4.5.1 Ước lượng mô hình hồi quy bội từ dữ liệu nghiên cứu
Để kiểm định các giả thuyết nghiên cứu đặt ra về mối quan hệ nhân quả giữa các yếu tố công việc và sự hài lòng công việc ta sử dụng kỹ thuật phân tích hồi quy. Trong đó biến JS_hài lòng công việc là biến phụ thuộc, các biến WO_công việc, OP_cơ hội thăng tiến, SA_tiền lương, SU_lãnh đạo và CO_đồng nghiệp là các biến độc lập. Các biến được sử dụng cho phân tích hồi quy là các biến chuẩn hóa sử dụng số nhân nhân tố (factor score) từ kết quả phân tích khám phá nhân tố trong phần 4.3. Kết quả phân tích dữ liệu với sự hỗ trợ của phần mềm SPSS thu được như sau:
Bảng 15. Tóm tắt thông số mô hình
Model R R Square Adjusted R
Square
Std. Error of the Estimate
Durbin-Watson
1 .785a .616 .606 .62786456 2.060
a. Predictors: (Constant), CO, SU, SA, OP, WO b. Dependent Variable: JS
Table 16. Phân tích phương sai (ANOVAa)
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 118.888 5 23.778 60.316 .000 b Residual 74.112 188 .394 Total 193.000 193
a. Dependent Variable: JS
b. Predictors: (Constant), CO, SU, SA, OP, WO
Bảng 17. Các hệ số mô hình (Coefficientsa) Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) -1.227E-016 .045 .000 1.000 WO .230 .045 .230 5.085 .000 1.000 1.000 OP .412 .045 .412 9.109 .000 1.000 1.000 SA -.056 .045 -.056 -1.233 .219 1.000 1.000 SU .117 .045 .117 2.599 .010 1.000 1.000 CO .614 .045 .614 13.582 .000 1.000 1.000 a. Dependent Variable: JS
Phương trình hồi quy được xác định bằng như sau: JS = 0.230WO + 0.412OP – 0.056SA + 0.117SU + 0.614CO, phân tích phương sai cho thấy kiểm định F có p-value = 0.000 điều đó chứng tỏ có ít nhất một biến độc lập trong mô hình có hệ số Beta khác không. Hệ số Adjusted R square = 0.606 chứng tỏ các biến độc lập giải thích được 60.6% sự thay đổi của biến phụ thuộc JS_hài lòng công việc.Vì sử dụng biến chuẩn hóa nên mô hình ước lượng được không bị vi phạm các giả thuyết của phương pháp OLS.
4.5.2 Kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Kiểm định giả thuyết H1: Nhân tố “công việc” có tác động tích cực đến sự hài lòng công việc. Từ dữ liệu nghiên cứu ta thấy hệ số Beta của biến WO là β = 0.230 lớn hơn 0, p-value = 0.000 nhỏ hơn 0.05. Như vậy với hệ số tin cậy 95% ta có thể cho rằng nhân tố công việc có tác động tích cực đến sự hài lòng công việc. Hay nói cách khác ta
chấp nhận giả thuyết H1. Kết quả nghiên cứu này cho thấy nhân tố công việc phù hợp
ty tìm các giải pháp tăng mức độ hài lòng về yếu tố công việc lên 1 đơn vị thì mức độ hài lòng tổng thể sẽ thăng lên 0.230 đơn vị.
Kiểm định giả thuyết H2: Nhân tố “cơ hội thăng tiến” có tác động tích cực đến sự hài lòng công việc. Từ dữ liệu nghiên cứu ta thấy hệ số Beta của biến OP là β = 0.412 lớn hơn 0, p – value = 0.000 nhỏ hơn 0.05. Như vậy với hệ số tin cậy 95% có thể cho rằng nhân tố cơ hội thăng tiến có tác động tích cực đến sự hài lòng công việc. Hay
nói cách khác ta chấp nhận giả thuyết H2. Kết quả này một lần nữa kiểm chứng mối
quan hệ tích cực giữa cơ hội thăng tiến và sự hài lòng công việc. Nếu cơ hội thăng tiến càng được đánh giá cao thì mức độ hài lòng càng cao. Theo kết quả này thì Công ty cải thiện được 1 điểm đánh giá về cơ hội thăng tiến sẽ làm tăng mức độ hài lòng lên 0.412 điểm.
Kiểm định giả thuyết H3: Nhân tố “tiền lương” có tác động tích cực đến sự hài lòng công việc. Từ dữ liệu nghiên cứu ta thấy thống kê t tương ứng của nó có p – value = 0.219 lớn hơn 0.05. Như vậy với hệ số tin cậy 95% có thể cho rằng nhân tố tiền lương không có ảnh hưởng đến sự hài lòng công việc. Hay nói cách khác ta bác bỏ giả thuyết H3. Điều này được giải thích là hiện nay mức thu nhập bằng lương của nhân viên làm trong ngành điện tại Việt Nam nói chung và Hải Dương nói riêng có mức thu nhập khá tốt. Khi so sánh với các ngành khác ngành điện có thu nhập ở mức khá hơn so với nhiều ngành. Với mức lương hiện tại của Công ty điện lực Hải Dương so với mức thu nhập của các doanh nghiệp khác trên địa bàn hiện tại là khá tốt. Người lao động có thể dễ dàng so sánh ở cùng mức độ yêu cầu về kỹ năng làm việc và cường độ công việc nếu làm ở các đơn vị khác thì họ có thu nhập tốt hơn. Mặt khác với mức thu nhập hiện tại
của người lao động so sánh với các chi phí sinh hoạt thì mức thu nhập là tương đối khá. Mức thu nhập hiện tại tạo ra cho họ một cuộc sống khá thoải mái so với các ngành khác trong điều kiện kinh tế khó khăn hiện nay.Do đó mức kỳ vọng về tiền lương đối với người lao động là không cao. Có thể xem nó như một nhân tố đã đạt được những kỳ vọng cơ bản của người lao động nên nó không còn là nguồn kích thích sự hài lòng trong công việc của họ nữa.
Kiểm định giả thuyết H4: Nhân tố “lãnh đạo” có tác động tích vực đến sự hài lòng công việc. Từ dữ liệu nghiên cứu ta thấy hệ số Beta của biến SU là β = 0.117 lớn hơn 0, p –value = 0.010 nhỏ hơn 0.05 Như vậy với hệ số tin cậy 95% có thể cho rằng nhân tố lãnh đạo có tác động tích cực đến sự hài lòng công việc. Hay nói cách khác ta
chấp nhận giả thuyết H4. Điều này cho thấy nếu công ty cải thiện cảm nhận của người
lao động về nhân tố lãnh đạo (thay đổi phong cách lãnh đạo, cải thiện quan hệ lãnh đạo – nhân viên) tăng thêm 1 điểm thì mức độ hài lòng công việc tăng lên 0.117 điểm.
Kiểm định giả thuyết H5: Nhân tố “đồng nghiệp” có tác động tích cực đến sự hài lòng công việc. Từ dữ liệu nghiên cứu ta thấy hệ số Beta của biến CO là β = 0.614 lớn hơn 0, p-value = 0.000 nhỏ hơn 0.05. Như vậy với hệ số tin cậy 95% có thể cho rằng nhân tố đồng nghiệp có tác động tích cực đến sự hài lòng công việc. Hay nói cách
khác ta chấp nhận giả thuyết H5. Kết quả này một lẫn nữa cho thấy yếu tố đồng nghiệp
cũng là nhân tố ảnh hưởng rất lớn đến sự hài lòng công việc. Nếu người lao động hài lòng với mối quan hệ đồng nghiệp (ví dụ xây dựng văn hóa doanh nghiệp) thì họ cũng có xu hướng hài lòng hơn với công việc nói chung. Theo kết quả nghiên cứu này nếu cải
thiện nhân tố đồng nghiệp tăng thêm 1 điểm đánh giá thì mức độ hài lòng công việc tăng thêm 0.612 điểm.
4.6 Kiểm định sự khác nhau về cảm nhận với các biến theo các nhóm lao động phân loại theo nhân khẩu học phân loại theo nhân khẩu học
Để kiểm định có sự khác nhau hay không giữa các nhóm lao động phân loại theo nhân khẩu học ta sử dụng các kỹ thuật phân thích bằng T-test và ANOVA. Tuy nhiên các biến trong phần phân tích hồi quy là các biến chuẩn hóa sử dụng số nhân nhân tố (factor score) khi phân tích khám phá nhân tố sẽ không phù hợp để phân tích bằng T- test và ANOVA vì các biến chuẩn hóa có phương sai và trung bình bằng nhau, vì vậy các biến này sẽ được mã hóa hóa lại theo quy tắc lấy trung bình giản đơn như sau:
ReWO = Mean(WO2,WO3,WO4,WO5,WO6) (biến công việc) ReOP = Mean(OP1, OP2,OP3,OP4,OP5) (biến cơ hội thăng tiến) ReSA = Mean(SA1, SA2, SA3, SA4, SA5) (biến tiền lương) ReSU = Mean(SU1, SU2, SU3, SU4) (biến lãnh đạo) ReCO = Mean(CO1, CO2, CO3, CO4) (biến đồng nghiệp) ReJS = Mean(JS1, JS2, JS3) (biến hài lòng công việc)
Kết quả kiểm định sự khác nhau với các biến như sau (ở đây ta không xem xét phân tích với biến ReSA vì biến “tiền lương” không có ý nghĩa thống kê ở phân tích hồi quy).
4.6.1 Kiểm định sự khác nhau giữa các biến theo giới tính
Để kiểm định sự khác nhau theo giới tính giữa hai nhóm lao động nam và nữ ta sử dụng phân tích bằng Independent T-test, kiểm tra hiện tượng đồng phương sai trước bằng kiểm định Levene. Kết quả phân tích từ dữ liệu thu được như sau:
Bảng 18. Thống kê nhóm theo giới tính
Gender N Mean Std. Deviation Std. Error Mean
Female 62 3.9161 .68477 .08697 ReOP Male 132 3.7061 .55172 .04802 Female 62 3.6871 .59464 .07552 ReSU Male 132 3.4716 .61054 .05314 Female 62 3.4718 .71875 .09128 ReCO Male 132 3.6932 .62821 .05468 Female 62 3.6774 .62297 .07912 ReJS Male 132 3.5000 .65835 .05730 Female 62 3.5269 .69751 .08858
Bảng 19. Independent Samples Test Levene's Test for
Equality of Variances
t-test for Equality of Means
F Sig. t df Sig. (2-
tailed)
Mean Difference
ReWO Equal variances assumed .577 .448 -1.286 192 .200 -.13886
Equal variances
not assumed -1.302 123.369 .195 -.13886
ReOP Equal variances assumed 1.022 .313 .218 192 .828 .01896
Equal variances
not assumed .212 111.790 .833 .01896
ReSU Equal variances assumed 4.112 .044 -.002 192 .999 -.00018
Equal variances
not assumed -.002 103.801 .999 -.00018
ReCO Equal variances assumed .108 .743 .163 192 .870 .01576
Equal variances
not assumed .164 120.398 .870 .01576
ReJS Equal variances assumed .529 .468 -.260 192 .795 -.02688
Equal variances
not assumed -.255 113.478 .799 -.02688
Đối với biến “công việc” (ReWO) kiểm định Levene có p-value = 0.448 lớn hơn 0.05 chứng tỏ phương sai giữa hai nhóm lao động nam và nữ về biến “công việc” là không khác nhau. Do đó ta sẽ sử dụng kết quả ở dòng “Equal variances assumed” cho thấy T-test có p-value = 0.200 lớn hơn 0.05. Điều đó chứng tỏ không có sự khác biệt có ý nghĩa giữa hai nhóm lao động nam và nữ với nhân tố “công việc”. Kết quả điểm đánh giá trung bình theo nhóm đối với biến công việc cũng cho thấy điểm đánh giá giữa nam và nữa có chênh lệch rất nhỏ.
Đối với biến “”cơ hội thăng tiến” (ReOP) kiểm định Levene có p-value = 0.313 lớn hơn 0.05 chứng tỏ phương sai giữa hai nhóm lao động nam và nữa về biến “cơ hội thăng tiến” là không khác nhau. Do đó ta sử dụng kết quả ở dòng “Equal variances assumed” cho thấy T – test có p-value = 0.828 lớn hơn 0.05. Điều đó chứng tỏ không có sự khác biệt giữa nhóm lao động nam và nữ với nhân tố “cơ hội thăng tiến”. Kết quả đánh giá trung bình theo nhóm cũng cho thấy điểm đánh giá giữa hai nhóm có chênh lệch rất nhỏ.
Đối với biến “lãnh đạo” (ReSU) kiểm định Levene có p-value = 0.044 nhỏ hơn 0.05, điều đó chứng tỏ với biến “lãnh đạo” phương sai theo hai nhóm nam và nữ là khác nhau. Do đó ta sẽ sử dụng kết quả kiểm định T-test ở dòng “Equal variances not assumed”, kết quả cho thấy p-value = 0.999 lớn hơn 0.05. Điều đó chứng tỏ là giữa hai nhóm lao động nam và nữ không có sự khác biệt về mức độ đánh giá với biến lãnh đạo. Kết quả đánh giá trung bình theo nhóm cũng cho thấy điểm đánh giá giữa hai nhóm có chênh lệch rất nhỏ.
Đối với biến “đồng nghiệp” (ReCO) kiểm định Levene có p – value = 0.743, điều đó chứng tỏ giữa hai nhóm lao động nam và nữ có phương sai đánh giá bằng nhau. Do đó ta sẽ sử dụng kết quả kiểm định T-test ở dòng “Equal variances assumed” có p –value = 0.870 lớn hơn 0.05. Điều đó chứng tỏ là giữa hai nhóm lao động nam và nữ không có sự khác biệt về mức độ đánh giá với biến đồng nghiệp. Kết quả đánh giá trung bình theo nhóm cũng cho thấy điểm đánh giá giữa hai nhóm có chênh lệch rất nhỏ.
Đối với biến phụ thuộc “hài lòng công việc” (ReJS) kiểm định Levene có p- value = 0.468 lớn hơn 0.05, điều đó chứng tỏ phương sai giữa hai nhóm lao động
là không khác nhau. Do đó ta sẽ sử dụng kết quả kiểm định T-test ở dòng “Equal variances assumed” có p-value = 0.795 lớ hơn 0.05. Điều đó chứng tỏ rằng không có sự khác biệt về mức độ hài lòng công việc giữa nhóm lao động nam và nữ. Kết quả đánh giá trung bình theo nhóm cũng cho thấy điểm đánh giá giữa hai nhóm có chênh lệch rất nhỏ.
4.6.2 Kiểm định sự khác nhau theo nhóm tuổi
Để đánh giá sự khác biệt theo nhóm tuổi ta sử dụng kỹ thuật phân tích phương sai (ANOVA) để tìm ra sự khác biệt có xảy ra giữa các nhóm hay không. Nếu có sự khác nhau trong các nhóm ta tiếp tục sử dụng phân tích sâu (Post Hoc Test) bằng giá trị Tukey để tìm ra sự khác biệt giữa những nhóm nào. Kết quả phân tích từ dữ liệu như sau:
Bảng 20. Phân tích phương sai theo nhóm tuổi Sum of Squares df Mean Square F Sig. ReWO Between Groups 5.258 4 1.314 2.759 .029 Within Groups 90.052 189 .476 Total 95.309 193 ReOP Between Groups 2.408 4 .602 1.927 .108 Within Groups 59.052 189 .312 Total 61.460 193 ReSU Between Groups 3.808 4 .952 2.351 .056 Within Groups 76.536 189 .405 Total 80.344 193 ReCO Between Groups 5.496 4 1.374 3.716 .006 Within Groups 69.886 189 .370 Total 75.383 193 ReJS Between Groups 4.801 4 1.200 2.777 .028 Within Groups 81.685 189 .432 Total 86.486 193
Kết quả phân tích cho thấy:
Đối với biến “công việc” kiểm định F giữa các nhóm có p-value = 0.029 nhỏ hơn 0.05. Như vậy chứng tỏ có sự khác biệt giữa các nhóm lao động khác nhau theo độ tuổi với biến công việc. Kiểm tra bằng giá trị Tukey của phân tích so sánh đa nhóm cho thấy có sự khác biệt giữa nhóm lao động dưới 24 tuổi với nhóm từ 25 – 30 và nhóm 36 – 40 , theo đó xu hướng cho thấy nhóm lao động dưới 24 tuổi có mức độ hài lòng với công việc cao hơn (bảng 21)
Đối với biến “đồng nghiệp” kiểm định F giữa các nhóm cũng có p-value = 0.006 nhỏ hơn 0.05. Như vậy chứng tỏ có sự khác biệt giữa nhóm lao động theo độ tuổi khác nhau về yếu tố đồng nghiệp. Kiểm tra bằng giá trị Tukey khi phân tích so sánh đa nhóm cho thấy khác biệt xảy ra giữa nhóm lao động có tuổi dưới 24 và các nhóm còn lại, theo đó xu hướng cho thấy nhóm lao động có tuổi dưới 24 có mức độ hài lòng với nhân tố đồng nghiệp hơn các nhóm khác (bảng 21)
Đối với biến phụ thuộc “hài lòng công việc” kiểm định F giữa các nhóm cũng có p –value = 0.028 nhỏ hơn 0.05. Điều đó chứng tỏ có sự khác biệt giữa nhóm lao động theo độ tuổi về mức độ hài lòng công việc tổng thể. Kiểm tra bằng giá trị Tukey khi phân tích so sánh đa nhóm cho thấy có sự khác biệt xảy ra ở nhóm dưới 24 tuổi với nhóm 31 – 35 và nhóm 36 – 40, theo đó xu hướng cho thấy nhóm lao động dưới 24 tuổi có mức độ hài lòng công việc cao hơn (bảng 21)
Đối với các biến “cơ hội thăng tiến” và “lãnh đạo” phân tích phương sai cho thấy kiểm định F giữa các nhóm có p-value lớn hơn 0.05, điều đó chứng tỏ không có sự khác biệt có ý nghĩa giữa các nhóm lao động theo độ tuổi về các yếu tố này.
Bảng 21. Kết quả phân tích so sánh đa nhóm bằng giá trịTukey Dependent
Variable
(I) IP2 (J) IP2 Mean
Difference (I-
Std. Error Sig. 95% Confidence Interval
Lower Bound
Upper Bound
31- 35 .37249 .15878 .135 -.0648 .8098 36 – 40 .49033* .17108 .037 .0191 .9615 Higher 40 .47741 .20364 .136 -.0835 1.0383 25 - 30 Below 24 -.50508* .16949 .027 -.9719 -.0383 31- 35 -.13260 .13654 .868 -.5087 .2435 36 – 40 -.01475 .15067 1.000 -.4297 .4002 Higher 40 -.02767 .18683 1.000 -.5422 .4869 31- 35 Below 24 -.37249 .15878 .135 -.8098 .0648 25 – 30 .13260 .13654 .868 -.2435 .5087 36 – 40 .11785 .13851 .914 -.2636 .4993