nhất với hệ số tƣơng quan Pearson là 0,467, giữa VC và HL thì mối tƣơng quan yếu nhất với hệ số tƣơng quan Pearson là 0,280.
Phân tích hồi quy bội 4.5
Để kiểm định sự phù hợp giữa năm yếu tố ảnh hƣởng đến sự hài lòng với yếu tố sự hài lịng, hàm hồi qui tuyến tính bội với phƣơng pháp đƣa vào một lƣợt. Nghĩa là phần mềm SPSS xử lý tất cả các biến đƣa vào một lần và đƣa ra các thông số thống kê liên quan đến các biến, năm yếu tố ảnh hƣởng đến sự hài lòng là biến độc lập (Independents) và sự hài lòng là biến phụ thuộc (Dependent) sẽ đƣợc đƣa vào chạy hồi qui cùng một lúc.
4.5.1 Kiểm định độ phù hợp của mơ hình
Kết quả phân tích hồi qui bội tại bảng 4.18 cho thấy R² điều chỉnh (Adjusted R Square) bằng 0,519 nghĩa là mức độ phù hợp của mơ hình là 51,9% (mơ hình đã giải thích đƣợc 51,9% sự biến thiên của biến phụ thuộc là sự hài lòng), còn lại 49,1% sự hài lòng xuất phát từ các yếu tố khác chƣa đƣa vào mơ hình. Có thể nói các biến đƣợc đƣa vào mơ hình đạt kết quả giải thích khá tốt.
Mơ hình Giá trị R R bình phƣơng R bình phƣơng hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ƣớc lƣợng Giá trị Durbin- Watson 1 0,721a 0,519 0,511 0,410 1,634 a.Biến quan sát: VC, TT, TC, HT, MT b. Biến phụ thuộc: HL Bảng 4. 18 Bảng tóm tắt mơ hình
Quan sát ta thấy giá trị R2 hiệu chỉnh bằng 0,519 cho thấy biến độc lập đƣa vào hồi quy ảnh hƣởng 51,9% sự thay đổi của biến phụ thuộc, còn lại 48,1% là do các biến ngồi mơ hình và sai số ngẫu nhiên
Ngồi ra hệ số Durbin – Watson = 1,634 nằm trong khoảng 1,5 đến 2,5 do đó khơng có hiện tƣợng tự tƣơng quan chuỗi bậc nhất xảy ra
Mơ hình Tổng các bình phƣơng df Trung bình bình phƣơng F Sig. 1 Hồi quy 55,183 5 11,037 65,653 0,000b Phân dƣ 51,104 304 0,168 Tổng 106,287 309 a. Biến phụ thuộc: HL b. Biến quan sát: VC, TT, TC, HT, MT Bảng 4. 19 Bảng ANOVAa Kết quả nhận đƣợc từ bảng ANOVAb
tại bảng 4.19 cho thấy trị thống kê F là 65,653 với giá trị Sig. nhỏ (= 0,000 < 0,05). Nhƣ vậy, có thể kết luận rằng mơ hình hồi qui bội thỏa mãn các điều kiện đánh giá và kiểm định độ phù hợp mơ hình
Mơ hình Hệ số hồi quy chƣa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy chuẩn
hóa
t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận VIF- hệ số phóng đại phƣơn g sai 1 Hằn g số -1,636 ,249 -6,572 ,000 TT ,283 ,036 ,317 7,948 ,000 ,993 1,007 TC ,207 ,036 ,231 5,661 ,000 ,947 1,056 HT ,326 ,034 ,390 9,721 ,000 ,980 1,020 MT ,237 ,042 ,232 5,683 ,000 ,949 1,054 VC ,164 ,028 ,237 5,956 ,000 ,995 1,005 a. Biến phụ thuộc: HL Bảng 4. 20 Bảng hệ số hồi quy
Với kết quả phân tích hồi qui tại bảng 4.20 các giá trị Sig. tƣơng ứng với các biến TT, TC, HT, MT, VC lần lựợt là 0,000; 0,000; 0,000, 0,000; 0,000 và 0,000 đều nhỏ hơn 0,05. Vì vậy, có thể khẳng định lần nữa các biến này có ý nghĩa trong mơ hình, do đó các biến độc lập đều có ý nghĩa giải thích cho biến phụ thuộc, khơng biến nào bị loại khỏi mơ hình.
Khi đó các biến độc lập đều có ý Kết quả từ bảng 4.20 với hệ số phóng đại phƣơng sai (VIF) có giá trị thấp nhất là 1,005 và cao nhất là 1,054 đạt yêu cầu (VIF < 10). Có thể kết luận mơ hình hồi qui tuyến tính bội khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến. Nhƣ vậy, mối quan hệ giữa các biến độc lập khơng ảnh hƣởng đến việc giải
thích mơ hình hồi qui tuyến tính bội. Khi đạt u cầu (VIF < 10). Mơ hình hồi qui đƣợc xem là phù hợp với tổng thể nghiên cứu khi không vi phạm các giả định cần thiết dƣới đây:
Thứ nhất Giả định liên hệ tuyến tính
Kết quả hình 4.1 cho thấy phần dƣ phân tán ngẫu nhiên qua đƣờng thẳng qua điểm 0 khơng tạo thành một hình dạng nào cụ thể nào. Nhƣ vậy, giả định liên hệ tuyến tính đƣợc đáp ứng.
Hình 4. 1 Biểu đồ phân tán của phần dư
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Thứ hai Giả định khơng có hiện tƣợng tự tƣơng quan
Đại lƣợng thống kê Durbin-Watson (d) đƣợc dùng để kiểm định tƣơng quan chuỗi bậc nhất. Kết quả hồi qui nhận đƣợc từ bảng 4.14 cho thấy đại lƣợng thống kê
Durbin-Watson có giá trị là 1,634 thỏa điều kiện cần thiết (1,5< d < 3,5) nên chấp nhận giả thuyết khơng có hiện tƣợng tự tƣơng quan chuỗi bậc nhất trong mơ hình.
Thứ ba Giả định phần dƣ có phân phối chuẩn
Kiểm tra biểu đồ phân tán của phần dƣ hình 4.2 cho thấy phân phối phần dƣ xấp xỉ chuẩn (trung bình mean gần bằng 0 và độ lệch chuẩn Std = 0,992 gần bằng 1). Nhƣ vậy, giả định phần dƣ có phân phối chuẩn khơng bị vi phạm.
Hình 4. 2 Đồ thị Histogram
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Kết quả kiểm định các giả thuyết
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy các biến trong thang thang đo sự hài lòng có hệ số Beta chuẩn hóa đều dƣơng nên tất các các yếu tố ảnh hƣởng đến sự hài
lịng trong mơ hình hồi quy đều ảnh hƣởng cùng chiếu đến sự hài lịng, bên cạnh đó các hệ số sig đều nhỏ hơn 0.05 nên có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Nhƣ vậy, các gỉa thuyết H1, H2, H3, H4, H5 trong mơ hình nghiên cứu trình bày ở chƣơng 2 đƣợc chấp nhận. Nói chính xác hơn, các yếu tố bao gồm hỗ trợ mục tiêu, sự tự tin, điều kiện làm việc, mục tiêu cơng việc, hiệu ứng tích cực có ảnh hƣởng cùng chiếu đối với sự hài lòng.
Gỉa thuyết
Tên giả thuyết Beta
chuẩn hóa
Hệ số sig.
Kết quả
H1 Mục tiêu cơng việc có tác động tích cực đến sự hài lịng trong cơng việc.
0,232 0,000 Chấp nhận giả thuyết H2 Sự tự tin có tác động tích cực đến sự
hài lịng trong cơng việc
0,317 0,000 Chấp nhận giả thuyết H3 Các hiệu ứng tích cực có tác động tích
cực đến sự hài lịng trong cơng việc.
0,231 0,000 Chấp nhận giả thuyết H4 Sự hỗ trợ mục tiêu có tác động tích
cực đến sự hài lịng trong cơng việc.
0,390 0,000 Chấp nhận giả thuyết H5 Điều kiện làm việc có tác động tích
cực đến sự hài lịng trong cơng việc
0,237 0,000 Chấp nhận giả thuyết
Bảng 4. 21 Kết quả kiểm định các giả thuyết
Các hệ số hồi quy đều lớn hơn 0. Nhƣ vậy tất cả các biến độc lập đƣa vào phân tích hồi quy đều tác động cùng chiều tới biến phụ thuộc và có ý nghĩa thống kê. Dựa vào độ lớn của hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta, thứ tự mức độ tác động từ mạnh nhất tới yếu nhất của các biến độc lập tới biến phụ thuộc HL là: HT (0,390) > TT (0,317) > VC (0,237) > MT (0,232) > TC (0,231). Tƣơng ứng với:
• Biến Hỗ trợ mục tiêu (HT) tác động mạnh nhất tới sự hài lòng của nhân viên. • Biến Sự tự tin (TT) tác động mạnh thứ 2 tới sự hài lịng của nhân
• Biến Điều kiện làm việc (VC) tác động mạnh thứ 3 tới sự hài lịng của nhân viên.
• Biến Mục tiêu cơng việc (MT) tác động mạnh thứ 4 tới sự hài lịng của nhân viên.
• Biến Hiệu ứng tích cực (TC) tác động yếu nhất tới sự hài lòng của nhân viên.
Thảo luận kết quả nghiên cứu 4.6
Với 6 giả thuyết từ H1 đến H5 tác giả đã đặt ra ban đầu ở mục Giả thuyết nghiên cứu. Có 5 giả thuyết đƣợc chấp nhận là: H1, H2, H3, H4, H5 bao gồm các biến: Hỗ trợ mục tiêu; Sự tự tin; Điều kiện làm việc; Mục tiêu cơng việc; Hiệu ứng tích cực. Từ đây ta có phƣơng trình hồi quy chuẩn hóa:
HL = 0,390*HT + 0,317*TT + 0,237*VC + 0,232*MT + 0,231*TC Sự hài lòng của nhân viên = 0,390 * Hỗ trợ mục tiêu
+ 0,317 * Sự tự tin
+ 0,237 * Điều kiện làm việc + 0,232 * Mục tiêu công việc + 0,231 * Hiệu ứng tích cực
Thành phần Mức độ ảnh hƣởng (Bê ta)