7. Kết cấu của luận văn
3.3.2.1.Các biến quan sát của các thành phần độc lập
Để có thể áp dụng được phân tích nhân tố thì các biến phải liên hệ với nhau bằng cách sử dụng Bartlett’s test of sphericity để kiểm định giả thuyết không (Ho) là các biến không có tương quan với nhau trong tổng thể. Đại lượng này có giá trị càng lớn thì ta càng có nhiều khả năng bác bỏ giả thuyết không này. Bên cạnh đó, để phân tích nhân tố, người ta còn dựa vào chỉ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin measure of sampling adequacy) là một chỉ số dùng để xem xét sự thích hợp của phân tích nhân tố. Trị số của KMO lớn (giữa 0,5 và 1) là điều kiện đủ để phân tích nhân tố là thích hợp (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc 2008). Khi phân tích EFA đối với thang đo mức độ thoả mãn của nhân viên, tác giả sử dụng phương pháp trích Principal axis factoring với phép xoay varimax và điểm dừng khi trích các yếu tố có eigenvalue lớn
hơn 1. Phương pháp Varimax thường được sử dụng phố biến nhất (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc 2008).
- Phân tích lần 1:
Kết quả phân tích EFA lần 1 cho thấy chỉ số KMO là 0.877 và mức ý nghĩa của Bartlett’s test nhỏ hơn 0,05 (0,000). Từ bảng kết quả phương sai giải thích ta có thể thấy có 8 yếu tố trích lại tại eigenvalue là 1.170 và phương sai trích được là 53,140 % (Phần 1 – Phụ lục IV). Vì thế, việc phân tích nhân tố là phù hợp và phương sai trích đạt yêu cầu > 50%. Tất cả các chỉ báo đều có trọng số đạt yêu cầu > 0.30. Tuy nhiên, các biến DN1 đều có chệnh lệch giữa hai trọng số nhân tố nhỏ hơn 0.30. Điều này chứng tỏ các biến này không đảm bảo độ phân biệt đối với các nhân tố trên. Vì thế, tác giả quyết định loại bỏ biến trên.
- Phân tích lần 2:
Sau khi loại bỏ các biến, kết quả phân tích EFA lần 2 cho thấy có 8 yếu tố trích lại tại eigenvalue là 1.169 và phương sai trích được là 53,409 % và chỉ số KMO là 0.873 (Phần 1 – Phụ lục IV). Vì thế, việc phân tích nhân tố là phù hợp và phương sai trích đạt yêu cầu > 50%. Tất cả các chỉ báo đều có trọng số đạt yêu cầu > 0.30. Kết quả phân tích EFA cuối cùng của các biến quan sát của các thành phần độc lập trong bảng 3.5 như sau:
Bảng 3.5: Kết quả phân tích nhân tố các biến quan sát của các thành phần độc lập (lần 2) Ma trận xoay các nhân tố Thành phần 1 2 3 4 5 6 7 8 PL2 .759 PL1 .753 PL3 .726 PL4 .703 PL5 .667 PL6 .599 DT3 .756 DT1 .710 DT7 .604 DT4 .584 DT2 .501
DT6 .470 DT5 .369 DT8 .342 CT2 .726 CT3 .719 CT4 .713 CT1 .688 DL3 .771 DL1 .708 DL2 .602 DL4 .561 DL5 .550 DN2 .777 DN3 .773 DN4 .564 TL2 .697 TL1 .667 TL4 .595 TL3 .584 TC2 .678 TC1 .643 TC4 .609 TC3 .604 DK3 .721 DK1 .663 DK2 .418
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser
Normalization.
a. Rotation converged in 6 iterations.
Nguồn: Kết quả điều tra và xử lý bằng phần mềm SPSS 16.0 của tác giả, 2013 3.3.2.2. Các biến quan sát của thành phần phụ thuộc
Nhân tố sự thỏa mãn công việc của nhân viên (TM) gồm có 3 biến quan sát ký hiệu TM1 đến TM3 và nhân tố trung thành công việc của nhân viên (TT) gồm có 4 biến quan sát ký hiệu TT1 đến TT4. Thực hiện đánh giá nhân tố phụ thuộc bằng phân tích EFA ta thấy chỉ số KMO là 0.857 (>0.5), thỏa mãn yêu cầu và kiểm định
Bartlett’s Test of Sphericity có ý nghĩa thống kê (Sig.< 0.05) nên các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể, vì vậy phân tích nhân tố trong trường hợp này là phù hợp. Qua phân tích, các giá trị hệ số chuyển tải của nhân tố đều lớn hơn 0.5, điểm dừng Eigenvalue = 1.059> 1 và Phương sai trích bằng 69.443% lớn hơn 50% (Gerbing & Anderson, 1988) đều phù hợp (Phần I1 – Phụ lục IV). Tất cả các chỉ báo đều có trọng số đạt yêu cầu > 0.40 và các biến đều có chệnh lệch giữa hai trọng số nhân tố lớn hơn 0.30. Kết quả phân tích EFA cuối cùng của các biến quan sát của các thành phần phụ thuộc trong bảng 3.6 như sau:
Bảng 3.6: Kết quả phân tích nhân tố các biến quan sát của các thành phần phụ thuộc Ma trận xoay các nhân tố Thành phần 1 2 TT2 .774 TT4 .774 TT3 .721 TT1 .715 TM3 .886 TM2 .856 TM1 .392 .806
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization. a. Rotation converged in 3 iterations.
Nguồn: Kết quả điều tra và xử lý bằng phần mềm SPSS 16.0 của tác giả, 2013
3.3.3. Kiểm định mô hình và các giả thuyết
3.3.3.1. Phân tích hệ số tương quan Pearson
Trong nghiên cứu này, hệ số tương quan Pearson được sử dụng để xác định 8 nhân tố trên ảnh hưởng quan trọng như thế nào đến sự thỏa mãn công việc của nhân viên tại ngân hàng ACB Chi nhánh Khánh Hòa và sự thỏa mãn công việc ảnh hưởng như thế nào đến trung thành của nhân viên đối với ngân hàng. Từ kết quả phân tích EFA, 9 nhân tố được rút trích như sau:
Bảng 3.7: Tổng hợp mối tương quan giữa các nhân tố độc lập với sự thỏa mãn công việc của nhân viên
Hệ số tương quan
DK DT CT TL TC DN DL PL TM
Mối tương quan
giữa các biến 1 .347
** .242** .161** .295** .366** .381** .322** .422** Mức ý nghĩa .000 .000 .005 .000 .000 .000 .000 .000 DK
Số lượng 300 300 300 300 300 300 300 300 300
Mối tương quan
giữa các biến .347 ** 1 .511** .358** .492** .414** .349** .441** .652** Mức ý nghĩa .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 DT Số lượng 300 300 300 300 300 300 300 300 300
Mối tương quan
giữa các biến .242 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
** .511** 1 .425** .353** .351** .253** .238** .590** Mức ý nghĩa .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 CT
Số lượng 300 300 300 300 300 300 300 300 300
Mối tương quan
giữa các biến .161 ** .358** .425** 1 .349** .324** .124* .189** .675** Mức ý nghĩa .005 .000 .000 .000 .000 .031 .001 .000 TL Số lượng 300 300 300 300 300 300 300 300 300
Mối tương quan
giữa các biến .295 ** .492** .353** .349** 1 .334** .274** .461** .567** Mức ý nghĩa .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 TC Số lượng 300 300 300 300 300 300 300 300 300
Mối tương quan
giữa các biến .366
** .414** .351** .324** .334** 1 .333** .343** .529** Mức ý nghĩa .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 DN
Số lượng 300 300 300 300 300 300 300 300 300
Mối tương quan
giữa các biến .381 ** .349** .253** .124* .274** .333** 1 .294** .375** Mức ý nghĩa .000 .000 .000 .031 .000 .000 .000 .000 DL Số lượng 300 300 300 300 300 300 300 300 300
Mối tương quan
giữa các biến .322 ** .441** .238** .189** .461** .343** .294** 1 .444** Mức ý nghĩa .000 .000 .000 .001 .000 .000 .000 .000 PL Số lượng 300 300 300 300 300 300 300 300 300
Mối tương quan giữa các biến .422 ** .652** .590** .675** .567** .529** .375** .444** 1 Mức ý nghĩa .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 TM Số lượng 300 300 300 300 300 300 300 300 300
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2- tailed).
*. Correlation is significant at the 0.05 level (2- tailed).
Nguồn: Kết quả điều tra và xử lý bằng phần mềm SPSS 16.0 của tác giả, 2013
Bảng 3.8: Tổng hợp mối tương quan giữa nhân tố sự thỏa mãn công việc với sự trung thành của nhân viên
Hệ số tương quan
TM TT
Mối tương quan giữa các biến 1 .576**
Mức ý nghĩa .000
TM
Số lượng 300 300
Mối tương quan giữa các biến .576** 1
Mức ý nghĩa .000
TT
Số lượng 300 300
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Nguồn: Kết quả điều tra và xử lý bằng phần mềm SPSS 16.0 của tác giả, 2013
Từ bảng 3.7 và 3.8, hệ số tương quan giữa các biến độc lập dao động từ 0.375 đến 0.675 đều <1 và hệ số tương quan giữa biến sự thỏa mãn với biến trung thành của nhân viên là 0.576 <1, chứng tỏ giữa chúng có mối liên hệ thuận. Trong đó, hệ số tương quan giữa biến thu nhập và biến sự thỏa mãn là cao nhất chứng tỏ giữa hai yếu tố này có mối liên hệ thuận khá chặt.
3.3.3.2. Mô hình các yếu tố tác động lên sự thỏa mãn công việc của nhân viên ngân hàng ACB Chi nhánh Khánh Hòa hàng ACB Chi nhánh Khánh Hòa
Mô hình nghiên cứu các yếu tố tác động lên sự thỏa mãn công việc của nhân viên ngân hàng gồm 9 khái niệm. Trong đó, sự thỏa mãn công việc của nhân viên ngân hàng là khái niệm phụ thuộc, 8 khái niệm còn lại (thu nhập; đào tạo và phát triển; mối quan hệ với cấp trên; mối quan hệ giữa đồng nghiệp; bản chất công việc; điều kiện làm việc; phúc lợi và động lực làm việc) là những khái niệm độc lập và được giả định là các yếu tố tác động vào sự thỏa mãn của nhân viên ngân hàng ACB Chi nhánh Khánh Hòa.
Phương pháp hồi quy tuyến tính bội được sử dụng để kiểm định mô hình này. Để đánh giá mức độ phù hợp của mô hình hồi quy, ta dùng hệ số là hệ số xác định R2 hiệu chỉnh. Mô hình có hệ số tương quan R2 = 0.752 cho thấy mối tương quan giữa các biến là thuận và chặt chẽ (Phần I – Phụ lục V). Hệ số R2 hiệu chỉnh (Adjusted R square) là 0.745 nhỏ hơn R2 (R Square). Hệ số R2 hiệu chỉnh dùng nó đánh giá độ phù hợp của mô hình sẽ an toàn hơn vì nó không thổi phồng mức độ phù hợp của mô hình chứng tỏ mô hình hồi quy là phù hợp để giải thích các nhân tố tác động đến sự thỏa mãn công việc của nhân viên. Mô hình có R2 hiệu chỉnh là 74,5% có nghĩa là các yếu tố thu nhập; đào tạo và phát triển; mối quan hệ với cấp trên; mối quan hệ giữa đồng nghiệp; bản chất công việc; điều kiện làm việc; phúc lợi và động lực làm việc giải thích được 74,5% sự thay đổi của sự thỏa mãn công việc của nhân viên ngân hàng.
Với biến phụ thuộc là sự thỏa mãn công việc của nhân viên ngân hàng có 8 nhân tố độc lập và 1 nhân tố phụ thuộc được rút ra từ phân tích nhân tố EFA sẽ được đưa vào phân tích hồi quy. Kết quả phân tích hồi quy như sau:
Bảng 3.9: Kết quả các hệ số hồi quy trong mô hình Hệ số hồi quya Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa Thống kê hiện tượng cộng tuyến
Mô hình B Độ lệch chuẩn Beta t
Mức ý nghĩa Độ chấp nhận VIF (Hệ số) -2.414 .200 -12.050 .000 TL .544 .046 .404 11.946 .000 .745 1.343 DT .335 .062 .214 5.422 .000 .547 1.827 CT .178 .041 .156 4.327 .000 .654 1.530 DK .151 .047 .109 3.246 .001 .751 1.331 TC .191 .050 .140 3.850 .000 .642 1.558 DN .136 .040 .119 3.407 .001 .700 1.428 DL .096 .046 .069 2.071 .039 .768 1.302 1 PL .093 .043 .076 2.162 .031 .689 1.451 a. Biến phụ thuộc: TM
Nguồn: Kết quả điều tra và xử lý bằng phần mềm SPSS 16.0 của tác giả, 2013
Qua bảng 3.9, ta có thể thấy mô hình hồi quy tuyến tính mẫu có giá trị hệ số độ dốc B1, B2, B3, B4, B5, B6, B7, B8 đều khác 0. Mức ý nghĩa quan sát được (cột ý nghĩa)
của 8 thành phần đều có giá trị < 0.05 chứng tỏ giả thuyết H0 ( Biến “Sự thỏa mãn công việc của nhân viên ngân hàng” hoàn toàn độc lập với 8 thành phần còn lại xét trên tổng thể) bị bác bỏ. Như vậy, xét trên tổng thể, các yếu tố thu nhập; đào tạo và phát triển; mối quan hệ với cấp trên; mối quan hệ giữa đồng nghiệp; bản chất công việc; điều kiện làm việc; phúc lợi và động lực làm việc có tác động lên sự thỏa mãn công việc của nhân viên ngân hàng ACB Chi nhánh Khánh Hòa.
Hệ số phóng đại phương sai (VIF) của 8 yếu tố đều bằng 1 nhỏ hơn 5 nghĩa là không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình này.
Từ những kết quả trên, ta có thể xây dựng phương trình hồi quy tổng thể như sau:
TM: Y = 0.404 TL+ 0.214 DT + 0.156 CT + 0.109 DK + 0.140 TC + 0.119 DN + 0.069 DL + 0.076 PL
Hay:
Sự thỏa mãn công việc = 0.404*(Thu nhập) + 0.214*(Đào tạo và phát triển) + 0.156*(Mối quan hệ với cấp trên) + 0.109*(Điều kiện làm việc) + 0.140*(Bản chất công việc) + 0.119*(Mối quan hệ giữa đồng nghiệp) + 0.069*(Động lực làm việc) + 0.076*( Phúc lợi)
3.3.3.3. Kiểm định giả thuyết về mối quan hệ giữa sự thỏa mãn công việc của nhân viên ngân hàng với các yếu tố của nó viên ngân hàng với các yếu tố của nó
Như đã trình bày trong chương 1 (mục 1.3.2), trong mô hình các yếu tố tác động lên sự thỏa mãn công việc của nhân viên ngân hàng có 8 giả thuyết cần kiểm định ( từ H1 đến H8)
Bảng 3.10: Kiểm định sự phù hợp của mô hình ANOVAb
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
Regression 102.779 8 12.847 110.442 .000a Residual 33.851 291 .116 1 Total 136.630 299 a. Predictors: (Constant), PL, TL, DL, DK, CT, DN, TC, DT b. Dependent Variable: TM
Nguồn: Kết quả điều tra và xử lý bằng phần mềm SPSS 16.0 của tác giả, 2013
Bảng 3.10 thể hiện giá trị F là 110.442 và giá trị sig rất nhỏ 0.000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 0.05 nên giả thiết H0 bị bác bỏ với độ tin cậy 95%. Vì vậy, mô hình đưa ra là
phù hợp với dữ liệu và các biến độc lập trong mô hình có thể giải thích được sự thay đổi của biến phụ thuộc.
Giả thuyết H1: Thu nhập có tác động cùng chiều lên sự thỏa mãn công việc của nhân viên ngân hàng.
Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính bội (bảng 3.9) cho thấy hệ số hồi quy giữa thu nhập với sự thỏa mãn công việc của nhân viên ngân hàng là 0.404 và mức ý nghĩa là 0.000 nhỏ hơn 0.05. Điều này có nghĩa là thu nhập có tác động cùng chiều lên sự thỏa mãn công việc của nhân viên. Như vậy, giả thuyết H1 được chấp nhận bởi bộ dữ liệu nghiên cứu. Hệ số hồi quy cho thấy thu nhập là yếu tố quan trọng tác động đến thỏa mãn công việc của nhân viên, đặc biệt là yếu tố tác động mạnh nhất trong tám nhân tố được nghiên cứu.
Giả thuyết H2: Đào tạo và phát triển có tác động cùng chiều lên sự thỏa mãn. Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính bội (bảng 3.9) cho thấy hệ số hồi quy giữa tuyển dụng, đào tạo và phát triển với sự thỏa mãn công việc của nhân viên ngân hàng là 0.214 và giá trị sig là 0.000 nhỏ hơn 0.05. Điều này có nghĩa là thu nhập có tác động cùng chiều lên sự thỏa mãn công việc của nhân viên hay nói cách khác giả thuyết H2 được chấp nhận bởi bộ dữ liệu nghiên cứu. Hệ số hồi quy cho thấy đào tạo và phát triển là yếu tố quan trọng thứ hai tác động đến thỏa mãn công việc của nhân viên.
Giả thuyết H3: Mối quan hệ với cấp trên có tác động cùng chiều lên sự thỏa mãn.
Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính bội (bảng 3.9) cho thấy hệ số hồi quy giữa mối quan hệ với cấp trên với sự thỏa mãn công việc của nhân viên ngân hàng là 0.156 và giá trị sig là 0.000 nhỏ hơn 0.05. Vì vậy, giả thuyết H3 được chấp nhận hay nói cách khác sự tác động của mối quan hệ với cấp trên đến sự thỏa mãn công việc của nhân viên ngân hàng có ý nghĩa thống kê. Hệ số hồi quy cho thấy mối quan hệ với cấp trên là yếu tố quan trọng tác động đến thỏa mãn công việc của nhân viên, đặc biệt là yếu tố tác động mạnh thứ ba trong tám nhân tố được nghiên cứu. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Giả thuyết H4: Mối quan hệ giữa đồng nghiệp có tác động cùng chiều lên sự thỏa mãn.
Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính bội (bảng 3.9) cho thấy hệ số hồi quy giữa mối quan hệ giữa đồng nghiệp với sự thỏa mãn công việc của nhân viên ngân hàng là 0.119 và giá trị sig là 0.000 nhỏ hơn 0.05. Điều này có nghĩa là mối quan hệ giữa đồng
nghiệp có tác động cùng chiều lên sự thỏa mãn của nhân viên hay nói cách khác giả thuyết H4 được chấp nhận bởi bộ dữ liệu nghiên cứu.
Giả thuyết H5: Bản chất công việc có tác động cùng chiều lên sự thỏa mãn .