Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA thể hiện trên bảng 3.15
Bảng 3.15 Kết quả phân tích nhân tố Nhân tố 1 2 3 4 KT1 0.809 TL3 0.792 TL4 0.788 LD3 0.787 DT3 0.785 DT4 0.783 KT2 0.774 TL2 0.771 TL1 0.77 LD1 0.726 TL5 0.725 LD6 0.717 LD2 0.714 DT2 0.701 KT3 0.7 LD4 0.699 DT1 0.69 DT5 0.647 LD7 0.645 DK6 0.633 DK2 0.549 CV3 0.688 CV6 0.688 CV2 0.687 CV4 0.663 CV5 0.643 CV1 0.628 LD5 0.5 DK3 0.608 DK1 0.587 DK5 0.567 DK4 0.561 DN2 0.857 DN3 0.819 DN1 0.814
Bảng kết quả cho thấy các biến đều có trọng số lớn hơn 0.5 nên không biến nào bị loại. Các biến được trích thành 4 nhóm nhân tố như sau:
* Nhóm 1 (KT1, TL3, TL4, LD3, DT3, DT4, KT2, TL2, TL1, LD1, TN5, LD6, LD2, DT2, KT3, LD4, DT1, DT5, LD7, DK6, DK2), gọi chung là “Tiền lương, lãnh đạo và đào tạo”, ký hiệu B1.
* Nhóm 2 (CV1, CV2, CV3, CV4, CV5, CV6, LD5), gọi chung là “Bản chất công việc”, ký hiệu B2.
* Nhóm 3 (DK1, DK3, DK4, DK5), gọi chung là “Điều kiện làm việc và sự đồng cảm”, ký hiệu B3.
* Nhóm 4 (DN1, DN2, DN3), gọi chung là “Đồng nghiệp”, ký hiệu B4.
Bƣớc tiếp theo là kiểm định KMO và Bartlett a. Phƣơng pháp phân tích
* Tiêu chuẩn KMO và Bartlett
- KMO (Kaiser-Meyer-Olkin): là chỉ số dùng để xem xét sự thích hợp của phân tích nhân tố. Trị số của KMO nằm trong khoảng (giữa 0,5 và 1) thì việc phân tích nhân tố là thích hợp.
- Bartlett: là đại lượng thống kê dùng để xem xét giả thuyết các biến không có tương quan trong tổng thể, nếu các biến có tương quan trong tổng thể thì phân tích nhân tố sẽ khơng thích hợp.
Bảng 3.16 Kết quả kiểm định KMO và Bartlett
Đo lường tính thích hợp của mẫu với
phương pháp Kaiser-Meyer-Olkin. 0.969 Kiểm định Bartlett's Chi- bình phương xấp xỉ 1.19E+04 Bậc tự do 595 Sig. 0
b. Kết quả phân tích
Căn cứ giá trị Sig = 0.000, tác giả có thể bác bỏ giả thuyết các biến không tương quan với nhau trong tổng thể. Chỉ số KMO = 0.969 đáp ứng tiêu chuẩn 0.5 ≤ KMO ≤ 1, kết quả trên cho thấy phân tích nhân tố là thích hợp.
Song song đó 4 nhóm nhân tố được rút ra với tổng phương sai trích là 73% > 50%, giải thích được 73% biến thiên của dữ liệu (đạt yêu cầu).
Bảng 3.17 Kết quả rút trích nhân tố
Nhân tố Giá trị riêng ban đầu
Tổng Phần trăm phương sai Phần trăm tích lũy
1 21.407 61.164 61.164
2 1.842 5.263 66.426
3 1.450 4.144 70.570
4 1.014 2.898 73.468
Dựa trên kết quả các nhóm nhân tố mới tìm được, tác giả kiểm tra lại độ tin cậy của thang đo đã điều chỉnh, kết quả cho thấy các nhóm nhân tố mới đều đạt yêu cầu về độ tin cậy.
Bảng 3.18 Độ tin cậy của thang đo (sau khi phân tích nhân tố)
Thang đo Số biến
quan sát
Độ tin cậy Cronbach
Alpha Giá trị thang đo Tiền lương, lãnh đạo và đào tạo 21 0.980 Đạt yêu cầu
Bản chất công việc 7 0.917 Đạt yêu cầu
Điều kiện làm việc và sự đồng cảm 4 0.841 Đạt yêu cầu
Đồng nghiệp 3 0.896 Đạt yêu cầu
Sự nỗ lực 4 0.899 Đạt yêu cầu
3.4.6 Phân tích hồi qui
Compute B1=(DT1+DT2+DT3+DT4+DT5+DK2+DK6+LD1+LD2+LD3+LD4+ LD6 + LD7+TL1+TL2+TL3+TL4+TL5+KT1+KT2+KT3)/21 Compute B2 = (CV1+CV2+CV3+CV4+CV5+CV6+LD5)/7 Compute B3 = (DK1+DK3+DK4+DK5)/4 Compute B4 = (DN1+DN2+DN3)/3 Compute Q1 = (NL1+NL2+NL3+NL4)/4 3.4.6.1 Ma trận hệ số tương quan r
Ma trận hệ số tương quan r dùng để xem xét hai biến có liên hệ tương quan tuyến tính chặt chẽ với nhau hay khơng:
+ Nếu r> 0,8: có tương quan mạnh
+ Nếu 0,4 < r ≤ 0,8: có tương quan trung bình + Nếu r ≤ 0,4: có tương quan yếu
Ma trận hệ số tương quan r thể hiện trên bảng 3.19
Bảng 3.19 Ma trận hệ số tƣơng quan B1 B2 B3 B4 Q1 B1 1 .800** .813** .557** .656** B2 .800** 1 .780** .575** .663** B3 .813** .780** 1 .559** .638** B4 .557** .575** .559** 1 .662** Q1 .656** .663** .638** .662** 1
Kết quả phân tích tương quan cho thấy giữa B1, B2, B3, B4 và Q1 có tương quan trên mức trung bình. Có thể đưa B1, B2, B3, B4 vào giải thích cho Q1 (Nỗ lực của nhân viên)
3.4.6.2 Phân tích hồi qui về ảnh hưởng của sự hài lịng đối với cơng việc đến sự nỗ lực của nhân viên.
- Chọn biến để đưa vào phương trình hồi qui: dùng phương pháp enter để đưa biến vào phương trình hồi qui, kết quả như sau:
Bảng 3.20 Kết quả thủ tục chọn biến
Mơ hình Biến đưa vào Biến rút ra Phương pháp 1 B4, B3, B2, B1a . Đưa vào
a. Tất cả các biến được đưa vào
b. Biến phụ thuộc: Nỗ lực của nhân viên
Với kết quả từ bảng thủ tục chọn biến theo phương pháp “Enter – Đưa vào”, tất cả các biến đều được đưa vào phương trình. Phương trình hồi qui có dạng:
Q1 = β0 + β1B1+ β2B2+ β3B3 + β4B4
Trong đó :
* Q1: Sự nỗ lực
* B1: Tiền lương, lãnh đạo và đào tạo * B2: Bản chất công việc
* B3 : Điều kiện làm việc và sự đồng cảm * B4: Đồng nghiệp
* βi: Hệ số hồi qui riêng từng phần - Đánh giá độ phù hợp của mơ hình:
Bảng 3.21 Đánh giá độ phù hợp của mơ hình
Hệ số R2 hiệu chỉnh = 0.572 > 0 cho thấy kết quả phân tích của mơ hình có ý nghĩa thống kê.
- Kiểm định độ phù hợp của mơ hình Mơ hình R R 2 R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng
Thống kê sự thay đổi R2
thay đổi F thay đổi df1 df2
Sig. F thay đổi 1 .760a .577 .572 0.50406 0.577 117.818 4 345 0.000 a. Dự đoán: (Hằng số), B4, B3, B2, B1
Tiến hành kiểm định F để đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính tổng thể, xem biến phụ thuộc có liên hệ tuyến tính với tồn bộ tập hợp các biến độc lập hay không.
Giả thuyết Ho: β1 = β2 = β3 = β4 = 0
Bảng 3.22 Kết quả kiểm định độ phù hợp của mơ hình
Mơ hình Tổng bình
phương df
Trung bình
bình phương Kiểm định F Sig.
1 Hồi quy 119.742 4 29.935 117.818 0.000a
Phần dư 87.658 345 .254
Tổng 207.399 349
a. Dự đoán: (Hằng số), B4, B3, B2, B1 b. Biến phụ thuộc: Nỗ lực của nhân viên
Ta thấy Sig của các biến đều nhỏ hơn 0.05 nên ta có thể bác bỏ giả thuyết Ho, điều này chứng tỏ các biến được lựa chọn có ý nghĩa thống kê để giải thích cho biến phụ thuộc.
- Kết quả phân tích hồi quy đa biến
Bảng 3.23 Kết quả phân tích hồi quy đa biến
Mơ hình Hệ số chưa tiêu chuẩn hóa Hệ số tiêu chuẩn hóa t Sig. Thống kê hiện tượng đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Hệ số Beta Độ chấp nhận VIF 1 (Hằng số) .611 .154 3.961 .000 B1 .392 .047 .367 8.261 .000 .621 1.611 B2 .203 .062 .210 3.259 .001 .296 3.375 B3 .107 .059 .117 1.804 .072 .293 3.414 B4 .161 .059 .185 2.718 .007 .264 3.794
a. Biến phụ thuộc: Nỗ lực của nhân viên
Với độ chấp nhận (Tolerance) khá lớn (lớn hơn 0,0001) và hệ số phóng đại phương sai của các biến (VIF) nhỏ hơn 10 (1.611; 3.375; 3.414; 3.794), khơng có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra.
Phép kiểm định nhằm mục đích kiểm tra xem hệ số hồi quy của biến đưa vào có bằng 0 hay khơng, giá trị Sig của các phép kiểm định của các biến đều rất nhỏ và nhỏ hơn 0.05, trừ biến B3 có giá trị Sig = 0.072 > 0.05, loại biến B3 và chạy lại mơ hình. Kết quả như sau:
Bảng 3.24 Kết quả kiểm định độ phù hợp của mơ hình sau khi loại biến
Mơ hình Tổng bình phương df Trung bình bình phương Kiểm định F Sig. 1 Hồi quy 118.915 3 39.638 154.997 .000a Phần dư 88.484 346 .256 Tổng 207.399 349 a. Dự đoán: (hằng số), B4, B1, B2 b. Biến phụ thuộc: Nỗ lực của nhân viên
Ta thấy giá trị Sig của kiểm định F trong phân tích ANOVA nhỏ hơn 0.05, cho thấy tồn bộ mơ hình hồi quy có thể giải thích cho biến “Nỗ lực của nhân viên”.
Mơ hình Hệ số chưa tiêu chuẩn hóa Hệ số tiêu chuẩn hóa t Sig. Thống kê hiện tượng đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Hệ số Beta Độ chấp nhận VIF 1 (Hằng số) .643 .154 4.184 .000 B1 .403 .047 .377 8.537 .000 .631 1.584 B2 .240 .059 .248 4.078 .000 .333 3.002 B4 .211 .053 .243 4.019 .000 .338 2.962
Với độ chấp nhận (Tolerance) khá lớn (lớn hơn 0,0001) và hệ số phóng đại phương sai của các biến (VIF) nhỏ hơn 10 (1.584; 3.002; 2.962). Mơ hình khơng có hiện tượng đa cộng tuyến, hệ số hồi quy của các biến riêng lẻ đều có ý nghĩa với độ tin cậy 95%. Ta có được phương trình hồi quy của sự nỗ lực:
Q1 = 0.643 + 0.403 B1 + 0.240 B2 + 0.211 B4
Phương trình này được diễn giải như sau:
Sự nỗ lực = 0.643 + 0.403 Tiền lương, lãnh đạo và đào tạo + 0.240 Bản chất công việc + 0.211 Đồng nghiệp.
Vậy, sự nỗ lực chịu ảnh hưởng nhiều nhất là yếu tố “Tiền lương, lãnh đạo và đào tạo” (B1); kế đến là yếu tố “Bản chất cơng việc” (B2) và ít ảnh hưởng nhất bởi yếu tố “Đồng nghiệp” (B4).
- Kiểm định độ phù hợp của mơ hình (tuyến tính)
+ R2 = 0.572 > 0.3
+ Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hố: có phân phối chuẩn
3.3.7 Kiểm định giả thuyết và mơ hình nghiên cứu sau khi phân tích hồi qui
Kết quả phân tích hồi qui cho phép chấp nhận các giả thuyết là mức độ hài lòng về “Tiền lương, lãnh đạo và đào tạo”; về “Bản chất công việc”; về “Đồng nghiệp” càng tăng thì sự nỗ lực của nhân viên càng tăng. Cụ thể như sau
Bảng 3.25 Kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Mơ hình nghiên cứu được điều chỉnh lại như sau:
Giả thuyết Kết quả kiểm định
H1: Mức độ hài lịng về “Bản chất cơng việc” tăng hay giảm sẽ làm
sự nỗ lực của nhân viên tăng hay giảm theo.
Được chấp nhận Sig < 0.05
H2: Mức độ hài lòng về “Điều kiện làm việc và sự đồng cảm” tăng
hay giảm sẽ làm sự nỗ lực của nhân viên tăng hay giảm theo.
Không được chấp nhận Sig > 0.05
H3: Mức độ hài lòng về “Cơ hội đào tạo và thăng tiến” tăng hay giảm
sẽ làm sự nỗ lực của nhân viên tăng hay giảm theo.
Được chấp nhận Sig < 0.05
H4: Mức độ hài lòng về “Tiền lương” tăng hay giảm sẽ làm sự nỗ lực
của nhân viên tăng hay giảm theo.
Được chấp nhận Sig < 0.05
H5: Mức độ hài lòng về “Lãnh đạo” tăng hay giảm sẽ làm sự nỗ lực
của nhân viên tăng hay giảm theo.
Được chấp nhận Sig < 0.05
H6: Mức độ hài lòng về “Đồng nghiệp” tăng hay giảm sẽ làm sự nỗ
lực của nhân viên tăng hay giảm theo.
Được chấp nhận Sig < 0.05
H7: Mức độ hài lòng về “Khen thưởng và phúc lợi” tăng hay giảm sẽ
làm sự nỗ lực của nhân viên tăng hay giảm theo.
Không được chấp nhận Sig > 0.05
Bản chất cơng việc
Đồng nghiệp
Sự nỗ lực
Hình 3.3 Mơ hình “Ảnh hƣởng của sự hài lịng đối với cơng việc đến sự nỗ lực của nhân viên”
Tiền lương, lãnh đạo và đào tạo 0.403 0.240 0.211
3.3.8 Kiểm định sự khác biệt về ảnh hƣởng của sự hài lịng đối với cơng việc đến sự nỗ lực của nhân viên theo các đặc điểm cá nhân
3.4.8.1 Kiểm định sự khác biệt theo giới tính
Phân tích ANOVA cho kết quả như sau:
- Có sự khác biệt theo giới tính của người lao động về sự hài lòng ở các yếu tố sau (sig < 0.05) :
+ Về yếu tố “Bản chất cơng việc” (sig=0.017): sự hài lịng giữa nam nhân viên và nữ nhân viên cũng có sự khác biệt nhưng khơng đáng kể (nam: 3.564 và nữ: 3.536)
+ Về yếu tố “Đồng nghiệp” (sig= 0.044): sự hài lòng về yếu tố này giữa nam nhân viên và nữ nhân viên có sự khác biệt, nam nhân viên có sự hài lòng cao hơn nữ nhân viên (nam= 3.934, nữ= 0.765)
+ Yếu tố “Tiền lương, lãnh đạo và đào tạo” (sig=0.490>0.05) cho thấy khơng có sự khác biệt theo giới tính.
- Về sự nỗ lực (sig=0.011<0.05): có sự khác biệt giữa nam và nữ trong đó nữ nhân viên có sự nỗ lực cao hơn nam nhân viên (nam=3.66, nữ=3.81). Nhân viên nữ có nỗ lực cao hơn so với nhân viên nam là phù hợp với tình hình thực tế tại các Cơng ty vì nhân viên nữ thường cần mẫn, chịu khó và có điều kiện thuận lợi hơn về việc học tập để nâng cao trình độ. Đặc biệt đối với khối vận tải thì 100% là nam, thường xuyên sống xa bờ, điều kiện học tập nâng cao trình độ cũng hạn chế hơn do đó cũng làm hạn chế sự nỗ lực.
Giả thuyết D3: Có sự khác biệt về sự nỗ lực của nhân viên về giới tính được chấp nhận
Bảng 3.26 Khác biệt về mức độ hài lịng, nỗ lực của nhân viên theo giới tính
Yếu tố Giới tính Số lượng Trung bình Độ lệch chuẩn
Sig. (ANOVA) Tiền lương, lãnh đạo và
đào tạo
Nam 244 3.2362 .93092 .490
Nữ 106 3.1660 .74980
Bản chất công việc Nam 244 3.5641 .80623 .017
Nữ 106 3.5367 .76952
Đồng nghiệp Nam 244 3.7655 .74262 .044
Nữ 106 3.9346 .63351
Nỗ lực của nhân viên Nam 244 3.6621 .79957 .011
Nữ 106 3.8154 .66085
3.4.8.2 Kiểm định sự khác biệt theo trình độ học vấn
Kết quả phân tích ANOVA thể hiện ở bảng 3.18 như sau:
- Có sự khác biệt theo trình độ của người lao động về sự hài lòng ở các yếu tố sau (sig < 0.05) :
+ “Tiền lương, lãnh đạo và đào tạo” (sig=0.026< 0.05): trình độ cao đẳng, đại học có sự hài lịng thấp nhất (3.07), kế đến là trung cấp (3.33) và trình độ cấp 3 và trên đại học sự hài lòng là tương đương (3.52 và 3.54)
+ “Bản chất cơng việc” (sig=0.025): các nhân viên trình độ cấp 3, trung cấp và trên đại học đều rất hài lịng trung bình từ 3.6 trở lên .
+ “Đồng nghiệp” (sig=0.107>0.05): không ảnh hưởng đến sự hài lòng của nhân viên.
- Sự nỗ lực của nhân viên (sig=0.008<0.05) cho thấy có sự khác biệt giữa sự nỗ lực về trình độ của nhân viên, trình độ càng thấp thì sự nỗ lực càng cao. Điều này hợp lý do khơng có điều kiện thuận lợi để nâng cao trình độ nên những nhân viên có trình độ thấp hơn phải làm nỗ lực hơn với hy vọng sẽ không bị sa thải và những
người có trình độ cao hơn sẽ dễ xin việc ở nhiều nơi hơn do đó họ làm việc với mức độ bình thường.
Giả thuyết D2: Có sự khác biệt về sự nỗ lực của nhân viên về trình độ học vấn
được chấp nhận
Bảng 3.27 Khác biệt về mức độ hài lòng, nỗ lực của nhân viên theo trình độ
Yếu tố Học vấn Số lượng Trung bình Độ lệch chuẩn Sig. (ANOVA) Tiền lương, lãnh đạo và
đào tạo Cấp 3 Trung cấp 153 7 3.5238 3.3397 .22470 .88540 0.026 Cao đẳng, đại học 178 3.0720 .88604 Trên đại học 12 3.5476 1.00393 Bản chất công việc Cấp 3 7 3.8036 .29277 Trung cấp 153 3.6835 .80426 0.025 Cao đẳng, đại học 178 3.4207 .79402 Trên đại học 12 3.7619 .75273 Đồng nghiệp Cấp 3 7 3.6667 .32773 Trung cấp 153 3.8692 .72692 0.107 Cao đẳng, đại học 178 3.7509 .72399 Trên đại học 12 4.1944 .56318
Nỗ lực của nhân viên Cấp 3 7 4.0312 .53424
Trung cấp 153 3.7532 .70117 0.008
Cao đẳng, đại học 178 3.6538 .83632
Trên đại học 12 3.7083 .62341
3.4.8.3 Kiểm định sự khác biệt theo độ tuổi
Phân tích ANOVA cho kết quả như sau:
- Yếu tố “Tiền lương, lãnh đạo và đào tạo” và yếu tố “Đồng nghiệp” khơng có sự khác biệt về mức độ hài lòng (sig=0.464 và 0.052>0.05)
- Yếu tố “Bản chất công việc” (sig=0.05) cho thấy ở bất kỳ độ tuổi nào thì sự hài lịng về yếu tố này vẫn khơng đổi..
- Có sự khác biệt về sự nỗ lực của nhân viên về độ tuổi (sig=0.03<0.05): tuổi càng cao thì sự nỗ lực càng giảm (3.81; 3.78; 3.70 và 3.06)
Giả thuyết D1: Có sự khác biệt về sự nỗ lực của nhân viên về độ tuổi được chấp