Có thể thấy biến phụ thuộc và các biến độc lập có mối tương quan với nhau, với giá trị Sig bé hơn mức ý nghĩa 0,05 cho thấy sự tương quan có ý nghĩa về mặt thống kê.
2.3.3.1. Ước lượng mô hình đánh giá sự hài lòng trong công việc của người lao động tại công ty TNHH Thương mại & kĩ thuật MITRUDOOR
Sau khi tiến hành phân tích nhân tố khám phá và kiểm tra độ tin cậy của thang đo, phân tích hồi quy được tiến hành để xác định mức độ và chiều hướng ảnh hưởng của từng nhóm nhân tố đến sự hài lòng trong công việc của người lao động tại công ty MITRUDOOR. Mô hình hồi quy áp dụng là mô hình hồi quy đa biến (mô hình hồi quy bội). Trong mô hình phân tích hồi quy, biến phụ thuộc là biến “Sự hài lòng trong công việc” (Y), các biến độc lập là các nhân tố được rút trích ra từ các biến quan sát từ phân tích nhân tố EFA gồm: Bản chất công việc (BC),Thu nhập phúc lợi (TNPL), Điều kiện làm việc (DK), Lãnh đạo (LD), Đồng nghiệp (DN), Đào tạo thăng tiến (DTTT). Mô hình hồi quy như sau:
Bản chất công việc
Thu nhập phúc lợi
Điều kiện làm việc
Sự hài lòng trong
công việc
Lãnh đạo
Đồng nghiệp
Đào tạo thăng tiến
Hình 2.3: Mô hình nghiên cứu được hiệu chỉnh
Mô hình hồi quy được viết dưới dạng sau:
Y = β0 + β1BC + β2TNPL + β3DK + β4LD + β5DN + β6DTTT
Với β0 là hệ số chặn
βi (i = (1, 6)) là các hệ số hồi quy ứng với các biến độc lập.
Các giả thuyết:
H0: Các nhân tố ảnh hưởng không ảnh hưởng đến sự hài lòng trong công việc của nhân viên xăng dầu tại Huế.
H1: Nhân tố “BC” có ảnh hưởng đến sự hài lòng trong công việc của người lao
động tại công ty MITRUDOOR.
H2: Nhân tố “TNPL” có ảnh hưởng đến sự hài lòng trong công việc của của
người lao động tại công ty MITRUDOOR.
H3: Nhân tố “DK” có ảnh hưởng đến sự hài lòng trong công việc của người lao
động tại công ty MITRUDOOR.
H4: Nhân tố “LD” có ảnh hưởng sự hài lòng trong công việc của của người lao
động tại công ty MITRUDOOR.
H5: Nhân tố “DN” có ảnh hưởng sự hài lòng trong công việc của của người lao
động tại công ty MITRUDOOR.
H6: Nhân tố “DTTT” có ảnh hưởng sự hài lòng trong công việc của của người lao động tại công ty MITRUDOOR.
2.3.3.2. Đánh giá độ phù hợp mô hình
Bảng 2.15: Tóm tắt mô hình hồi quy
R | R bình phương | R bình phương hiệu chỉnh | Ước lượng độ lệch chuẩn | Durbin – Watson | |
1 | 0,750a | 0,526 | 0,540 | 0,33905 | 1,645 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Kết Quả Hoạt Động Kinh Doanh Trong Giai Đoạn Năm 2018 – 2020. -
Đánh Giá Mức Độ Hài Lòng Trong Công Việc Của Người Lao Động Tại Công Ty Tnhh Thương Mại & Kĩ Thuật Mitrudoor -
Kiểm Định Cronbach’S Alpha Đối Với Biến Phụ Thuộc -
Kết Quả Kiểm Định One Sample T-Test Nhân Tố Điều Kiện Làm Việc -
Đánh Giá Của Nhân Viên Đối Với Yếu Tố Sự Hài Lòng -
Nhóm Giải Pháp Cải Thiện Mối Quan Hệ Giữa Lãnh Đạo Với Người Lao Động.
Xem toàn bộ 141 trang tài liệu này.
(Nguồn: Từ kết quả xử lý số liệu điều tra với SPSS, phụ lục 4-2)
Độ phù hợp của mô hình được thể hiện qua giá trị R2 hiệu chỉnh. Kết quả ở bảng trên cho thấy, mô hình 5 biến độc lập có giá trị R2 hiệu chỉnh là 0,540. Như vậy độ phù hợp của mô hình là 54%. Hay nói cách khác 54% biến thiên của biến “Sự hài lòng trong công việc” được giải thích bởi 6 biến quan sát trên, còn lại là do tác động của các yếu tố khác ngoài mô hình. Tuy nhiên sự phù hợp này chỉ đúng với dữ liệu mẫu. Để kiểm định xem có thể suy diễn mô hình cho tổng thể thực hay không ta phải kiểm định độ phù hợp của mô hình.
Kiểm định sự phù hợp của mô hình
Để kiểm định độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính đa bội ta dùng giá trị F ở bảng phân tích ANOVA. Kết quả phân tích ANOVA cho thấy giá trị Sig rất nhỏ (= 0,000) cho phép bác bỏ giả thiết H0 với độ tin cậy 95%. Vậy mô hình hồi quy được xem là phù hợp so với tổng thể.
Bảng 2.16: Kiểm định độ phù hợp mô hình
Tổng bình phương | Df | Trung bình bình phương | F | Sig. | ||
1 | Hồi quy | 17,138 | 6 | 2,856 | 24,848 | 0,000b |
Số dư | 13,335 | 116 | 0,115 | |||
Tổng | 30,473 | 122 |
(Nguồn: Từ kết quả xử lý số liệu điều tra với SPSS, phụ lục 4-3)
Kiểm định Durin- Watson
Giá trị Durbin- Watson là 1.645 nằm trong khoảng (1,6; 2,6) cho thấy mô hình không có tự tương quan với nhau.
Kiểm tra đa cộng tuyến
Bảng 2.17: Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Đo lường đa cộng tuyến | |||
Độ chấp nhận | Hệ số phóng đại phương sai (VIF) | ||
(Hằng số) | |||
Bản chất công việc | 0,759 | 1,318 | |
Điều kiện làm việc | 0,547 | 1,827 | |
Đào tạo thăng tiến | 0,771 | 1,297 | |
Thu nhập phúc lợi | 0,801 | 1,248 | |
Lãnh đạo | 0,711 | 1,407 | |
Đồng nghiệp | 0,711 | 1,406 |
(Nguồn: Từ kết quả xử lý số liệu điều tra với SPSS, phụ lục 4-5)
Mô hình hồi quy không vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến vì không có giá trị VIF lớn hơn hay bằng 10.
2.3.3.3. Mô hình hồi quy
Tiến hành chạy hồi quy, mô hình hồi quy có kết quả như sau:
Bảng 2.18: Kết quả phân tích hồi quy
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hoá | Hệ số hồi quy chuẩn hoá | T | Sig. | |||
B | Độ lệch chuẩn | Beta | ||||
(Hằng số) | 0,066 | 0,326 | 0,204 | 0,839 | ||
Bản chất công việc | 0,166 | 0,058 | 0,200 | 2,840 | 0,005 | |
Điều kiện làm việc | 0,153 | 0,070 | 0,182 | 2,191 | 0,030 | |
Đào tạo thăng tiến | 0,192 | 0,070 | 0,192 | 2,751 | 0,007 | |
Thu nhập phúc lợi | 0,132 | 0,046 | 0,199 | 2,897 | 0,005 | |
Lãnh đạo | 0,1148 | 0,057 | 0,188 | 2,583 | 0,011 | |
Đồng nghiệp | 0,175 | 0,065 | 0,195 | 2,673 | 0,009 |
(Nguồn: Từ kết quả xử lý số liệu điều tra với SPSS, phụ lục 4-4)
Từ bảng kết quả trên cho ta thấy: giá trị Sig của tất cả các biến độc lập đều nhỏ hơn 0,05. Do đó, có thể nói rằng tất cả các biến độc lập đều có tác động đến sự hài lòng trong công việc của người lao động tại công ty MITRUDOOR. Do các hệ số hồi quy đều mang dấu dương nên tất cả các nhân tố này đều có ý nghĩa trong mô hình và tác động cùng chiều đến công tác tín dụng.
Phương trình hồi quy tổng quát của mô hình được viết lại như sau:
Y = 0,2BC+0,182DK+0,192DTTT+ 0,199TNPL+ 0,188LD + 0,195DN
Thông qua các hệ số hồi quy chuẩn hoá, ta biết được mức độ quan trọng của các nhân tố ảnh hưởng đến biến phụ thuộc. Cụ thể biến “Bản chất công việc” có hệ số hồi quy chuẩn hóa cao nhất (β = 0,200), tức là biến này ảnh hưởng nhiều nhất đến “Sự hài lòng trong công việc” trong tất cả các biến. Điều này cũng phù hợp với thực tiễn hiện nay. Tiếp theo sau đó lần lượt là “Thu nhập phúc lợi”, “Đồng nghiệp” ,”Đào tạo thăng tiến” và “Lãnh đạo”. Cuối cùng, nhân tố “Điều kiện làm việc” có tác động yếu nhất sự hài lòng của NLĐ với hệ số hồi quy chuẩn hóa chỉ đạt 0,182.
2.3.4. Đánh giá của người lao động đối với các yếu tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của người lao động trong công việc tại Công ty TNHH Thương mại & Kĩ thuật MITRUDOOR:
Sau khi đã xác định được 6 yếu tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của NLĐ trong công việc tại Công ty TNHH MITRUDOOR, mức độ tác động cũng như chiều hướng ảnh hưởng lên biến phụ thuộc “hài lòng chung”. Nghiên cứu tiếp tục phân tích đánh giá của người lao động về các yếu tố trên thông qua dữ liệu sơ cấp thu nhập được trong quá trình điều tra khảo sát.
2.3.4.1. Đánh giá của NLĐ đối với yếu tố Bản chất công việc
Thang đo về Bản chất công việc bao gồm 4 biến quan sát. Các thống kê về mức độ đánh giá của NLĐ về thành phần Bản chất công việc được thể hiện cụ thể dưới bảng sau đây:
Bảng 2.19: đánh giá của NLĐ đối với yếu tố Bản chất công việc
Mức độ đồng ý (%) | |||||
Rất không đồng ý | Không đồng ý | Trung lập | Đồng ý | Rất đồng ý | |
BC1 | - | 4,1 | 19,5 | 50,4 | 26,0 |
BC2 | - | 4,1 | 19,5 | 56,1 | 20,3 |
BC3 | - | 3,3 | 20,3 | 53,7 | 22,8 |
BC4 | - | 2,4 | 22,0 | 48,0 | 27,6 |
( Nguồn xử lí số liệu SPSS)
Dựa vào bảng trên, ta nhận định BC3 – “Anh/ chị cảm thấy công việc hấp dẫn và thú vị” được đánh giá cao nhất với 76,5% đồng ý. Ngược lại, nhận định BC4- “ Công việc có nhiều thách thức tạo cơ hội cho nhân viên phát triển” được đánh giá thấp nhất với tỉ lệ đồng ý và rất đồng ý là 75,6%. Sau khi thống kê mức độ đánh giá thành phần thang đo Bản chất công việc ta tiếp tục tiến hành đánh giá cảm nhận của NLĐ về nhóm nhân tố Bản chất công việc dựa vào kiểm định One Sample T- test dưới đây:
Cặp giả thuyết:
H0 : Đánh giá của người lao động về nhân tố bản chất công việc ở mức độ đồng ý (µ = 4)
H1: : Đánh giá của người lao động về nhân tố bản chất công việc ở mức độ không đồng ý (µ ≠ 4)
Bảng 2.20: Kết quả kiểm định One Sample T-Test nhân tố Bản chất công việc
mean | Sig. (2- tailed) | |
Bản chất công việc | ||
Công việc phù hợp với năng lực chuyên môn | 3,98 | 0,820 |
Khối lượng công việc hợp lí | 3,93 | 0,280 |
Công việc hấp dẫn và thú vị | 3,96 | 0,549 |
Công việc có nhiều thách thức tạo cơ hội cho nhân viên phát triển | 4,01 | 0,907 |
Bản chất công việc | 3,9695 | 0,576 |
(Nguồn: Từ kết quả xử lý số liệu điều tra với SPSS, phụ lục 5-1)
Nhân tố “Bản chất công việc” có sig. lớn hơn 0,05, như vậy giá trị trung bình của tổng thể khác 4, kết hợp với giá trị trung bình của mẫu đạt 3,9695 ≤ 4, có thể kết luận người lao động trong công ty khá đồng ý đối với yếu tố “ Bản chất công việc”, cụ thể là:
- Với các tiêu chí :“ Công việc phù hợp với năng lực chuyên môn”, “Khối lượng công việc hợp lí”, “Công việc hấp dẫn và thú vị”, đều có sig lớn hơn 0,05 nên chưa có cơ sở đề bác bỏ giả thiết H0, kết hợp với giá trị trung bình của các nhận định trên lần lượt là 3,98 và 3,93 và 3,96 gần bằng 4, có thể kết luận người lao động khá đồng ý với ba nhận định này.
- Còn tiêu chí “Công việc có nhiều thách thức tạo cơ hội cho nhân viên phát triển” có sig lớn hơn 0,05 nên chưa có cơ sở đề bác bỏ giả thiết H0, kết hợp với giá trị trung bình của các nhận định trên là 4,01 lớn hơn 4, có thể kết luận người lao động đồng ý với nhận định này. Đây là một tín hiệu tốt khi có thể khiến NLĐ ngày càng nỗ lực, cố gắng hơn.
2.3.4.1. Đánh giá của người lao động đối với yếu tố Điều kiện làm việc
Thang đo về Điều kiện làm việc bao gồm 4 biến quan sát. Các thống kê về mức độ đánh giá của NLĐ về thành phần Điều kiện làm việc được thể hiện cụ thể dưới bảng sau đây:
Bảng 2.21: đánh giá của nhân viên đối với yếu tố điều kiện làm việc
Mức độ đồng ý | |||||
Rất không đồng ý | Không đồng ý | Trung lập | Đồng ý | Rất đồng ý | |
DK1 | - | 3,3 | 12,2 | 49,6 | 35,0 |
DK2 | - | 4,1 | 22,0 | 56,9 | 17,1 |
DK3 | - | 2,4 | 12,2 | 52,8 | 32,5 |
DK4 | - | 3,3 | 13,0 | 51,2 | 32,5 |
( Nguồn xử lí số liệu SPSS)