Tải bản đầy đủ - 0 (trang)
* Phân tích nhân tố khám phá EFA lần 2

* Phân tích nhân tố khám phá EFA lần 2

Tải bản đầy đủ - 0trang

53



lanh dao 1

lanh dao 3

lanh dao 4

lanh dao 2

dao tao thang tien 1

dao tao thang tien 3

dao tao thang tien 4

dao tao thang tien 2

cong viec 2

cong viec 5

cong viec 1

cong viec 3

dong nghiep 2

dong nghiep 1

dong nghiep 3

dieu kien lam viec 2

dieu kien lam viec 3

dieu kien lam viec 1



.207

.171

.196

.195

.261

.296

.323

.359

.176

.173

.150

.280

.095

.077

.091

.150

.228

.068



.885

.862

.857

.845

.214

.224

.191

.227

.208

.183

.100

.107

.132

.173

.179

.199

.264

.476



.198

.202

.202

.199

.876

.863

.859

.818

.172

.193

.117

.162

.147

.159

.180

.150

.144

.122



.172

.163

.204

.210

.191

.207

.194

.242

.884

.854

.843

.744

.071

.084

.091

.118

.099

.024



.113

.189

.185

.195

.172

.189

.181

.179

.007

-.002

.131

.162

.954

.950

.940

-.017

.051

.082



.182

.251

.273

.271

.110

.151

.149

.155

.029

.013

.069

.190

.029

.030

.039

.890

.848

.750



Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method:

Varimax with Kaiser Normalization. a Rotation converged in 6 iterations.

Kết quả phân tích EFA lần 2 cho thấy các biến quan sát trong tổng thể

khơng có mối tương quan với nhau (sig=0.000). Hệ số KMO = 0.877 (>0.5),

chứng tỏ phân tích nhân tố là thích hợp để sử dụng.

Tại mức Eigenvalue = 1.078 cho phép trích được 6 nhân tố từ 25 biến

quan sát và tổng phương sai trích được là 90.253% (>50%). Như vậy phương

sai trích đạt yêu cầu.

Dựa vào bảng Rotated Component Matrix, khơng có biến nào có hệ số

tải nhân tố nhỏ hơn 0.6, do đó cả 25 biến quan sát được sử dụng làm thang đo.

Và các biến quan sát của 6 nhân tố tác động đến sự hài lòng, đó là:

Nhân tố 1 bao gồm “phuc loi 1”, “phuc loi 2”, “phuc loi 3”, “tien luong

3”, “tien luong 4”, “tien luong 5”, “tien luong 1”; đặt tên nhân tố này là THU



54



NHẬP

-



Nhân tố 2 bao gồm “lanh dao 1”, “lanh dao 3”, “lanh dao 4”, “lanh



dao 2”; đặt tên nhân tố này là LÃNH ĐẠO

-



Nhân tố 3 bao gồm “dao tao thang tien 1”, “dao tao thang tien 3”,



“dao tao thang tien 4”, “dao tao thang tien 2”; đặt tên nhân tố này là ĐÀO

TẠO VÀ THĂNG TIẾN

-



Nhân tố 4 bao gồm “cong viec 2”, “cong viec 5”, “cong viec 1”,



“cong viec 3”; đặt tên nhân tố này là CÔNG VIỆC

-



Nhân tố 5 bao gồm “dong nghiep 2”, “dong nghiep 1”, “dong nghiep



3”; đặt tên nhân tố này là ĐỒNG NGHIỆP

-



Nhân tố 6 bao gồm “dieu kien lam viec 2”, “dieu kien lam viec 3”,



“dieu kien lam viec 1”; đặt tên nhân tố này là ĐIỀU KIỆN LÀM VIỆC

Kết quả cho thấy cả 6 nhân tố đều có hệ số Cronbach Alpha lớn hơn 0.6

và các biến quan sát đều có tương quan biến tổng lớn hơn 0.3. Như vậy, thang

đo đã được kiểm định, đạt yêu cầu về các thơng số

b. Thang đo sự hài lòng của nhân viên

Bảng 3.13. Kết quả kiểm định KMO và phân tích nhân tố khám phá

thang đo sự hài lòng KMO and Bartlett's Test

Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy.

Bartlett's Test of Sphericity

Df

Sig.



Approx. Chi-Square



.719

196.814

3

.000



55



Total Variance Explained

Initial Eigenvalues

Compon



% of



Cumulative



ent



Extraction Sums of Squared

Loadings

% of Cumulative



Total Variance

%

Total Variance

1

2.366

78.866

78.866 2.366

78.866

2

.389

12.960

91.826

3

.245

8.174

100.000

Extraction Method: Principal Component Analysis.



%

78.866



Component Matrix(a)

Component

1

hai long 2



.916



hai long 1



.884



hai long 3



.863



Extraction Method: Principal Component Analysis. a 1 components

extracted.

Kiểm định KMO và Bartlett`s trong phân tích nhân tố cho thấy hệ số

KMO = 0.719 (>0.5) với mức ý nghĩa sig=0.000 cho thấy phân tích nhân tố là

thích hợp để sử dụng.

Với phương pháp rút trích nhân tố Principal components và phép quay

Varimax đã trích được một nhân tố duy nhất tại giá trị Eigenvalue là 2.366 và

phương sai trích được là 78.866% (>50%). Hơn nữa, các hệ số tải nhân tố của

các biến khá cao (đều lớn hơn 0.8). Như vậy, các biến quan sát của thang đo

này đạt u cầu cho các phân tích tiếp theo

3.3. MƠ HÌNH HIỆU CHỈNH



56



Các giả thuyết cho mơ hình nghiên cứu sẽ được xây dựng dựa trên chiều

hướng ảnh hưởng của các yếu tố tác động đến sự hài lòng của nhân viên tại

Cơng ty Cổ phần Dệt may 29/3. Mơ hình lý thuyết được hiệu chỉnh lại cho

phù hợp với Công ty như sau:

Thu nhập



Lãnh đạo



Đào tạo thăng tiến

Sự hài lòng của

nhân viên

Cơng việc



Đồng nghiệp



Điều kiện làm việc



Hình 3.1 Mơ hình nghiên cứu hiệu chỉnh

Các giả thuyết của mơ hình hiệu chỉnh như sau:

H1: Thu nhập được đánh giá tốt hay khơng tốt tương quan cùng chiều

với mức độ hài lòng của nhân viên.

H2: Lãnh đạo được đánh giá tốt hay khơng tốt tương quan cùng chiều

với mức độ hài lòng của nhân viên.

H3: Đào tạo và thăng tiến được đánh giá tốt hay không tốt tương quan

cùng chiều với mức độ hài lòng của nhân viên.



57



H4: Đồng nghiệp được đánh giá tốt hay không tốt tương quan cùng chiều

với mức độ hài lòng của nhân viên.

H5: Cơng việc được đánh giá tốt hay không tốt tương quan cùng chiều

với mức độ hài lòng của nhân viên.

H6: Điều kiện làm việc được đánh giá tốt hay không tốt tương quan cùng

chiều với mức độ hài lòng của nhân viên.

3.4. KIỂM ĐỊNH GIẢ THIẾT NGHIÊN CỨU

3.4.1



Đánh giá độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính bội



Sau khi qua giai đoạn phân tích nhân tố, có 6 nhân tố được đưa vào kiểm

định mơ hình. Giá trị của từng nhân tố là giá trị trung bình của các biến quan

sát thành phần thuộc nhân tố đó.

Phân tích tương quan (Pearson) được sử dụng để xem xét sự phù hợp khi

đưa các thành phần vào mơ hình hồi quy. Kết quả của phân tích hồi quy sẽ

được sử dụng để kiểm định các giả thuyết từ H1 đến H6 đã mô tả ở trên.

Để kiểm định mơ hình nghiên cứu hiệu chỉnh như hình, ta sử dụng

phương pháp phân tích hồi quy bội cho các biến sau:

-



Biến phụ thuộc: Sự hài lòng (HL)



-



Biến độc lập: Thu nhập (TN), lãnh đạo (LD), đào tạo thăng tiến



(DTTT), đồng nghiệp (DN), công việc (CV), điều kiện làm việc (DKLV)

a. Kiểm định hệ số tương quan

Kiểm định hệ số tương quan nhằm để kiểm tra mối quan hệ tuyến tính

giữa các biến độc lập và các biến phụ thuộc. Nếu các biến có tương quan chặt

chẽ thì phải lưu ý đến vấn đề đa cộng tuyến sau khi phân tích hồi quy.

Bảng 3.14. Ma trận tương quan giữa các biến Correlations

Pearson

Correlation

DN



HL



HL

1.000

.463



DN DTTT DKLV LD

CV

TN

.463 .712 .548 .708 .588 .677

1.000



.406



.174



.389



.238



.236



58



DTTT

DKLV

LD

CV

TN

Sig. (1-tailed) HL

DN

DTTT

DKLV

LD

CV

TN

N

HL

DN

DTTT

DKLV

LD

CV

TN



.712

.548

.708

.588

.677

.

.000

.000

.000

.000

.000

.000

135

135

135

135

135

135

135



.406 1.000 .414 .542 .489 .581

.174 .414 1.000 .612 .283 .356

.389 .542 .612 1.000 .445 .433

.238 .489 .283 .445 1.000 .444

.236 .581 .356 .433 .444 1.000

.000 .000 .000 .000 .000 .000

. .000 .022 .000 .003 .003

.000

. .000 .000 .000 .000

.022 .000

. .000 .000 .000

.000 .000 .000

. .000 .000

.003 .000 .000 .000

. .000

.003 .000 .000 .000 .000

.

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135

135



Theo ma trận tương quan thì các biến thu nhập, lãnh đạo, đào tạo thăng

tiến, đồng nghiệp, công việc và điều kiện làm việc có sự tương quan chặt chẽ

với biến hài lòng với mức ý nghĩa 5% (mức ý nghĩa 0.05)

b. Phân tích hồi qui

Phân tích được thực hiện bằng phương pháp Enter. Các biến được đưa

vào cùng một lúc để chọn lọc dựa trên tiêu chí chọn những biến có ý nghĩa

<0.05. Kết quả phân tích hồi quy như sau:

Bảng 3.15. Mơ hình tóm tắt sử dụng phương pháp Enter Model

Summary(b)



hình



R



Thống kê thay đổi

Sai số

chuẩn R2

Sig. F DurbinF thay

của ước thay

thay Watson

đổi df1 df2

lượng đổi

đổi

.754 .33339 .765 69.592 6 128 .000 1.727



R2

R2 hiệu

chỉnh



1 .875(a) .765



59



a Dự báo: (hằng số), TN, DN, DKLV, CV, DTTT, LD

b Biến phụ thuộc: HL

Bảng 3.16. Kết quả hồi qui sử dụng phương pháp Enter Coefficients(a)

Hệ số chưa

Hệ số

chuẩn hóa chuẩn hóa

Mơ hình

Độ lệch

B

chuẩn

Beta

1 (Hằng số) .051

.150

DN

.098

.032

.147

DTTT

.165

.048

.209

DKLV

.098

.042

.127

LD

.187

.045

.259

CV

.139

.042

.172

TN

.275

.052

.287

a Biến phụ thuộc: HL



Thống kê đa cộng

tuyến

T

.338

3.042

3.432

2.305

4.127

3.332

5.250



Sig. Tolerance

.736

.003

.782

.001

.496

.023

.602

.000

.465

.001

.687

.000

.614



VIF

1.279

2.017

1.662

2.150

1.455

1.629



Mô hình hồi quy gồm 6 biến đạt mức ý nghĩa 0.05 đó là các biến “đồng

nghiệp”, “đào tạo thăng tiến”, “điều kiện làm việc” “lãnh đạo”, “công việc”

2

và “thu nhập”. Với hệ số R = 0.765 có nghĩa là có khoảng 76.5% phương sai

của sự hài lòng được giải thích bởi 6 biến độc lập “đồng nghiệp”, “đào tạo

thăng tiến”, “điều kiện làm việc” “lãnh đạo”, “công việc” và “thu nhập”.

Trong các biến trên khơng có hiện tượng đa cộng tuyến (do tất cả các giá trị

VIF của các biến đều nhỏ hơn 10)

Phương trình hồi quy thể hiện mối quan hệ giữa sự hài lòng với các yếu

tố thể hiện qua đẳng thức sau:

Sự hài lòng của nhân viên = 0.051 + 0.275 TN + 0.187 LD + 0.165

DTTT + 0.139 CV + 0.098 DN + 0.098 DKLV

Kết quả hồi quy cho thấy 6 yếu tố của mơ hình có ảnh hưởng đến sự hài

lòng của nhân viên tại Công ty Cổ phần Dệt may 29/3 là: “đồng nghiệp”, “đào

tạo thăng tiến”, “điều kiện làm việc” “lãnh đạo”, “công việc” và “thu nhập”.



60



Trong đó thành phần “thu nhập” có ý nghĩa quan trọng nhất đối với sự hài

lòng của nhân viên (có hệ số lớn nhất), kế đến lần lượt là “lãnh đạo”, “đào tạo

thăng tiến”, “công việc”, “đồng nghiệp” cuối cùng là “điều kiện làm việc”.

3.4.2



Kiểm định các giả thiết của mơ hình



Dựa vào kết quả phân tích hồi quy sẽ giải thích, kiểm định các giả thiết

đã đưa ra như sau:

“Thu nhập” là yếu tố có ảnh hưởng lớn nhất đến sự hài lòng của nhân

viên tại Cơng ty Cổ phần Dệt may 29/3 (có hệ số hồi quy lớn nhất). Dấu

dương của hệ số beta có ý nghĩa là mối quan hệ giữa yếu tố “thu nhập” và sự

hài lòng là mối quan hệ cùng chiều. Nghĩa là khi nhân viên cảm nhận mình

được trả lương cao, khen thưởng tương xứng và công bằng, các chế độ phúc

lợi đầy đủ và hấp dẫn sẽ làm việc tốt hơn có nghĩa là mức độ hài lòng trong

cơng việc càng tăng khi mức độ thỏa mãn về “thu nhập” tăng. Kết quả hồi quy

có B= 0.275, sig=0.000 nghĩa là khi tăng mức độ thỏa mãn về “thu nhập” lên

1



đơn vị độ lệch chuẩn thì sự hài lòng chung trong công việc tăng thêm



0.275 đơn vị lệch chuẩn. Vậy giả thuyết H1 được chấp nhận.

Sau “thu nhập”, ba yếu tố tiếp theo ảnh hưởng đến sự hài lòng trong

cơng việc của nhân viên tại Công ty là “lãnh đạo”, “điều kiện thăng tiến” và

“công việc”. Kết quả hồi qui cho thấy yếu tố “lãnh đạo” có B=0.187,

sig=0.000; “đào tạo thăng tiến” có B=0.165, sig=0.001 và “cơng việc” có

B=0.139, sig=0.001. Dấu dương của các hệ số beta có ý nghĩa là mối quan hệ

giữa “lãnh đạo”, “đào tạo thăng tiến” và “cơng việc” với “sự hài lòng” của

nhân viên là mối quan hệ cùng chiều. Điều đó có nghĩa khi lãnh đạo, đào tạo

và thăng tiến và công việc được nhân viên đánh giá cao sẽ làm tăng sự hài

lòng trong công việc của họ. Giả thiết H2, H3 và H5 được chấp nhận.

Cuối cùng là hai yếu tố “đồng nghiệp” và “điều kiện làm việc” có

B=0.098, sig=0.003 và 0.023. Dấu dương của hệ số beta có nghĩa mối quan



61



hệ giữa yếu tố “đồng nghiệp” và “điều kiện làm việc” với “sự hài lòng” là mối

quan hệ cùng chiều. Nghĩa là khi giá trị của yếu tố “công việc” tăng thì mức

độ hài lòng trong cơng việc sẽ tăng và ngược lại. Vậy giả thiết H4 và H6 được

chấp nhận.

3.4.3 Kiểm định sự khác biệt về sự hài lòng theo các đặc điểm cá nhân

a. Kiểm định về sự khác biệt của giới tính đến sự hài lòng của nhân viên

Vì giới tính trong nghiên cứu có 2 biến là nam và nữ nên sử dụng kiểm

định Independent t-test để kiểm tra xem nam và nữ ai có mức độ thỏa mãn

trong công việc cao hơn

Bảng 3.17. Kết quả Independent t-test thống kê nhóm theo giới tính

Giới tính

HL



N



Nam

Nữ



Sai số

thống kê

2.8246

.84802

2.5601

.57844



Trung bình

38

97



Trung bình lệch

chuẩn

.13757

.05873



Bảng 3.18. Kết quả Independent t-test so sánh mức độ hài lòng của nhân

viên theo giới tính

Kiểm định

sự bằng

nhau của

phương sai

F



Mức

ý

T

nghĩa



Kiểm định sự bằng nhau của trung bình



df



Sự

Mức khác

ý

biệt

nghĩa trung

bình



Sự

Độ tin cậy

khác

95%

biệt độ

lệch Thấp Cao

chuẩn hơn

hơn



HL Giả định

phương sai 20.453 .0002.079

133 .040 .26442 .12717 .01288 .51597

bằng

nhau

Không

giả

định phương

sai bằng nhau

1.768 51.064 .083 .26442 .14958 -.03586 .56471



62



Bảng trên cho thấy mức ý nghĩa trong kiểm định Levene = 0.000 (<0.05)

chứng tỏ có sự khác biệt về phương sai đối với sự hài lòng trong cơng việc

của nhân viên tại Cơng ty Công ty CP Dệt may 29/3 giữa nam và nữ. Dựa vào

giá trị trung bình của nam và nữ (bảng 3.17) ta kết luận nam có mức độ hài

lòng cao hơn nữ.

b. Kiểm định về sự tác động khác biệt của thâm niên đến sự hài lòng

của nhân viên

Vì “thâm niên” trong nghiên cứu có 4 biến nên sử dụng kiểm định OneWay ANOVA

Bảng 3.19. Kết quả One-Way ANOVA so sánh mức độ hài lòng của nhân

viên theo thâm niên

Tổng bình

phương

Giữa các nhóm

4.393

Trong cùng nhóm

56.245

Tổng

60.639

HL



Bình phương

F Mức ý nghĩa

trung bình

3

1.464 3.411

.020

131

.429

134



Df



Bảng trên cho thấy rằng giữa các nhóm có mức ý nghĩa = 0.02 (<0.05)

nên ta kết luận có sự khác biệt giữa các nhóm “thâm niên” về mức độ hài lòng

trong cơng việc tại Cơng ty

c. Kiểm định về sự khác biệt của trình độ học vấn và sự hài lòng của

nhân viên

Bảng 3.20. Kết quả One-Way ANOVA so sánh mức độ hài lòng của nhân

viên theo trình độ học vấn

Tổng bình

phương

Giữa các nhóm

.259

Trong cùng nhóm

60.380

Tổng

60.639

HL



Bình phương

trung bình

3

.086

131

.461

134



Df



F

.187



Mức ý

nghĩa

.905



63



Bảng trên cho thấy rằng giữa các nhóm có mức ý nghĩa = 0.905 (>0.05)

nên ta kết luận khơng có sự khác biệt giữa các nhóm “trình độ” về mức độ hài

lòng trong cơng việc tại Cơng ty

d. Kiểm định về sự tác động khác biệt của vị trí và sự hài lòng của

nhân viên

Bảng 3.21. Kết quả One-Way ANOVA so sánh mức độ hài lòng của nhân

viên theo vị trí

Tổng bình

phương

Giữa các nhóm

11.002

Trong cùng nhóm

49.637

Tổng

60.639

HL



Bình phương

F

trung bình

Mức ý nghĩa

3

3.667 9.678

.000

131

.379

134



Df



Bảng trên cho thấy rằng giữa các nhóm có mức ý nghĩa = 0.000 (<0.05)

nên ta kết luận có sự khác biệt giữa các nhóm “vị trí” về mức độ hài lòng

trong cơng việc tại Cơng ty

e. Kiểm định về sự tác động khác biệt của bộ phận công tác và sự hài

lòng của nhân viên

Bảng 3.22. Kết quả One-Way ANOVA so sánh mức độ hài lòng của nhân

viên theo bộ phận

HL



Tổng bình



Giữa các nhóm

Trong cùng nhóm

Tổng



phương

6.549

54.090

60.639



Bình phương



df

4

130

134



F



trung bình

1.637 3.935

.416



Mức ý

nghĩa

.005



Bảng trên cho thấy rằng giữa các nhóm có mức ý nghĩa = 0.005 nên ta

kết luận có sự khác biệt giữa các nhóm “bộ phận” về mức độ hài lòng trong

cơng việc tại Cơng ty

3.5. KẾT QUẢ THỐNG KÊ VỀ SỰ HÀI LÒNG CỦA NHÂN VIÊN TẠI



Tài liệu bạn tìm kiếm đã sẵn sàng tải về

* Phân tích nhân tố khám phá EFA lần 2

Tải bản đầy đủ ngay(0 tr)

×