Nguồn: Tác giả tổng hợp
Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lịng trong cơng việc của bác sĩ được điều chỉnh lại bởi các giả thuyết sau đây (Bảng 4.6):
- TC: Quyền tự chủ trong cơng việc càng cao thì mức độ hài lịng càng cao. - GN: Gánh nặng của cơng việc ít thì mức độ hài lịng càng cao.
- DL: Danh lợi càng được đảm bảo tốt thì mức độ hài lịng càng cao.
- PT: Phần thưởng càng được ghi nhận từ kết quả, hiệu quả cơng việc thì mức độ hài lòng càng cao.
- QH: Quan hệ trong cơng việc càng nhận được đồng thuận thì mức độ hài lòng càng cao.
- DN: Đãi ngộ càng thỏa đáng thì mức độ hài lịng càng cao. Quyền tự chủ của bác sĩ
Gánh nặng công việc
Danh lợi
Phần thưởng cá nhân
Quan hệ trong công việc
Đãi ngộ của tổ chức Sự hài lòng trong công việc của bác sĩ Đặc điểm cá nhân: - Vùng miền; - Vị trí việc làm; - Trình độ đào tạo; - Việc làm ngoài giờ.
Bảng 4.6. Bảng trình bày các biến quan sát của từng nhân tố Biến trong mơ Biến trong mơ
hình hồi quy tuyến tính bội Biến quan sát Diễn giải Biến độc lập “Quyền tự chủ của bác sĩ”. Ký hiệu: TC.
TC01 Quan hệ với bệnh nhân và gia đình bệnh nhân TC02 Tự chủ trong điều trị, chăm sóc bệnh nhân
TC03 Tự chủ trong chuyển tiếp giữa các khoa, hoặc chuyển tuyến bệnh nhân
TC04 Khả năng tự cung cấp chất lượng điều trị bệnh nhân TC05 Chính sách tạo cơ hội thăng tiến, phát triển cá nhân Biến độc lập
“Gánh nặng công việc”.
Ký hiệu: GN.
GN01 Lượng công việc đảm nhận theo chuyên môn đào tạo GN02 Thời gian dành cho gia đình, bạn bè, hoặc giải trí GN03 Gánh nặng hành chính trong cơng việc
GN04 Những việc làm gây nên sự căng thẳng cá nhân Biến độc lập
“Danh lợi”. Ký hiệu: DL
DL01 Thu nhập hiện tại so với sự cống hiến cá nhân DL02 Cách thức trả lương theo vị trí cơng việc đảm nhận DL03 Địa vị xã hội và sự tôn trọng
Biến độc lập “Phần thưởng”. Ký hiệu: PT.
PT01 Sự khích lệ tinh thần cá nhân
PT02 Cơ hội để tiếp tục được đào tạo chuyên môn y tế PT03 Thành quả được hưởng từ kết quả công việc Biến độc lập
“Quan hệ trong công việc”.
Ký hiệu: QH
QH01 Quan hệ với đồng nghiệp QH02 Quan hệ với nhân viên phi y tế QH03 Quan hệ với toàn thể cơ quan QH04 Quan hệ với công việc hiện tại Biến độc lập “Đãi
ngộ của tổ chức”. Ký hiệu: DN.
DN01 Chính sách ưu đãi hàng tháng ngồi lương DN02 Chế độ phúc lợi
Biến phụ thuộc “Sự hài lịng trong cơng việc”.
Ký hiệu: HL.
HL01 Yêu thích với cơng việc hiện tại
HL02 Niềm tự hào khi làm việc trong tổ chức HL03 Hài lịng với mơi trường làm việc của tổ chức
Nguồn: Tác giả tổng hợp
4.4. Phân tích hồi quy tuyến tính bội
4.4.1. Phân tích ma trận tương quan giữa biến độc lập và biến phụ thuộc
Trước khi tiến hành phân tích ma trận tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc, sẽ tiến hành xác định giá trị trung bình của các nhóm biến quan sát của từng nhân tố dựa trên kết quả phân tích các nhân tố khám phá EFA đã trình bày tại Mục 4.3.1 và Mục 4.3.2. Trong SPSS 20, việc xác định giá trị trung bình của các nhân tố quan sát được tính bằng lệnh Mean trong mục Compute Variance, kết quả ma trận tương quan Pearson được trình bày tại Bảng 4.7.
Dựa vào ma trận tương quan Pearson giữa từng nhân tố (biến độc lập) quyền tự chủ của bác sĩ (TC), danh lợi (DL), gánh nặng công việc (GN), đãi ngộ của tổ chức (DN) và nhân tố phụ thuộc đánh giá chung về sự hài lịng trong cơng việc (HL)có sự tương quan với nhau với mức ý nghĩa đạt yêu cầu (sig.<0,05). Trong đó, nhân tốđánh giá chung về sự hài lịng trong cơng việc có mối tương quan mạnh với các biến độc lập (thấp nhất 0,419 và cao nhất 0,739). Bên cạnh đó, 04 nhân tố của biến độc lập này cũng có sự tương quan với nhau, nên việc kiểm định có hay khơng hiện tượng đa cơng tuyến nếu kiểm định bằng hệ số phóng đại phương sai - VIF (Variance Inflation Factor) thì cũng phải thực hiện để kiểm tra xem liệu có hay khơng sự ảnh hưởng lẫn nhau giữa các biến độc lập.
Sự tương quan giữa nhân tố phần thưởng cá nhân (PT) với các nhân tố danh lợi (DL), gánh nặng công việc (GN), đãi ngộ của tổ chức (DN) với mức ý nghĩa sig. >0,05 và sự tương quan của nhân tố quan hệ trong công việc (QH) với các nhân tố quyền tự chủ của bác sĩ (TC), danh lợi (DL), gánh nặng công việc (GN), đãi ngộ của tổ chức (DN) và nhân tố phụ thuộc đánh giá chung về sự hài lòng (HL) với mức ý nghĩa sig.>0,05. Do vậy, các nhân tố phần thưởng cá nhân (PT) và quan hệ trong cơng việc (QH) khơng có ý nghĩa trong phân tích tương quan Pearson nên bị loại khỏi mơ hình hồi quy tuyến tính bội.
Bảng 4.7. Ma trận tương quan Pearson Nhân tố Nhân tố TC DL PT GN QH DN HL TC Hệ số tương quan Pearson 1 ,559* * ,197* ,447** ,000 ,382** ,739** Mức ý nghĩa (2-đuôi) ,000 ,024 ,000 1,000 ,000 ,000 Kích cỡ mẫu 130 130 130 130 130 130 130 DL Hệ số tương quan Pearson ,559* * 1 ,057 ,458** -,092 ,307** ,473** Mức ý nghĩa (2-đuôi) ,000 ,520 ,000 ,298 ,000 ,000 Kích cỡ mẫu 130 130 130 130 130 130 130 PT Hệ số tương quan Pearson ,197 * ,057 1 -,053 ,214* ,060 ,188* Mức ý nghĩa (2-đuôi) ,024 ,520 ,550 ,014 ,495 ,033 Kích cỡ mẫu 130 130 130 130 130 130 130 GN Hệ số tương quan Pearson ,447* * ,458* * -,053 1 -,081 ,356** ,475** Mức ý nghĩa (2-đuôi) ,000 ,000 ,550 ,361 ,000 ,000 Kích cỡ mẫu 130 130 130 130 130 130 130 QH Hệ số tương quan Pearson ,000 -,092 ,214 * -,081 1 ,020 ,047 Mức ý nghĩa (2-đuôi) 1,000 ,298 ,014 ,361 ,822 ,592 Kích cỡ mẫu 130 130 130 130 130 130 130 DN Mức ý nghĩa (2-đuôi) ,382* * ,307* * ,060 ,356** ,020 1 ,419** Mức ý nghĩa (2-đuôi) ,000 ,000 ,495 ,000 ,822 ,000 Kích cỡ mẫu 130 130 130 130 130 130 130 HL Hệ số tương quan Pearson ,739* * ,473* * ,188* ,475** ,047 ,419** 1 Mức ý nghĩa (2-đuôi) ,000 ,000 ,033 ,000 ,592 ,000 Kích cỡ mẫu 130 130 130 130 130 130 130 Nguồn: Tác giả tổng hợp
4.4.2. Mơ hình hồi quy tuyến tính bội
a) Xây dựng mơ hình hồi quy tuyến tính bội:
Xây dựng mơ hình hồi quy bội được thực hiện nhằm xem xét sự tác động của các biến độc lập: (1) Quyền tự chủ của bác sĩ, (2) Gánh nặng công việc, (3) Danh lợi, (4) Đãi ngộ của tổ chức, có ảnh hưởng như thế nào đến sự hài lịng trong cơng việc của bác sĩ đang làm việc tại trung tâm y tế các huyện, thị xã, thành phố thuộc tỉnh Bình Định. Phương trình hồi quy tuyến tính bội được xây dựng dựa trên kết quả phân tích ma trận tương quan Pearson được trình bày tại Mục 4.4.1.
Phương trình hồi quy tuyến tính bội được thực hiện như sau:
HL = 0+ 1*TC + 2*GN + 3 *DL + 4*DN + ε.
Trong đó:
-0: Hằng số (Hệ số chặn).
- k(k=1,4): Hệ số hồi quy từng biến độc lập ảnh hưởng đến biến phụ thuộc (độ dốc).
- ε: Sai số ngẫu nhiên.
b) Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính bội:
Phương pháp Enter được sử dụng nhằm xây dựng mơ hình hồi quy tuyến tính bội. Chi tiết được trình bày tại Bảng 4.8, Bảng 4.9, Bảng 4.10 và Phụ lục 4.5.
Bảng 4.8. Đánh giá về sự phù hợp của mơ hình Mơ Mơ
hình R
R bình phương
R bình phương
điều chỉnh Sai số chuẩn hóa
Durbin- Watson
1 ,765a ,585 ,572 ,42956 1,672
Nguồn: Tác giả tổng hợp
Kết quả trình bày tại Bảng 4.8 cho thấy rằng hệ số R2 điều chỉnh (Adjusted R Square) đạt giá trị bằng 0,572 (>50%), có nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính bội xây dựng phù hợp với dữ liệu thực tế.
Bảng 4.9. Kiểm định mức độ phù hợp của mơ hình ANOVAa ANOVAa Mơ hình Tổng các bình phương tự do Bậc Bình phương trung bình Kiểm định thống kê F Mức ý nghĩa 1 Do hồi quy 32,576 4 8,144 44,136 ,000b Do sai số 23,065 125 ,185 Tổng cộng 55,642 129 Nguồn: Tác giả tổng hợp
Kết quả trình bày tại Bảng 4.9 cho thấy rằng kiểm định thống kê F với mức ý nghĩa sig. = 0,000 nên từ bảng phân tích ANOVAa có thể bác bỏ giả thuyết H0: R2 = 0, nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính bội được xây dựng phù hợp.
Bảng 4.10. Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính bội
Mơ hình Hệ số chưa điều chỉnh Hệ số điều chỉnh Kiểm định thống kê t Mức ý nghĩa Tham số xác định hiện tượng đa
cộng tuyến B Sai số
chuẩn Beta Tolerance VIF
1 (Constant) ,364 ,274 1,326 ,187 TC ,629 ,076 ,611 8,294 ,000 ,612 1,634 DL ,024 ,064 ,027 ,367 ,714 ,631 1,585 GN ,151 ,071 ,145 2,116 ,036 ,708 1,412 DN ,133 ,067 ,127 1,980 ,050 ,808 1,237 Nguồn: Tác giả tổng hợp
Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính bội về các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lịng trong cơng việc của bác sĩ trình bày tại Bảng 4.10, có 03 nhân tố quyền tự chủ của bác sĩ (TC), gánh nặng công việc (GN), đãi ngộ của tổ chức (DN) có sự ảnh hưởng và tác động đến sự hài lịng trong cơng việc của bác sĩ với mức ý nghĩa sig.<=0,05. Tất cả các hệ số β của 03 biến này đều mang dấu dương (+), nghĩa là các biến này đều có tương quan dương đối với biến hài lòng (HL). Điều này phù hợp với các giả thiết trong mơ hình nghiên cứu đề xuất. Trong khi đó, sự tác động của nhân
tố danh lợi (DL) đến sự hài lịng trong cơng việc của bác sĩ với mức ý nghĩa sig.>0,05 nên nhân tố này khơng có ý nghĩa trong phân tích hồi quy tuyến tính bội.
c) Kiểm định các giả thuyết:
Bảng 4.11. Tóm tắt kiểm định các giả thuyết nguyên cứu Tên giả Tên giả
thuyết Diễn giải Mức ý nghĩa quả Kết
H1
Quyền tự chủ trong cơng việc càng cao thì mức
độ hài lịng càng cao. 0,000
Chấp nhận H2
Gánh nặng của công việc ít thì mức độ hài lịng
càng cao. 0,036
Chấp nhận H3
Danh lợi càng được đảm bảo tốt thì mức độ hài
lịng càng cao. 0,714 Bác bỏ
H4 Đãi ngộ càng thỏa đáng thì mức độ hài lòng
càng cao. 0,050
Chấp nhận
Nguồn: Tác giả tổng hợp
Với mức ý nghĩa sig. = 0,000 và hệ số hồi quy β1 = 0,611 chấp nhận giả thuyết H1: Quyền tự chủ càng cao thì mức độ hài lịng càng lớn và ngược lại. Điều này phù hợp với thực tiễn, khi bác sĩ được trao quyền quyết định vấn đề chuyên môn và chịu trách nhiệm trực tiếp đối với các quyết định đó thì sẽ nâng cao được trách nhiệm của bác sĩ, tạo điều kiện cho bác sĩ phát huy được chuyên môn, khả năng của bản thân. Kết quả, hiệu quả trong các quyết định đó là sơ sở để bác sĩ phát triển cá nhân và tự khẳng định mình. Một khi tự khẳng định được năng lực chun mơn, bác sĩ sẽ có tình cảm với nghề, tạo nên động lực trong cơng việc và u thích hơn với cơng việc được giao. Đó là nhân tố tạo nên sự hài lịng trong công việc.
Với mức ý nghĩa sig. = 0,036 và hệ số hồi quy bội β2=0,145 chấp nhận H2: Gánh nặng cơng việc càng ít thì mức độ hài lịng càng cao và ngược lại. Công việc phù hợp với chuyên môn sẽ tạo sự thoải mái đối với bác sĩ. Tập trung thời gian làm tốt công tác chuyên môn sẽ giúp bác sĩ phát huy được năng lực là cơ sở nâng cao sự
hài lịng trong cơng việc. Việc tạo quá nhiều áp lực từ công việc do khối lượng công việc nhiều, nhiều thủ tục hành chính khơng cần thiết sẽ gây nên sự căng thẳng cá nhân. Thời gian dành cho cơng việc q nhiều, khơng có thời gian nghĩ ngơi để bù đắp năng lượng, thỏa mãn các nhu cầu tình thần cũng dễ gây nên ức chế tâm lý. Đó là nguyên nhân gây nên sự khơng hài lịng trong cơng việc.
Với mức ý nghĩa sig. = 0,714 và hệ số hồi quy bội β3=0,027bát bỏ H3 vì giả thuyết này với sig.>0,05 nên khơng có ý nghĩa trong mơ hình hồi quy bội.
Với mức ý nghĩa sig = 0,050 và hệ số hồi quy bội β2=0,127 chấp nhận H4: Chính sách đãi ngộ càng tốt, phù hợp, thỏa đáng thì mức độ hài lịng càng cao và ngược lại. Trong một môi trường làm việc hết sức phức tạp, u cầu chun mơn cao, chính sách đãi ngộ càng tốt thể hiện sự quan tâm của tổ chức, ghi nhận sự cống hiến của đội ngũ bác sĩ. Tạo sự yên tâm của bác sĩ trong cơng việc cũng như sự gắn bó lâu dài với tổ chức, đồng thời góp phần phịng ngừa, hạn chế việc chèo kéo, thu hút của các đơn vị khám chữa bệnh khác, nhất là các bệnh viện tư nhân với mức lương và chế độ đãi ngộ hấp dẫn.
Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính bội tại Bảng 4.10 đã chỉ ra rằng các nhân tố tác động đến sự hài lịng trong cơng việc của bác sĩ cũng có sự khác nhau rõ rệt, nhân tố quan trọng nhất là quyền tự chủ của bác sĩ (β1 = 0,611), tiếp đến là nhân tố gánh nặng công việc (β2 = 0,145) và nhân tố đãi ngộ của tổ chức có tác động thấp nhất (β4 = 0,127). Điều đó cho thấy quyền tự chủ của bác sĩ có tác động dương mạnh nhất đến sự hài lịng trong cơng việc của bác sĩ, phù hợp với thực tế hiện nay tại trung tâm y tế các huyện, thị xã, thành phố thuộc tỉnh Bình Định. Việc bố trí, sử dụng bác sĩ hợp lý, gắn với các quyền trong hoạt động nghề nghiệp sẽ tạo động lực để bác sĩ n tâm cơng tác, gắn bó với tổ chức, tạo sự hài lịng. Ngược lại nếu việc bố trí cơng việc khơng gắn với việc thực hiện các quyền trong hoạt động nghề nghiệp sẽ gây nên sự bất mãn, tác động đến sự khơng hài lịng trong công việc, hệ quả là bác sĩ nghỉ việc, chuyển cơng tác khác.
d) Dị tìm các phạm vi giả định cần thiết:
- Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến: Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính bội tại Bảng 4.10 cho thấy hệ số phương sai phóng đại - VIF của các nhân tố đều nằm trong mức cho phép (VIF<10) nên khơng có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra.
- Giả định về tính độc lập của sai số (khơng có tương quan giữa các phần dư): Thực hiện kiểm định Durbin - Watson nhằm kiểm tra giả định tính độc lập của các sai số (khơng có sự tương quan). Giá trị d = 1,672 nằm trong vùng chấp nhận được (<2), nghĩa là khơng có sự tương quan giữa các phần dư trong mơ hình.
4.5. Phân tích ảnh hưởng của các biến định tính tác động đến sự hài lịng trong công việc của bác sĩ bằng phương pháp T-test và ANOVA trong công việc của bác sĩ bằng phương pháp T-test và ANOVA
Trên cơ sở kết quả phân tích hồi quy tuyến tính bội được trình bày tại các Bảng 4.8, 4.9, 4.10, nghiên cứu này cũng đề cập đến việc xác định sự khác biệt về sự hài lịng trong cơng việc của bác sĩ theo đặc điểm cá nhân thơng qua các yếu tố định tính gồm vùng miền, vị trí việc làm, trình độ đào tạo, việc làm ngồi giờ bằng phường pháp T-test và ANOVA. Cụ thể như sau:
4.5.1. Vùng miền
Bảng 4.12. Xác định sự khác biệt bằng ANOVA với vùng miền khác nhau
Kiểm định sự bằng nhau của phương sai
Kiểm định Levene Bậc tự do của phương sai tử số Bậc tự do của phương sai mẫu số Mức ý nghĩa VUNGMIEN ,543 4 125 ,705 Kiểm định ANOVA Nguồn biến thiên Biến thiên Bậc tự do Trung bình biến thiên Thống kê Mức ý nghĩa VUNGMIEN Giữa nhóm 3,236 4 ,809 1,930 ,110 Trong nhóm 52,406 125 ,419 Tổng cộng 55,642 129 Nguồn: Tác giả tổng hợp
Kiểm định ANOVA để xác định sự khác biệt về sự hài lịng trong cơng việc của bác sĩ đang làm việc tại trung tâm y tế các huyện, thị xã, thành phố theo vùng miền. Kết quả trình bày tại Bảng 4.12 và xác định được các kết luận sau: