Sau khi loại bỏ cỏc biến rỏc và cỏc thang đo đó đạt độ tin cậy ta tiến hành phõn tớch nhõn tố. Phõn tớch nhõn tố được sử dụng khi hệ số KMO1( Kaiser – Mayer – Olkin) cú giỏ trị lớn hơn 0.5 và giả thuyết về ma trận tương quan tổng thể là ma trận
đồng nhất bị bỏc bỏ, tức là cỏc biến cú tương quan với nhau; cỏc hệ số chuyển tải
1 KMO = 2 2 2 y y j i y a r r
Trong đú: rij là hệ số tương quan giữa biến i và j; aij là hệ số tương quan riờng phần giữa biến i và biến j.
của nhõn tố (factor loading)2 nhỏ hơn 0.4 sẽ bị loại (tựy theo trường hợp cụ thể),
điểm dừng khi eigenvalue 3 lớn hơn 1 và tổng phương sai trớch lớn hơn 50%.
Với mong muốn cú được số lượng nhõn tố là ớt nhất để giải thớch phương sai
chung của tập hợp cỏc biến quan sỏt trong sự tỏc động qua lại giữa chỳng. Tất cả
cỏc biến của 5 thành phần sẽ cựng được đưa vào phõn tớch nhõn tố bằng phương
phỏp principal component analysis với phộp xoay varimax. Kết quả phõn tớch nhõn tố như sau: Bảng 3.15: Tổng hợp phõn tớch nhõn tố Biến quan sỏt 1 2 3 4 5 Nhõn tố TN1 0.913 TN4 0.911 TN2 0.876 TN3 0.859 Thu nhập DT4 0.926 DT3 0.910 DT2 0.895 DT1 0.796 Đào tạo và phỏt triển DN4 0.881 DN3 0.856 DN1 0.853 DN2 0.833 Đồng nghiệp DD4 0.881 DD1 0.821 DD2 0.782 DD3 0.780 Đặc điểm 2
Hệ số chuyển (factor loading): là những hệ số tương quan đơn giữa cỏc biến và nhõn tố 3
Eigenvalue: tổng phương sai được giải thớch bởi mỗi nhõn tố hay núi cỏch khỏc là phần biến thiờn được giải
CT4 0.872 CT3 0.815 CT1 0.784 CT2 0.759 Cấp trờn KMO = 0.789 Sig = 0.000
Phương sai trớch= 73.790 Eigenvalue = 2.123
(Nguồn: Tớnh toỏn từ số liệu điều tra).
Phõn tớch tổ hợp 20 biến quan sỏt của 5 nhõn tố. Kết quả thu được trờn bảng 3.15 cho thấy cỏc biến đều cú trọng số đạt yờu cầu (<0,4) và điểm dựng tại giỏ trị
eigenvalue bằng 1,123 và rỳt trớch được 5 nhõn tố ứng với phương sai trớch là =73.790, đạt yờu cầu (>50%). Đỳng như mong đợi, cỏc thành phần cú hệ số chuyển tải đạt cỏc tiờu chớ kiểm định.
- Hệ số KMO = 0.789 ở mức ý nghĩa Sig. = 0.000. Như vậy giả thuyết về ma trận tương quan tổng thể là ma trận đồng nhất bị bỏc bỏ, tức là cỏc biến cú tương
quan với nhau và thỏa món điều kiện trong phõn tớch nhõn tố.
Như vậy, kết quả phõn tớch nhõn tố khỏm phỏ cho thấy khụng cú thang đo nào
bị loại trong mụ hỡnh đó đề xuất. Cỏc thang đo trong mụ hỡnh tiếp tục được đưa để
kiểm định sự phự hợp của mụ hỡnh trong phõn tớch hồi quy.
3.5 . Kiểm định sự phự hợp của mụ hỡnh – Phõ n tớch hồi quy
3.5 .1. Phõn tớch tương quan
Mối quan hệ tương quan tuyến tớnh giữa biến phụ thuộc vào từng biến độc lập, cũng như giữa cỏc biến sự thỏa món lương và đào tạo, quan điểm và thỏi độ của cấp trờn, mối quan hệ với đồng nghiệp, đặc điểm cụng việc, điều kiện làm việc độc lập với nhau. Nếu hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc và cỏc biến độc lập lớn chứng tỏ giữa chỳng cú quan hệ với nhau và phõn tớch hồi quy tuyến tớnh cú thể phự hợp. Mặc khỏc nếu giữa cỏc biến độc lập cũng cú tương quan lớn với nhau thỡ đú cũng là
dấu hiệu cho biết giữa chỳng cú thể xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến trong mụ hỡnh hồi quy tuyến tớnh ta đang xột.
Kết quả kiểm định như sau:
Bảng 3.16: Hệ số tương quan
Thu
nhap Dao tao nghiep Dong
Dac diem cong viec
Cap
tren long Hai Thu nhap Pearson
Correlation 1 0.000* 0.000* 0.000* 0.000* .439** Dao tao Pearson
Correlation 0.000* 1 0.000* 0.000* 0.000* .412** Dong nghiep Pearson Correlation 0.000* 0.000* 1 0.000* 0.000* .357** Dac diem cong viec Pearson Correlation 0.000* 0.000* 0.000* 1 0.000* .392** Cap tren Pearson
Correlation 0.000* 0.000* 0.000* 0.000* 1 .348** Hai long Pearson
Correlation .439** .412** .357** .392** .348** 1
(Nguồn: Tớnh toỏn từ số liệu điều tra).
Như vậy đ ể kiểm tra mối tương quan tu yến tớnh giữa cỏc biến : Thu nhap;
Dao tao;Dong nghiep ; Dac diem cong viec; Cap tren và Hai lo ng cong viec ta tớnh hệ số tương quan Pearson (ký hiệu là r 4(1) Phõn tớch dữ liệu
với SPSS, p 163). 4 SxSy N Y Yi X Xi r N i ) 1 ( ) ( ) ( 1 -1 ≤ r ≤ +1 N: Số quan sỏt Sx và Sy: độ lệch chuẩn của từng biến X và Y
Qua những phõn tớch trờn cho thấy cỏc biến đều thỏa điều kiện để tiến hành phõn tớch hồi quy với biến phụ thuộc là Hai long cong viec và biến độc lập là Thu nhap; Dao tao;Dong nghiep; Dac diem cong viec; Cap tren
Như vậy ở phần trờn ta đó phõn tớch sự tương quan giữa cỏc thành phần. Để
biết được cụ thể trọng số của từng thành phần tỏc động lờn sự thỏa món của khỏch hàng, ta tiến hành phõn tớch hồi quy. Phõn tich hồi quy sẽ được thực hiện với 5 biến
độc lập Thu nhap; Dao tao;Dong nghiep; Dac diem cong viec; Cap tren và một biến phụ thuộc là Hai long cong viec. Phõn tớch được thực hiện bằng phương phỏp
ENTER (Đưa vào một lượt, cỏc biến trong khối sẽ được đưa vào mụ hỡnh cựng một lỳc) với tiờu chuẩn PIN ( xỏc suất F vào) = 0.05 và POUT (xỏc xuất F ra) = 0,10.
Hai long cụng viec = f(Thu nhap; Dao tao;Dong nghiep; Dac diem cong viec; Cap tren)
3.5 .2. Phõn tớch hồi quy
Kết quả phõn tớch hệ số tương quan cho thấy đó cú sự tương quan của cỏc biến
độc lập tới biến phụ thuộc là sự hài lũng của nhõn viờn, việc phõn tớch hồi quy sẽ
khẳng định sự tương quan này, và đưa ra mức độ ảnh hưởng của từng nhõn tố với biến phụ thuộc đú.
Kết quả phõn tớch hồi quy như sau:
Bảng 3.17: Kết quả phõn tớch hồi quy
Thống kờ biến đổi
R
R bỡnh
phương R bỡnh phương hiệu chỉnh R bp biến đổi F biến đổi
Durbin- Watson
.875a 0,765 0,759 0,765 126,562 1,762
Chưa hiệu chỉnh Hiệu chỉnh
Nhõn tố B Std. Error Beta t Sig. VIF
Hằng số 3,712 0,014 272,94 0.000 Thu nhập 0,172 0,014 0,439 12,632 0.000 1.000 Đào tạo 0,162 0,014 0,412 11,857 0.000 1.000 Đồng nghiệp 0,14 0,014 0,357 10,265 0.000 1.000 Đặc điểm cụng việc 0,154 0,014 0,392 11,285 0.000 1.000 Cấp trờn 0,136 0,014 0,348 9,997 0.000 1.000
(Nguồn: Tớnh toỏn từ số liệu điều tra).
Qua kết quả hồi quy từ bảng 3.18 cho thấy:
- Hệ số R bỡnh phương 0,765. Điều này cho thấy rằng độ tương thớch của mụ hỡnh là 76,5% hay núi cỏch khỏc là cú khoảng 76,5% phương sai sự thỏa món của
khỏch hàng được giải thớch bởi 5 biến độc lập trờn. cũn lại 23,5% là do cỏc biến khỏc ngoài mụ hỡnh ảnh hưởng sự hài lũng của người lao động đối với cụng việc trong cụng ty.
- Hiện tượng đa cộng tuyến khụng ảnh hưởng đến kết quả giải thớch với hệ số
VIF5 – hệ số phúng đại phương sai của cỏc biến độc lập trong mụ hỡnh đều <3. Quy tắc là khi VIF vượt quỏ 10 thỡ đú là dấu hiệu của đa cộng tuyến.
- Cỏc kiểm tra khỏc (phõn phối phần dư, cỏc biểu đồ…) cho thấy cỏc giả
thuyết cho hồi quy đều khụng bị vi phạm khi sử dụng phương phỏp hồi quy bội.
Như vậy, phương trỡnh hồi quy thể hiện mối quan hệ tuyến tớnh giữa sự thỏa món của người lao động trong việc (Hai long) với 5 thành phần: : Thu nhap; Dao tao;Dong nghiep; Dac diem cong viec; Cap tren cú ý nghĩa sau:
Sự hài lũng (Hai long) = 3.712 + 0.172*Thu nhap + 0.162*Dao tao + 0.140*Dong nghiep + 0.154*Dac diem cong viec + 0.136*Cap tren
Theo phương trỡnh hồi quy trờn thứ tự quan trọng của cỏc thành phần tỏc động
đến sự thỏa món của khỏch hàng được liệt kờ như sau:
1. Thu nhập và phụ cấp (0.172) 2. Đào tạo và thăng tiến (0.162) 3. Quan hệ đồng nghiệp (0.140)
4. Đặc điểm cụng việc và mụi trường làm việc (0.154) 5. Quan hệ cấp trờn (0.136)
Để hiểu một cỏch cụ thể hơn ý nghĩa của phương trỡnh Sự thỏa món thu được trờn, ta cú thể diễn giải như sau:
5
VIF: hệ số phúng đại phương sai ( Variance inflation factor) là nghich đảo của độ chấp nhận (Tolerance) VIF = Rk 2 1 1 Trong đú:
R: là hệ số tương quan bội khi biến độc lập i được dự đoỏn từ cỏc biến độc lập khỏc.
- Yếu tố Thu nhập và phụ cấp cú hệ số hồi quy chuẩn húa là lớn nhất (0.172)
. Điều này núi lờn rằng trong số cỏc yếu tố tỏc động đến sự thỏa món của người lao
động trong cụng ty thỡ yếu tố Thu nhập và phụ cấp là yếu tố cú tỏc động lớn nhất. Nếu cải thiện và gia tăng yếu tố này sẽ làm gia tăng đỏng kể đến sự thỏa món của họ đối với cụng việc trong cụng ty. Qua hệ số hồi quy của yếu tố này ta cú thể diễn giải một cỏch định lượng như sau: nếu xem như cỏc yếu tố khỏc khụng ảnh hưởng đến sự thỏa món của khỏch hàng thỡ khi gia tăng yếu tố Thu nhập và phụ cấp lờn 1 điểm sẽ làm cho mức độ thỏa món của người lao động gia tăng thờm 0.127 điểm.
- Yếu tố Đào tạo và thăng tiến cú trọng số lớn thứ hai (0.162) . Như vậy yếu tố Đào tạo và thăng tiến cũng gúp phần khụng nhỏ vào việc gia tăng mức độ thỏa món, hài lũng của người lao động. Nếu xem như cỏc yếu tố khỏc khụng ảnh hưởng đến sự
thỏa món họ thỡ khi gia tăng yếu tố Đào tạo và thăng tiến lờn 1 điểm sẽ làm cho mức độ thỏa món của người lao động gia tăng lờn 0.197 điểm. Như vậy Cụng ty nờn
đầu tư và cải tiến yếu tố Đào tạo và thăng tiến sẽ làm gia tăng mức độ thỏa món của
người lao động.
- Yếu tố Quan hệ đồng nghiệp cú hệ số hồi quy chuẩn húa là 0.140. Nếu xem
như cỏc yếu tố khỏc khụng ảnh hưởng đến sự thỏa món, hài lũng của người lao động thỡ khi gia tăng yếu tố Quan hệ đồng nghiệp lờn 1 điểm sẽ làm mức độ thỏa món của người lao động gia tăng lờn 0.140 điểm. Như vậy cụng ty cổ phần kinh doanh than Miền Bắc – Vinacomincần đầu tư và cải thiện yếu tố Quan hệ đồng nghiệp sẽ làm gia tăng mức độ thỏa món của người lao động trong cụng ty.
- Yếu tố Đặc điểm cụng việc và mụi trường làm việc cú hệ số hồi quy chuẩn húa là 0,154. Nếu xem như cỏc yếu tố khỏc khụng ảnh hưởng đến sự thỏa món, hài lũng của người lao động thỡ khi gia tăng yếu tố Đặc điểm cụng việc lờn 1 điểm sẽ
làm mức độ thỏa món của người lao động trong cụng việc gia tăng lờn 0,129 điểm. - Yếu tố Quan hệ cấp trờn cú hệ số hồi quy chuẩn húa là nhỏ nhất với giỏ trị là: 0.136 ( diễn giải tương tự như cỏc yếu tốở trờn). Do đú yếu tố này cũng gúp phần vào việc làm cho gia tăng mức độ thỏa món, hài long cho người lao động trong cụng việc tại cụng ty cổ phần kinh doanh than Miền Bắc – Vinacomin.
3.5.3. Kiểm định cỏc giả thuyết của mụ hỡnh hồi quy tuyến tớnh bội
- Kiếm định mối liờn hệ tuyến tớnh giữa cỏc biến độc lập với biến phụ thuộc: Từ kết quả phõn tớch tương quan hạng Person cú thể thấy rằng, giữa cỏc biến độc lập của mụ hỡnh hồi quy khụng cú sự tương quan với nhau mà chỉ cú sự tương quan
với biến phụ thuộc, cỏc hệ số tương quan giữa cỏc biến độc lập với biến phụ thuộc cũng cho thấy sự tương quan tuyến tớnh được chấp nhận với mức tin cậy cao.
- Kiếm định phương sai phần dư khụng đổi: Kết quả phõn tớch tương quan
hạng Spearman, giỏ trị Sig (2-tailed) của mỗi nhõn tố đều lớn hơn giỏ trị 0.05, do đú phương sai phần dư là là khụng đổi.
- Kiểm định phần dư cú phõn phối chuẩn: Thụng qua biểu đồ phõn phối của phần dư và P – P plot cho thấy phần dư cú phõn phối chuẩn khi trị trung bỡnh gần bằng 0 là 6.66*e^-16 và độ lệch chuẩn gần bằng 1 là 0.987. Do đú phần dư đảm bảo sự phõn phối chuẩn.
Biểu đồ 3.1: Phõn phối phần dư
- Kiểm định tự tương quan trong phần dư: Hệ số Durbin-Watson bằng 1.762, gần với giỏ trị 2, điều này cho thấy khụng xảy ra hiện tượng tự tương quan giữa cỏc biến độc lập với nhau.
- Kiểm định đa cộng tuyến: Hệ số VIF được xỏc định bằng 1, như vậy khụng
cú hiện tượng đa cộng tuyến.
Như vậy cỏc kiểm định đều đảm bảo được, vỡ thế kết quả phõn tớch hồi quy là
hoàn toàn đảm bảo được sự tin cậy.
Phương trỡnh hồi quy được xõy dựng như sau:
Hài lũng= 0.439* Thu nhập+ 0.412* Đào tạo+ 0.392* Đặc điểm cụng việc+ 0.357* Đồng nghiệp+ 0.348* Cấp trờn
Từ phương trỡnh hồi quy thu được cú thể thấy:
Cú sự tương quan tuyến tớnh giữa cỏc biến của mụ hỡnh lý thuyết với yếu tố sự
hài lũng của nhõn viờn trong cụng ty trong cụng việc. Trong đú thứ tự vai trũ tỏc
động của từng nhõn tố được thể hiện như trong phương trỡnh, tức là nhõn tố Thu
nhập cú ảnh hưởng lớn nhất với hệ số ảnh hưởng là 0.439, tiếp theo là Đào tạo và
thăng tiến với hệ số ảnh hưởng 0.412, tiếp theo là Đặc điểm cụng việc với hệ số ảnh hưởng là 0.392, tiếp theo là Đồng nghiệp với hệ số ảnh hưởng là 0.357, cuối cựng là Cấp trờn với hệ số 0.348.
Như vậy cỏc giả thuyết ban đầu đưa ra trong phần 1.2.2 Giả thuyết nghiờn cứu đó được kiểm định như sau:
Giả thuyết Kiểm định Hệ số
H1: Đặc điểm cụng việc cú tỏc động tới sự hài lũng của
nhõn viờn trong cụng việc Được chấp nhận 0.392
H2: Cơ hội thăng tiến phỏt triển cú tỏc động tới sự hài
lũng của nhõn viờn trong cụng việc Được chấp nhận 0.412
H3: Lương và cỏc khoản phụ cấp cú tỏc động tới sự hài
H4: Mối quan hệ cấp trờn cú tỏc động tới sự hài lũng của
nhõn viờn trong cụng việc Được chấp nhận 0.348
H5: Mối quan hệ đồng nghiệp cú tỏc động tới sự hài long
của nhõn viờn trong cụng việc. Được chấp nhận 0.357
3.6 . Phõ n tớch ANOVA
Việc đưa ra phương trỡnh hồi quy đó cho thấy vai trũ của cỏc nhõn tố trong mụ hỡnh nghiờn cứu. Nhưng để đỏnh giỏ sự hài lũng của nhõn việc trong cụng ty cú phụ
thuộc vào cỏc đặc điểm giới tớnh, độ tuổi, trỡnh độ, thỡ cần phải đỏnh giỏ qua phương phỏp ANOVA. Kết quả đỏnh giỏ được đưa ra dựa trờn cỏc cõu trả lời của nhõn viờn về cõu hỏi: Anh/Chị cú thấy hài lũng về cụng việc hiện nay của mỡnh.
Kết quả phõn tớch được trỡnh bày như sau:
3.6 .1. Sự khỏc b iệt về sự hài lũng với cụng việc ở cỏc nhúm giới tớnh.
Để so sỏnh sự khỏc biệt về mức độ hài lũng của nhõn viờn với cụng việc tại
cụng ty theo cỏc nhúm đối tượng về giới tớnh, tỏc giả đó tiến hành phõn tớch Independent- sample T-Test. Với giả thuyết ban đầu đưa ra là:
H0- Khụng cú sự khỏc biệt cú ý nghĩa thống kờ về phương sai của hai nhúm giới tớnh Nam và Nữ với mức độ hài lũng về cụng việc tại cụng ty.
Bảng 3.18: Sự khỏc biệt nhúm giới tớnh Mụ tả nhúm
Gioi tinh Số lượng Trung bỡnh Phương sai
HL1 Nam 132 3,712121212 0,573329675
Nu 68 3,676470588 0,584403675
Kiểm định trị trung bỡnh
Levene's Test t-test
F Sig. t df Sig. (2-tailed)
HL1 Phương sai
Phương sai
khỏc nhau
.411 133.167 .682
(Nguồn: Tớnh toỏn từ số liệu điều tra).
Kết quả kiểm định cho thấy, hế số Sig trong kiểm định Levene là 0.830, như
vậy giả thiết khụng cú sự khỏc biệt giữa mức độ hài lũng giữa hai nhúm giới tớnh