Hệs ố kiểm định KMO 0,883
Kiểm định Bartlett
Khi bình phương (Chi-
Square) 3475.241 Độlệch chu ẩn (df) 496 Mức ý nghĩa (Sig.) 0,000
Nguồn: Kết quảkhảo sát được xửlý trên phần mềm SPSS
Kết quảkiểm định KMO và BartlettỖs với KMO = 0,883> 0,5 và < 1 nên phân tắch nhân tốphù hợp. Giá trịSig. của kiểm định BartlettỖs = 0,000 < 0,05 chứng tỏcác biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể. Như vậy, dữliệu dùng đểphân tắch nhân tốlà hoàn toàn phù hợp.
TrịsốEigenvalue: Tiêu chắ đểxác định tổng sốlượng nhân tốtrong EFA. Chỉ những nhân tốnào có trịsốEigenvalue 1,937>= 1 mới được giữlại trong mơ hình phân tắch nhân tốkhám phá. Việc làm này giúp nâng cao độtin cậy cũng như chắnh xác cho thang đo. Kết quảphân tắch nhân tốkhám phá rút ra được 6 nhân tốvới giá trị Eigenvalues > 1 thỏa mãnđiều kiện. Tổng phương sai trắch là 70,55% > 50% (thỏa mãnđiều kiện).
Bảng 2.10. Phân tắch nhân tố khám phá EFA của biến độc lập
Biến quan sát 1 2 Nhân tố (Factor)3 4 5 6
LT6 0,882 LT7 0,852 LT5 0,838 LT8 0,834 LT1 0,788 LT3 0,740 LT4 0,731 LT2 0,718 QH7 0,790 QH6 0,761 QH5 0,754 QH3 0,750 QH2 0,746 QH1 0,728 QH4 0,665 BCCV1 0,839 BCCV4 0,797 BCCV2 0,795 BCCV3 0,790 BCCV5 0,762 ĐKLV1 0,860 ĐKLV3 0,851 ĐKLV2 0,839 ĐKLV4 0,836 ĐTTT2 0,824 ĐTTT1 0,809 ĐTTT3 0,809 ĐTTT4 0,784 ĐGCV4 0,854 ĐGCV3 0,831 ĐGCV1 0,794 ĐGCV2 0,779
Nguồn: Kết quảkhảo sát được xửlý trên phần mềm SPSS
2.3.3.1. Phân tắch nhân tố phụ thuộc
Bảng 2.11: Kiểm định KMO và Bartlett cho nhóm biến phụ thuộc
Hệsốkiểm định KMO 0,707 Kiểm định Bartlett
Khi bình phương (Chi-Square) 179.343 Độlệch chu ẩn (df) 3 Mức ý nghĩa (Sig.) 0,000
Với kết quảkiểm định KMO và BartlettỖs của biến phụthuộc ỘHài lịng chungỢ có giá trịSig. trong kiểm định BartlettỖs = 0,000 < 0,05 chứng tỏcác biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể, hệsốKMO = 0,707 đủ điều kiện nên việc phân tắch nhân tốlà thắch hợp với dữliệu mẫu.
Bảng 2.12. Phân tắch nhân tố khám phá EFA của biến phụ thuộc
Hài lòng chung HệsốFactor 1 HLC1 0,889 HLC2 0,847 HLC3 0,842 Giá trịEigenvalue 2,216 Phương sai rút trắch (%) 73,87%
Nguồn: Kết quảkhảo sát được xửlý trên phần mềm SPSS
Tiến hành phân tắch nhân tốkhám phá với nhóm biến phụthuộc. Thang đo hài lịng chung của người lao động bao gồm 3 biến quan sát khi tiến hành phân tắch EFA chỉcó một nhân tốrút trắch với giá trịEigenvalues = 2,216> 1 và tổng phương sai trắch là 73,87%, hệsốtải của 3 biến quan sát đều lớn hơn 0,5 nên tất cảcác biến được giữngun trong mơ hình nghiên cứu.
Qua kiểm phân tắch nhân tốkhám phá EFA đạt yêu cầu, tác giảtiếp tục thực hiện phân tắch tương quan hồi quy.
2.3.4. Phân tắch tương quan và hồi quy2.3.4.1. Phân tắch tương quan 2.3.4.1. Phân tắch tương quan
Bảng 2.13. Phân tắch tương quan PearsonBCCV LT ĐTTT QH ĐKLV ĐGCV HLC BCCV LT ĐTTT QH ĐKLV ĐGCV HLC BCCV Hệs ố tương quan Pearson 1 0,634** 0,133 0,503** 0,085 0,121 0,584** Giá trịSig. 0,000 0,087 0,000 0,277 0,122 0,000 N 165 165 165 165 165 165 165 LT Hệs ố tương quan Pearson 0,634** 1 0,167* 0,560** 0,074 0,115 0,637** Giá trịSig. 0,000 0,032 0,000 0,348 0,141 0,000 N 165 165 165 165 165 165 165 ĐTTT Hệs ố tương quan Pearson 0,133 0,167* 1 0,211** 0,050 0,100 0,282** Giá trịSig. 0,087 0,032 0,007 0,525 0,201 0,000 N 165 165 165 165 165 165 165 QH Hệs ố tương quan Pearson 0,503** 0,560** 0,211** 1 0,083 0,029 0,725** Giá trịSig. 0,000 0,000 0,007 0,289 0,712 0,000 N 165 165 165 165 165 165 165 ĐKLV Hệsốtương quan Pearson 0,085 0,074 0,050 0,083 1 0,172* 0,226** Giá trịSig. 0,277 0,348 0,525 0,289 0,027 0,004 N 165 165 165 165 165 165 165 ĐGCV Hệs ố tương quan Pearson 0,121 0,115 0,100 0,029 0,172* 1 0,206** Giá trịSig. 0,122 0,141 0,201 0,712 0,027 0,008 N 165 165 165 165 165 165 165 HLC Hệs ố tương quan Pearson 0,584** 0,637** 0,282** 0,725** 0,226** 0,206** 1 Giá trịSig. 0,000 0,000 0,000 0,000 0,004 0,008 N 165 165 165 165 165 165 165 **. Correlation is significant at the 0,01 level (2-tailed).
*. Correlation is significant at the 0,05 level (2-tailed).
Qua bảng trên ta thấy biến phụthuộc là HLC và các biến độc lập là BCCV; LTTB; ĐTTT; QH; ĐKLV; ĐGCV có mối tương quan với nhau, giá trịSig. < 0,05 cho thấy sựtương quan này là có ý nghĩa vềmặt thống kê, hệsốtương quan giữa biến phụthuộc ỘHài lòng chungỢ và các biến độc lập còn lại khá cao, 6 biến này sẽ được đưa vào mơ hình hồi quy đểgiải thắch cho quyết định mua của khách hàng.
2.3.4.2. Phân tắch hồi quy
Căn cứvào mơ hình lý thuyết, ta có phương trình hồi quy tuyến tắnh bội diễn tảcác nhân tố ảnh hưởng đến mức độhài lòng của người lao động là:
HLC = β1 + β2 LT+ β3QH + β4ĐKLV + β5BCCV+ β6ĐTTT + β7ĐGCV Trong đó:
βLà hệsốhồi quy riêng phần tươngứng với các biến độc lập
LT: Giá trịcủa biến phụthuộc ỘChắnh sách lương thưởng phù hợpỢ QH: Giá trịbiến độc lập ỘQuan hệvới lãnhđạo và đồng nghiệpỢ ĐKLV: Giá trịbiến độc lập ỘĐiều kiện làm việcỢ
BCCV: Giá trịbiến độc lập ỘBản chất công việcỢ
ĐTTT:Giá trịbiến độc lập ỘCơ hội đào tạo và thăng tiếnỢ ĐGCV: Giá trịbiến độc lập ỘĐánh giá công việcỢ
Phương pháp hồi quy tuyến tắnh bội với toàn bộcác biến độc lập được đưa vào cùng lúc (Phương pháp Enter) cho thấy mơ hình hồi quy thắch hợp sửdụng đểkiểm định mơ hình lý thuyết Bảng 2.14. Tóm tắt mơ hình Mơ hình tóm tắt Mơ hình HệsốR HệsốR 2 Hệs ố R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn
của ước lượng Durbin-Watson 1 0,818a 0,669 0,656 0,44264 2,079
Nguồn: Kết quảkhảo sát được xửlý trên phần mềm SPSS
a. Các yếu tốdự đoán : (Hằng số), BCCV, LT, ĐTTT, QH, ĐKLV, ĐGCV b. Biến phụthuộc: HLC
Bảng 2.15. Phân tắch phương sai ANOVAANOVAa ANOVAa Mơ hình Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. 1 Hồi quy 62,564 6 10,427 53,219 0,000b Phần dư30,957 158 0,196 Tổng 93,521 164 a. Biến phụthuộc: HLC b. Các yếu tố dự đoán : (Hằng số), BCCV, LT, ĐTTT, QH, ĐKLV, ĐGCV
Nguồn: Kết quảkhảo sát được xửlý trên phần mềm SPSS
Kết quảsau khi thực hiện hồi quy, ta thấy rằng kiểm định F cho giá trịp- value (Sig.) = 0,000 < 0,05, như vậy mơ hình phù hợp, có ý nghĩa suy rộng ra cho tổng thể. Hơn nữa, R2 hiệu chỉnh có giá trịbằng 0,656 = 65,6%. Như vậy các biến độc lập đưa vào chạy hồi quyảnh hưởng tới 65,6% sựthay đổi của biến phụthuộc. Hay nói cách khác mơ hình hồi quy giải thắch được 65,6% sựbiến thiên của biến phụthuộc.Như vậy, có thểxem mơ hình này có giá trịgiải thắchởmức độcao.
Bảng 2.16. Kết quả phân tắch hồi quy
Mơ hình
Hệsốhồi quy chưa chuẩn hóa
Hệs ố hồi quy chuẩn
hóa t Giá trịSig.
Đa cộng tuyến
β Sai số
chuẩn Beta T VIF
Hằng số -1,310 0,370 -3,538 0,001 BCCV 0,149 0,057 0,159 2,612 0,010 0,562 1,779 LTTB 0,240 0,068 0,226 3,541 0,001 0,517 1,936 ĐTTT 0,128 0,058 0,103 2,193 0,030 0,944 1,059 QH 0,550 0,066 0,483 8,387 0,000 0,632 1,581 ĐKLV 0,155 0,055 0,131 2,814 0,006 0,963 1,038 ĐGCV 0,162 0,067 0,113 2,410 0,017 0,946 1,057
Hồi quy khơng có nhân tốnào bịloại bỏdo sig. kiểm định t của từng biến độc lập đều nhỏhơn 0,05; chứng tỏcác biến độc lập này đều có ý nghĩa thống kê trong mơ hình.
Kết quảphân tắch hồi quy theo phương pháp Enterởbảng cho thấy hiện tượng đa cộng tuyến khơng cóảnh hưởng đến kết quảgiải thắch mơ hình với các hệsố phóng đại phương sai VIF của mỗi biến lớn hơn 1,000 (<10). Trong một sốtài liệu khác đưa ra điều kiện VIF < 4 là thỏa mãnđiều kiện. Nhìn vào kết quảhồi quy cho thấy giá trịVIF của các biến độc lập đều bé hơn 2 nên có thểkết luận hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập không xảy ra.
Biểu đồ2.6: Tần sốcủa phần dư chuẩn hóa
Nguồn: Kết quảkhảo sát được xửlý trên phần mềm SPSS
Đểdị tìm sựvi phạm giả định phân phối chuẩn của phần dư ta dùng công cụ vẽcủa phần mềm SPSS là đồthịHistogram. Phân phối dư có với Mean = 2.47E-15 và độlệch chuẩn Std. Dev = 0,982 tức gần bằng 1 nên ta có thểkhẳng định phần dư
có phân phối chuẩn.Như vậy, giả định phần dư có phân phối chuẩn khơng bịvi phạm.
Biểu đồ2.7: Giả định phân phối chuẩn của phần dư
Nguồn: Kết quảkhảo sát được xửlý trên phần mềm SPSS
Giả định cần kiểm tra là giả định liên hệtuyến tắnh. Phương pháp được sử dụng là biểu đồphân tán Scatterplot với giá trịphần dư chuẩn hóa (Standarized residual) trên trục tung và giá trịdự đốn chuẩn hóa (Standarized predicted value) trên trục hồnh. Nhìn vào biểu đồphân tán phần dư ta thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên trong một vùng quanh đường đi qua tung độ0 mà không tạo thành một hình dạng nào cụthể. Điều đó có nghĩa là giảthuyết vềquan hệtuyến tắnh khơng bị vi phạm. Như vậy, giả định liên hệtuyến tắnh được thỏa mãn.
2.3.4.3. Kiểm định các giả thuyết của mơ hình
Dựa vào hệsốbetachuẩn hóa, có thểviết lại phương trình hồi quy như sau:
HLC = 0,159*BCCV +0,226*LT + 0,103*ĐTTT + 0,483*QH + 0,131*ĐKLV + 0,113*ĐGCV
Từphương trình hồi quy có thểrút ra kết luận từmẫu nghiên cứu cho mức độ hài lòng của người lao động của người lao động vào 6 yếu tố: Bản chất công việc; Chắnh sách lương, thưởng và phúc lợi; cơ hội đào tạo và thăng tiến; Quan hệvới lãnhđạo và đồng nghiệp; Điều kiện làm việc; Đánh giá kết quảlàm việc. Các biến quan sát được đo lường bằng thang đo Likert 5 mức độnên từphương trình hồi quy ta có thểrút ra kết luận vềmức tác động của từng yếu tố đến mức độhài lịng của người lao động. Trong đó yếu tốtác động mạnh nhất đến mức độhài lòng của người lao động là Quan hệvới lãnhđạo và đồng nghiệp.
Biến bản chất cơng việc có mức ý nghĩa thống kêởmức 5%, giá trịSig. = 0,010 (<0,05) với hệsốhồi quy chuẩn hóa= 0,159 mang dấu (+) nên có quan hệ thuận chiều với biến phụthuộc, thỏa mãn kỳvọng ban đầu. Với giả định các yếu tố khác không đổi, nếu bản chất cơng việc tăng lên 1 đơn vịthì sẽlàm cho mức độhài lịng của người lao động tăng trung bình là 0,149 đơn vị.
Biến chắnh sách lương, thưởng và phúc lợi có mức ý nghĩa thống kêởmức 5%, giá trịSig. = 0,001 (<0,05) với hệsốhồi quy chuẩn hóa= 0,226 mang dấu (+) nên có quan hệthuận chiều với biến phụthuộc, thỏa mãn kỳvọng ban đầu. Với giả định các yếu tốkhác không đổi, nếu chắnh sách lương, thưởng và phúc lợi tăng lên 1 đơn vịthì sẽlàm cho mức độhài lịng của người lao động tăng trung bình là 0,240 đơn vị.
Biến cơ hội đào tạo và thăng tiến có mức ý nghĩa thống kêởmức 5%, giá trị Sig. = 0,030 (<0,05) với hệsốhồi quy chuẩn hóa= 0,103 mang dấu (+) nên có quan hệthuận chiều với biến phụthuộc, thỏa mãn kỳvọng ban đầu. Với giả định các yếu tốkhác không đổi, nếu cơ hội đào tạo và thăng tiến tăng lên 1 đơn vịthì sẽlàm cho mức độhài lịng của người lao động tăng trung bình là 0,128đơn vị.
Biến quan hệvới lãnhđạo và đồng nghiệp có mức ý nghĩa thống kêởmức 5%, giá trịSig. = 0,000 (<0,05) với hệsốhồi quy chuẩn hóa= 0,483 mang dấu (+) nên có quan hệthuận chiều với biến phụthuộc, thỏa mãn kỳvọng ban đầu. Với giả định các yếu tốkhác không đổi, nếu quan hệvới lãnhđạo và đồng nghiệp tăng lên 1 đơn vịthì sẽlàm cho mức độhài lịng của người lao động tăng trung bình là 0,550 đơn vị.
Biến điều kiện làm việc có mức ý nghĩa thống kêởmức 5%, giá trịSig. = 0,006 (<0,05) với hệsốhồi quy chuẩn hóa= 0,131 mang dấu (+) nên có quan hệ thuận chiều với biến phụthuộc, thỏa mãn kỳvọng ban đầu. Với giả định các yếu tố khác không đổi, nếu điều kiện làm việc tăng lên 1 đơn vịthì sẽlàm cho mức độhài lịng của người lao động tăng trung bình là 0,155đơn vị.
Biến đánh giá kết quảlàm việc có mức ý nghĩa thống kêởmức 5%, giá trịSig. = 0,017 (<0,05) với hệsốhồi quy chuẩn hóa= 0,113 mang dấu (+) nên có quan hệ thuận chiều với biến phụthuộc, thỏa mãn kỳvọng ban đầu. Với giả định các yếu tố khác không đổi, nếu đánh giá kết quảlàm việc tăng lên 1 đơn vịthì sẽlàm cho mứcđộhài lòng của người lao động tăng trung bình là 0,162đơn vị.
2.3.5. Kiểmđịnh giá trị trung bìnhđể đánh giá mứcđộ tácđộng của các yếu tố đến sự hài lịng của người laođộng làm việc tại Cơng ty Cổ phần Sợi Phú Nam
Nhằm đảm bảo phân phối chuẩn nên đểphân tắch, đánh giá các yếu tố ởbiến quan sát tác động đến biến phụthuộc là sựhài lòng của người lao động làm việc tại Công ty Cổphần Sợi Phú Nam, tác giảsửdụng kiểm định tham sốOne Sample T- Test đểthực hiện.
2.3.5.1. Kiểm định giá trị trung bình các yếu tố trong thang đo ỘBảnchất công việcỢ chất công việcỢ
Với giảthuyết đặt ra:
H0: Đánh giá của người lao động vềbản chất công việc tác động đến sựhài lịng tại cơng ty = 3
H1: Đánh giá của người lao động vềbản chất công việc tác động đến sựhài lịng tại cơng ty≠ 3
Bảng 2.17: Kiểm định One Sample T-test về các tiêu chắ của thành phần ỘBản chất công việcỢ
Tiêu chắ Mean valueTest Sig.
Mức độ đồng ý (%) 1: Rất không đồng ý → 5: Rất đồng ý 1 2 3 4 5 BCCV1 3.25 3 0.001 3.0 15.8 43.6 27.9 9.7 BCCV2 3.17 3 0.021 3.6 18.8 41.2 29.7 6.7 BCCV3 3.24 3 0.001 1.8 13.9 51.5 24.2 8.5 BCCV4 3.15 3 0.044 1.8 25.5 41.2 25.5 6.1 BCCV5 3.17 3 0.027 4.2 20.0 45.5 20.6 9.7
Theo bảng, có thểthấy các tất cảcác tiêu chắ từBCCV1 đến BCCV5 đều có giá trịSig. nhỏhơn 0,05 nên bác bỏgiảthuyết H0 ban đầu, giá trịtrung bình của các tiêu chắ BCCV1, BCCV2, BCCV3, BCCV4, BCCV5 của thành phần ỘBản chất cơng việcỢ khác giá trị3. Giá trịtrung bình của các tiêu chắ này có giá trịdao động từ3.15 - 3.25, tất cả đều lớn hơn 3 nên kết luận người lao động đang có mức độ đồng ý nhưng chưa thực sựhoàn toàn đồng ý.
Tiêu chắ BCCV1: ỘCông việc phù hợp với trìnhđộ chun mơnỢ có 27,9% người lao động đồng ý và 9.7% người lao động rất đồng ý về tiêu chắ này. Nhưng lại cóđến 43.6% người lao động chọn mức bình thường. Cho thấy thật sự có một bộ phận người lao động cịnđang cảm thấy chưa thực sự đồng ý với vị trắ công việc hiện tại vì một phần là chưa đúng với trìnhđộ chun mơn của họ. Vậy nên cơng ty nên xem xét luân chuyển hay đào tạo chuyên môn của người lao động sao cho đúng với vị trắ và công việc mà họ đang làm nhất.
Ởtiêu chắ BCCV2: ỘCông việc mà anh (chị) đang làm là thú vịỢ có 29,7% người lao độngđồng ý và 6.7% người lao động rấtđồng ý. Bên cạnh đó vẫn có đến 18.8% người lao động không đồng ý và 3.6% rất không đồng ý về tiêu chắ này. Lắ giải cho việc này, ta có thể thấy với cơng việc kéo sợi lặp đi lặp lại và suốt ngày làm trong nhà máy thật sự khơng mấy thú vị vì nó khơng mang tắnh chất giải trắ. Tuy nhiên, vấn đề này có thể chấp nhận được vìđó là tắnh chất cơng việc. Ngồi ra, trong năm công ty luôn tổ chức các buổi tiệc liên hoan hay dã ngoại cho tập thể người lao động được giải trắ, vui chơi sau khi khoảng thời gian cống hiến cho công việc. Đây cũng được coi là giải pháp để công ty nâng cao mức độ hài lòng của người lao động với công việc mà họ đang làm.
Ở tiêu chắBCCV3: ỘCông việc cho phép sử dụng các năng lực cá nhânỢ có 24.2% người lao độngđồng ý và 8.5% người lao động rấtđồng ý. Tuy nhiên vẫn có 13.9% và 1.8% người lao động không đồng ý và rất không đồng ý với tiêu chắ này. Tiêu chắBCCV4: ỘCông việc tạo điều kiện cải thiện kĩ năng và kiến thứcỢ có 25.5% người lao độngđồng ý và 6.1% người lao động rấtđồng ý. Tuy nhiên vẫn có 25.5% và 1.8% người lao động khơng đồng ý và rất không đồng ý với tiêu chắ này. Càng ngày CTCP Sợi Phú Nam vẫn luôn cố gắng đào tạo và cải thiện kĩ năng và kiến thức cho người lao động để vừa phù hợp với công việc, vị trắ họ đang làm mà còn vừa cải thiện chất lượng lao động của công ty.
Tiêu chắBCCV5: ỘCông việc khơng tạo q nhiều áp lựcỢ có 20.6% người lao độngđồng ý và 9.7% người lao động rấtđồng ý. Tuy nhiên vẫn có 20.0% và 4.2% người lao động không đồng ý và rất không đồng ý với tiêu chắ này. Số người lao
động chưa đồng ý với tiêu chắ này chiếm chưa đến 30% số người lao động được khảo sát, tuy nhiên vẫn không thể chủ quan, mà cơng ty nên xem xét tìm ngun nhân và khắc phục vấn đề về áp lực này để người lao động sớm có thêm nhiều sự hài lịngđối với cơng việc mà họ đang làm tại công ty.
Dựa vào bảng ta thấy, cao nhất là tiêu chắ BCCV2: ỘCông việc mà anh (chị) đang làm là thú vịỢ với 29.7% số phiếu đồng ý và 6.7% số phiếu rất đồng ý. Đây là tiêu chắđược người lao độngđánh giá hài lịng nhất trong nhóm yếu tốỘBản chất cơng việcỢ. Qua đó cho thấy, người lao động khá hài hài lịng với tắnh chất cơng việc mà họ đang làm.
2.3.5.2. Kiểmđịnh giá trị trung bình các yếu tố trong thangđo Ộchắnh sách lương, thưởng phù hợpỢ
Với giảthuyết đặt ra:
H0: Đánh giá của người lao động vềchắnh sách lương, thưởng phù hợp tác