NGHIÊN cứu mối QUAN hệ GIỮA TÍNH hấp dẫn của CÔNG VIỆC, ĐÓNG GÓP TRONG CÔNG VIỆC, sự HÀI LÒNG CỦA NHÂN VIÊN VÀ sự nỗ lực TRONG CÔNG VIỆC CỦA NHÂN VIÊN SALE MARKETING

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HCM
VIỆN ĐÀO TẠO SAU ĐẠI HỌC

BÀ I TẬP NHÓM:

́
NGHIÊN CỨU MỐI QUAN HỆ GIỮA TÍ NH HÂP DẪN CỦA CÔNG
́
́
̀
VIỆC, ĐONG GOP TRONG CÔNG VIỆC, SỰ HÀ I LONG
CỦ A NHÂN VIÊN VÀ SỰ NỖ LỰC TRONG CÔNG VIỆC
CỦ A NHÂN VIÊN SALE-MARKETING


 

MÔN

:PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU KHOA HỌC

GVHD

:NGUYỄN ĐÌNH THỌ

LỚP

:CH K20-QTKD ĐÊM 1- Nhóm 9

SVTH

:Nguyễn Viết Quỳnh Anh
Hồ Nam Đơng
Lê Hồng Hà
Ngũn Thi Bích Liên
̣
Phan Hồi Linh
Trương Bảo Long
Đào Mạnh Long
Đào Ánh Tuyết

TP Hồ Chí Minh, tháng 08 năm 2012
-1-


MỤC LỤC

-2-


́
PHẦN I: GIƠI THIỆU VỀ ĐỀ TÀ I:

1. Mu ̣c tiêu nghiên cứu
Khám phá vai trò của tinh hấ p dẫn công viêc và công nhâ ̣n đóng góp trong công viêc
̣
̣
́
đố i với sự hài lòng của nhân viên. Đồng thời, nghiên cứu cũng điều tra sự ảnh hưởng
của sự hài lòng của nhân viên đố i với nỗ lực làm viê ̣c của nhân viên sale-marketing

2. Câu hỏi nghiên cứu
- Tinh hấ p dẫn của công viê ̣c (biến độc lập), công nhâ ̣n đóng góp trong công viêc
̣
́
(biến độc lập) có tác động vào sư ̣ hài lòng của nhân viên (biến trung gian) của nhân
viên sale-marketing ?
- Sự hài lòng của nhân viên có tác động như thế nào tới sư ̣ nỗ lư ̣c làm viêc của nhân
̣
viên (biến phụ thuộc) của nhân viên sale-marketing ?
- Có sự khác biệt giữa nhóm t̉ i (biến độc lập) với sư ̣ nỗ lực làm viê ̣c của nhân viên
sale-marketing ?
- Quy mô doanh nghiê ̣p (biến điều tiết) có làm thay đổi tác động của sư ̣ hài lòng của
nhân viên vào sự nỗ lực làm viê ̣c của nhân viên sale-marketing ?

3. Giả thuyế t nghiên cứu
- H1a. Tinh hấ p dẫn của công viê ̣c tác động dương vào sư ̣ hài lòng của nhân viên
́
của nhân viên sale-marketing.
- H1b. Công nhâ ̣n đóng góp trong công viêc tác động dương vào sư ̣ hài lòng của
̣
nhân viên sale-marketing.
- H2. Sư ̣ hài lòng của nhân viên tác động dương vào nỗ lư ̣c làm viê ̣c của nhân viên
sale-marketing.
- H3. Nhóm tuổ i khác nhau tác động làm thay đổi nỗ lư ̣c làm viêc của nhân viên
̣
sale-marketing.

-3-

- H4. Quy mô doanh nghiêp làm thay đổi tác động của sự hài lịng trong cơng việc
̣
vào sự nỗ lực của nhân viên sale-marketing.

4. Mô hinh nghiên cứu
̀
Hấp dẫn của cơng việc

Sự hài lịng của nhân viên Sự nỗ lực làm việc của nhân viên

Cơng nhận đóng góp trong cơng việc

Quy mơ doanh nghiệp

Nhóm tuổi

́
́
PHẦN II: PHƯƠNG PHAP NGHIÊN CƯU

1. Kích thước mẫu :
Thu thập dữ liệu cho nghiên cứu được thực hiện bằng cách phỏng vấn trực tiếp nhân
viên sale-marketing với bảng câu hỏi. Kết thúc quá trình phỏng vấn thu được mẫu
thuận tiện gồm 272 nhân viên sale-marketing làm việc cho các doanh nghiệp khác
nhau trên địa bàn thành phố Hồ Chí Minh

2. Đo lường :
Sử dụng thang đo Likert 7 điểm, với 1 (hoàn toàn phản đối) và 7 (hoàn toàn đồng ý)
được áp dụng cho toàn bộ các thành phần trong nghiên cứu này

a) Khái niệm “Hấ p dẫn của công viêc” được đo lường bởi 4 biến quan sát:
̣

V42
V43
V44
V45

Sau mỗi ngày làm việc, tôi cảm thấy mình đã làm được
một cái gì đó
Cơng việc tại cơng ty tơi đang làm thật thú vị
Tơi ít khi cảm thấy nhàm chán với công việc tôi đang
làm tại cơng ty
Nhìn chung, cơng việc tơi đang làm tại công ty thật là
hấp dẫn
-4-


b) Khái niệm “Công nhâ ̣n đóng góp trong công viêc” được đo lường bởi 4 biến
̣

quan sát:
V46
V47
V48
V49

Tôi tin rắ ng tôi là mô ̣t nhân viên làm viêc có hiêu quả
̣
̣

Tôi luôn hài lòng với chấ t lươ ̣ng công viêc tôi đã làm
̣
Cấp trên tôi luôn tin rằng tơi là một người làm việc có
hiệu quả
Đồng nghiệp tơi ln đánh giá tơi là người làm việc có
hiệu quả

c) Khái niệm “Sự hài lòng của nhân viên” được đo lường bởi 4 biến quan sát:

V56
V57
V58
V59

Tôi được tôn trọng tại công ty
Công việc hiện tại giúp tôi thể hiện hết khả năng của
mình
Cơng việc hiện tại giúp tơi năng cao chun mơn của
mình
Cơng việc hiện tại giúp tơi phát huy tính sáng tạo

d) Khái niệm “Sự nỡ lực làm viê ̣c của nhân viên” được đo lường bởi 4 biến quan

sát:
V38
V39
V40
V41

Tôi luôn luôn hoàn thành công viêc của minh taị

̣
̀
công ty tôi đang làm
Tôi luôn luôn cố gắ ng hoàn thành tố t công viêc của
̣
minh taị công ty tôi đang làm
̀
Tôi luôn luôn có tinh thầ n trách nhiêm cao với công
̣
viêc của minh taị công ty tôi đang làm
̣
̀
Tôi sẵn sàng làm thêm giờ khi cầ n thiế t để hoàn thành
công viêc taị công ty tôi đang làm
̣

PHẦN III : KIỂM ĐỊNH VÀ ĐÁNH GIÁ THANG ĐO

1. Kiể m đinh đô ̣ tin câ ̣y bằ ng phương pháp Cronbach Alpha:
̣
a) “Hấ p dẫn của công viêc”
̣

-5-


Case Processing Summary
N
Cases

%

Valid

272

100.0

0

.0

272

100.0

Excludeda
Total

a. Listwise deletion based on all variables in the procedure.
Reliability Statistics
Cronbach's Alpha

N of Items

.877

4

Item-Total Statistics

Scale Mean if Item
Deleted

Scale Variance if Item Corrected Item-Total
Deleted

Cronbach's Alpha if

Correlation

Item Deleted

v42

14.4743

15.136

.540

.910

v43

14.8529

12.163

.830

.807

v44

15.0846

11.458

.777

.827

v45

15.0809

11.145

.820

.808

Bảng 1a- Cronbach Alpha biế n “Hấ p dẫn của công viê ̣c”
Xem chi tiế t kế t quả xử lý trên SPSS ở Phụ lục 1
b) “Công nhâ ̣n đóng góp trong công viê ̣c”
Reliability Statistics
Cronbach's
Alpha

N of Items

.878

4
Item-Total Statistics
Cronbach's

Scale Mean if
Item Deleted

Scale Variance if Corrected ItemItem Deleted

Total Correlation

Alpha if Item
Deleted

v46

16.2426

6.930

.750

.838

v47

16.4154

6.856

.713

.853

v48

16.5000

6.812

.745

.840

v49

16.4228

7.042

.738

.843

Bảng 1b- Cronbach Alpha biế n “Công nhận đóng góp trong công viê ̣c”
-6-

Xem chi tiế t kế t quả xử lý trên SPSS ở Phụ lục 2
c) “Sự hài lòng của nhân viên”
Reliability Statistics
Cronbach's
Alpha

N of Items
.854

4
Item-Total Statistics
Cronbach's

Scale Mean if
Item Deleted

Scale Variance if Corrected ItemItem Deleted

Total Correlation

Alpha if Item
Deleted

v56

15.4296

12.343

.487

.889

v57

15.9926

9.167

.789

.772

v58

15.9222

8.920

.778

.777

v59

16.0556

9.302

.747

.791

Bảng 1c- Cronbach Alpha biế n “Sự hài lòng của nhân viên”
Xem chi tiế t kế t quả xử lý trên SPSS ở Phụ lục 3
d) “Sự nỗ lực làm viê ̣c của nhân viên”
Reliability Statistics
Cronbach's
Alpha

N of Items
.800

4

Item-Total Statistics
Cronbach's
Scale Mean if
Item Deleted

Scale Variance if Corrected ItemItem Deleted

Total Correlation

Alpha if Item
Deleted

v38

18.2279

5.594

.610

.752

v39

17.7831

5.868

.657

.730

v40

17.7390

6.098

.684

.724

v41

17.8419

5.698

.533

.796

Bảng 1d- Cronbach Alpha biế n “Sự nỗ lực làm viê ̣c của nhân viên”

-7-


Xem chi tiế t kế t quả xử lý trên SPSS ở Phụ lục 4
Theo kết quả của bảng 1a,1b,1c và 1d:
- Item-Total Statistics: Cô ̣t Corrected Item-Total Correlation cho thấy không có biế n
quan sát nào có hệ số tương quan tổng (hiệu chỉnh) nhỏ hơn yêu cầu (yêu cầu
0.3), vể mặt số liệu thống kê cũng như xem xét giá trị nội dung, ta giữ lại các biến này
để tiếp tục phân tích. Các biế n quan sát đo lường đươ ̣c ý chinh của 4 khái niêm trong
̣
́
mô hinh nghiên cứu.
̀
- Reliability Statistics giá tri ̣ Cronbach Alpha đề u lớn hơn 0.6 cho thấ y các biế n quan
sát có đủ đô ̣ tin câ ̣y để tiế n hành phân tich nhân tố khám phá EFA
́

2. Phân tích Nhân tố khám phá EFA
Sử dụng phép trích PAF (principal axis factoring) và phép quay khơng vng góc
(Promax) để đánh giá thang đo. Điề u kiên giới ha ̣n ở hệ số tải nhân tố hơn giá trị tối
̣

thiểu 0.3 (theo kinh nghiệm)
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy.
Bartlett's Test of Sphericity

.897

Approx. Chi-Square

2.680E3

df

120

Sig.

.000

-8-


Total Variance Explained
Rotation Sums
of Squared
Initial Eigenvalues
Factor

% of Variance

Total

Extraction Sums of Squared Loadings
Total

Cumulative %

% of Variance

Cumulative %

Loadingsa
Total

1

7.055

44.095

44.095

6.708

41.928

41.928

5.033

2

2.401

15.006

59.101

2.081

13.005

54.933

4.918

3

1.053

6.579

65.680

.768

4.803

59.735

4.628

4

1.015

6.342

72.022

.655

4.092

63.827

4.577

5

.662

4.138

76.159

6

.605

3.781

79.941

7

.552

3.453

83.394

8

.525

3.283

86.676

9

.413

2.583

89.259

10

.329

2.056

91.315

11

.308

1.927

93.242

12

.298

1.860

95.101

13

.231

1.441

96.542

14

.204

1.273

97.815

15

.191

1.192

99.007

16

.159

.993

100.000

Extraction Method: Principal Axis Factoring.
a. When factors are correlated, sums of squared loadings cannot be added to obtain a total variance.
Pattern Matrixa
Factor
1
v38

2

3

4

.357

.500

v39

.783

v40

.827

v41

.584

v42
v43

.879

v44

.895

v45

.876

v46

.721

v47

.704

v48

.854

-9-


Total Variance Explained
Rotation Sums
of Squared
Initial Eigenvalues
Factor

% of Variance

Total

Extraction Sums of Squared Loadings
Total

Cumulative %

% of Variance

Cumulative %

Loadingsa
Total

1

7.055

44.095

44.095

6.708

41.928

41.928

5.033

2

2.401

15.006

59.101

2.081

13.005

54.933

4.918

3

1.053

6.579

65.680

.768

4.803

59.735

4.628

4

1.015

6.342

72.022

.655

4.092

63.827

4.577

5

.662

4.138

76.159

6

.605

3.781

79.941

7

.552

3.453

83.394

8

.525

3.283

86.676

9

.413

2.583

89.259

10

.329

2.056

91.315

11

.308

1.927

93.242

12

.298

1.860

95.101

13

.231

1.441

96.542

14

.204

1.273

97.815

15

.191

1.192

99.007

16

.159

.993

100.000

Extraction Method: Principal Axis Factoring.
a. When factors are correlated, sums of squared loadings cannot be added to obtain a total variance.
Pattern Matrixa
Factor
1
v38

2

3

4

.357

.500

v39

.783

v40

.827

v41

.584

v42
v43

.879

v44

.895

v45

.876

v46

.721

v47

.704

v48

.854

-10-


Total Variance Explained
Rotation Sums
of Squared
Initial Eigenvalues
Factor

% of Variance

Total

Extraction Sums of Squared Loadings
Total

Cumulative %

% of Variance

Cumulative %

Loadingsa
Total

1

7.055

44.095

44.095

6.708

41.928

41.928

5.033

2

2.401

15.006

59.101

2.081

13.005

54.933

4.918

3

1.053

6.579

65.680

.768

4.803

59.735

4.628

4

1.015

6.342

72.022

.655

4.092

63.827

4.577

5

.662

4.138

76.159

6

.605

3.781

79.941

7

.552

3.453

83.394

8

.525

3.283

86.676

9

.413

2.583

89.259

10

.329

2.056

91.315

11

.308

1.927

93.242

12

.298

1.860

95.101

13

.231

1.441

96.542

14

.204

1.273

97.815

15

.191

1.192

99.007

16

.159

.993

100.000

Extraction Method: Principal Axis Factoring.
a. When factors are correlated, sums of squared loadings cannot be added to obtain a total variance.
Pattern Matrixa
Factor
1
v38

2

3

4

.357

.500

v39

.783

v40

.827

v41

.584

v42
v43

.879

v44

.895

v45

.876

v46

.721

v47

.704

v48

.854

-11-


Total Variance Explained
Rotation Sums
of Squared
Initial Eigenvalues
Factor

% of Variance

Total

Extraction Sums of Squared Loadings

Total

Cumulative %

% of Variance

Cumulative %

Loadingsa
Total

1

7.055

44.095

44.095

6.708

41.928

41.928

5.033

2

2.401

15.006

59.101

2.081

13.005

54.933

4.918

3

1.053

6.579

65.680

.768

4.803

59.735

4.628

4

1.015

6.342

72.022

.655

4.092

63.827

4.577

5

.662

4.138

76.159

6

.605

3.781

79.941

7

.552

3.453

83.394

8

.525

3.283

86.676

9

.413

2.583

89.259

10

.329

2.056

91.315

11

.308

1.927

93.242

12

.298

1.860

95.101

13

.231

1.441

96.542

14

.204

1.273

97.815

15

.191

1.192

99.007

16

.159

.993

100.000

Extraction Method: Principal Axis Factoring.
a. When factors are correlated, sums of squared loadings cannot be added to obtain a total variance.
Pattern Matrixa
Factor
1
v38

2

3

4

.357

.500

v39

.783

v40

.827

v41

.584

v42
v43

.879

v44

.895

v45

.876

v46

.721

v47

.704

v48

.854

-12-


Bảng 2.1 – Phân tích nhân tố khám phá EFA
Xem chi tiế t kế t quả xử lý trên SPSS ở Phụ lục 5
Kế t quả xử lý bằ ng SPSS trong bảng Pattern Matrix hệ số tải nhân tố của biến V42, V56
nhỏ hơn giá trị tối thiểu 0.3 (theo kinh nghiệm) nên ta loại hai biến V42,V56.
Theo bảng 1a, Cronbach Alpha nế u bỏ biế n V42 thì đô ̣ tin câ ̣y mới là 0.910( đô ̣ tin câ ̣y
cũ là 0.877)
Theo bảng 1c, Cronbach Alpha nế u bỏ biế n V56 thì đô ̣ tin câ ̣y mới là 0.889( đô ̣ tin câ ̣y
cũ là 0.854)
Như vâ ̣y khi bỏ đi hai biế n này thì các biế n quan sát còn la ̣i vẫn đủ đô ̣ tin câ ̣y khi đo
lường đươ ̣c 4 khái niêm của mô hinh nghiên cứu.
̣
̀

Kết quả chạy lại phân tích Cronbach’s Alpha cho khái niệm Hấ p dẫn công viêc đo
̣
lường bởi 3 biến quan sát V43,V44,V45 cho kế t quả như sau:

Kết quả chạy lại EFA với phép trích PAF (principal axis factoring) và phép quay
khơng vng góc (Promax) sau khi loại biến V42 và V56
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy.
Bartlett's Test of Sphericity

.883

Approx. Chi-Square

2.391E3

df

91

Sig.

.000

-13-


Total Variance Explained
Rotation
Sums of

Extraction Sums of Squared

Squared

Loadings

Loadingsa

Initial Eigenvalues
% of
Factor

Variance

Total

Cumulative
%

% of
Total

Cumulative

Variance

%

Total

1

6.259

44.710

44.710

5.945

42.466

42.466

4.613

2

2.368

16.917

61.627

2.062

14.729

57.195

4.271

3

1.025

7.323

68.951

.772

5.515

62.710

3.840

4

1.005

7.180

76.130

.635

4.538

67.248

3.933

5

.598

4.273

80.403

6

.538

3.840

84.243

7

.437

3.118

87.361

8

.332

2.370

89.731

9

.320

2.286

92.017

10

.306

2.187

94.204

11

.234

1.671

95.875

12

.216

1.540

97.415

13

.195

1.392

98.808

14

.167

1.192

100.000

Extraction Method: Principal Axis Factoring.
a. When factors are correlated, sums of squared loadings cannot be added to obtain a total
variance.
Pattern Matrixa
Factor
1

v38

2

3

4

.328

.513

v39

.805

v40

.799

v41

.537

v43

.846

v44

.884

v45

.867

v46

.720

v47

.705

v48

.866

-14-


Total Variance Explained
Rotation
Sums of
Extraction Sums of Squared

Squared

Loadings

Loadingsa

Initial Eigenvalues
% of
Factor

Variance

Total

Cumulative
%

% of
Total

Cumulative

Variance

%

Total

1

6.259

44.710

44.710

5.945

42.466

42.466

4.613

2

2.368

16.917

61.627

2.062

14.729

57.195

4.271

3

1.025

7.323

68.951

.772

5.515

62.710

3.840

4

1.005

7.180

76.130

.635

4.538

67.248

3.933

5

.598

4.273

80.403

6

.538

3.840

84.243

7

.437

3.118

87.361

8

.332

2.370

89.731

9

.320

2.286

92.017

10

.306

2.187

94.204

11

.234

1.671

95.875

12

.216

1.540

97.415

13

.195

1.392

98.808

14

.167

1.192

100.000

Extraction Method: Principal Axis Factoring.
a. When factors are correlated, sums of squared loadings cannot be added to obtain a total
variance.
Pattern Matrixa
Factor
1
v38

2

3

4

.328

.513

v39

.805

v40

.799

v41

.537

v43

.846

v44

.884

v45

.867

v46

.720

v47

.705

v48

.866

-15-


Total Variance Explained
Rotation
Sums of
Extraction Sums of Squared

Squared

Loadings

Loadingsa

Initial Eigenvalues
% of
Factor

Variance

Total

Cumulative
%

% of
Total

Cumulative

Variance

%

Total

1

6.259

44.710

44.710

5.945

42.466

42.466

4.613

2

2.368

16.917

61.627

2.062

14.729

57.195

4.271

3

1.025

7.323

68.951

.772

5.515

62.710

3.840

4

1.005

7.180

76.130

.635

4.538

67.248

3.933

5

.598

4.273

80.403

6

.538

3.840

84.243

7

.437

3.118

87.361

8

.332

2.370

89.731

9

.320

2.286

92.017

10

.306

2.187

94.204

11

.234

1.671

95.875

12

.216

1.540

97.415

13

.195

1.392

98.808

14

.167

1.192

100.000

Extraction Method: Principal Axis Factoring.
a. When factors are correlated, sums of squared loadings cannot be added to obtain a total
variance.
Pattern Matrixa
Factor
1
v38

2

3

4

.328

.513

v39

.805

v40

.799

v41

.537

v43

.846

v44

.884

v45

.867

v46

.720

v47

.705

v48

.866

-16-


Total Variance Explained
Rotation
Sums of
Extraction Sums of Squared

Squared

Loadings

Loadingsa

Initial Eigenvalues
% of
Factor

Variance

Total

Cumulative
%

% of
Total

Cumulative

Variance

%

Total

1

6.259

44.710

44.710

5.945

42.466

42.466

4.613

2

2.368

16.917

61.627

2.062

14.729

57.195

4.271

3

1.025

7.323

68.951

.772

5.515

62.710

3.840

4

1.005

7.180

76.130

.635

4.538

67.248

3.933

5

.598

4.273

80.403

6

.538

3.840

84.243

7

.437

3.118

87.361

8

.332

2.370

89.731

9

.320

2.286

92.017

10

.306

2.187

94.204

11

.234

1.671

95.875

12

.216

1.540

97.415

13

.195

1.392

98.808

14

.167

1.192

100.000

Extraction Method: Principal Axis Factoring.
a. When factors are correlated, sums of squared loadings cannot be added to obtain a total
variance.
Pattern Matrixa
Factor
1
v38

2

3

4

.328

.513

v39

.805

v40

.799

v41

.537

v43

.846

v44

.884

v45

.867

v46

.720

v47

.705

v48

.866

-17-


Bảng 2.2 – Phân tích nhân tố khám phá EFA sau khi loại V42, V56
Xem chi tiế t kế t quả xử lý trên SPSS ở Phụ lục 6

Kế t quả xử lý SPSS:
Phương sai trich: Eigen value cumulative 76.13 % , như vâ ̣y là 76.13% biế n thiên
́

-

của dữ liêu đươ ̣c giải thich bởi 4 nhân tố
̣
́
Mức ý nghia kiể m đinh Bartlett's Test of Sphericity Sig= 0.000<0.05, các biế n
̣
̃

-

quan sát có tương quan với nhau trong tổ ng thể .
-

KMO= 0.883 dữ liêu phù hơ ̣p để phân tich nhân tố . (yêu cầu KMO
̣
́

-

Trong bảng Pattern Matrixa V38 có hai giá tri ̣ở cả hai cô ̣t tuy nhiên se ̃ cho ̣n ở cô ̣t
có giá tri cao hơn tức là thuô ̣c nhóm nhân tố thứ 4
̣
Giá trị Eigenvalue của các nhân tố đều lớn hơn 1 và tất cả các biến quan sát đều có

-

hệ số tải nhân tố ( factor loading) > 0.3 (theo kinh nghiêm)
̣

3. Phân tích mơ hình PATH:

Hấp dẫn của cơng
việc
(HapDanCongViec)

Cơng nhận đóng góp
trong cơng việc

Sự Hài Lòng của
nhân viên

Sự nỗ lực làm việc
của nhân viên
(SuNoLucLamViec)

(SuHaiLong)

(CongNhanDongGop)

Khai báo trong SPSS:Tranform\Compute variable trước khi chạy hồi qui
-

“Công nhâ ̣n đóng góp trong công viêc”
̣
-18-


CongNhanDongGop= V46+V47+V48+V49
-

“Hấ p dẫn của công viê ̣c”
HapDanCongViec= V43+V44+V45

-

“Sự hài lòng của nhân viên”
SuHaiLong= V57+V58+V59

-

“Sự nỗ lực làm viê ̣c của nhân viên”
SuNoLucLamViec= V38+V39+V40+V41

a. Mơ hình: SuHaiLong = β0 + β1*HapDanCongViec +β2*CongNhanDongGop

Giả thuyết H0a: khơng có mối quan hệ giữa các biến độc lập HapDanCongViec,
CongNhanDongGop và biến phụ thuộc SuHaiLong
Giả thuyết H1a: có mối quan hệ giữa biến độc lập HapDanCongViec và biến phụ
thuộc SuHaiLong

Giả thuyết H1b: có mối quan hệ giữa biến độc lập CongNhanDongGop và biến phụ
thuộc SuHaiLong
Kết quả chạy bằng SPSS với xử lý hồi qui bội bằng phương pháp Enter
Model Summary
Std. Error of the
Model
1

R

R Square
.647a

Adjusted R Square

.418

Estimate

.414

2.68922

a. Predictors: (Constant), CongNhanDongGop, HapDanCongViec

Bảng này đánh giá độ phù hợp của mơ hình. Rsquare=0.418 thể hiện 41.8% phương sai
của biến phụ thuộc SuHaiLong được giải thích bởi 2 biến độc lập HapDanCongViec và
CongNhanDongGop trong mơ hình

-19-

ANOVAb
Model

Sum of Squares

1

df

Mean Square

F

Regression

1389.246

2

694.623

Residual

1930.917

267

3320.163

.000a

7.232

Total

96.050

Sig.

269

a. Predictors: (Constant), CongNhanDongGop, HapDanCongViec
b. Dependent Variable: SuHaiLong

Bảng Anova sử dụng để kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mơ hình hồi quy, cho
thấy mức ý nghĩa quan sát Sig=0.000< α=0.05, nên bác bỏ giả thuyết H0: là khơng có
mối quan hệ giữa các biến này.
Coefficientsa
Standardiz
ed
Unstandardized

Coefficient

Collinearity

Coefficients

s

Statistics
Toleranc

Model

B

1

4.368

1.084

4.029

.000

.508

.047

.560 10.874

.170

.053

.164

(Constant)
HapDanCongVi
ec
CongNhanDon
gGop

Std. Error

Beta

t

3.186

Sig.

e

VIF

.000

.821

1.218

.002

.821

1.218

a. Dependent Variable:
SuHaiLong

Xem chi tiế t kế t quả xử lý trên SPSS ở Phụ lục 7
Bảng Coefficients thể hiện hệ số hồi qui mà phương pháp OLS ước lượng được.
-

Mức ý nghĩa Sig của 2 biến HapDanCongViec và CongNhanDongGop lần lượt

là 0.000;0.002 đều nhỏ hơn 0.05,
-

β0 = 4.368; β1= 0.508; β2= 0.170

Trọng số hồi qui β1, β2 đều dương cho thấy có tác động cùng chiều của hai biến này lên
biến phụ thuộc SuHaiLong.
Kế t ln:
̣
•

Mơ hình hồi qui là:
-20-


SuHaiLong=4.368 + 0.508*HapDanCongViec + 0.170*CongNhanDongGop
•

Chấ p nhâ ̣n giả thuyế t:
H1a: Tính hấp dẫn cuả cơng việc có tác động cùng chiều với sự hài lòng của nhân
viên sale-marketing với hệ số hồi qui β=0.508
H2a: Sự cơng nhận đóng góp trong cơng việc có tác động cùng chiều với sự hài
lịng của nhân viên sale-marketing với hê ̣ sớ hờ i qui β=0.170

b. Mơ hình: SuNoLucLamViec= δ0 + δ1*SuHaiLong

Giả thuyết H0: khơng có mối quan hệ giữa biến trung gian SuHaiLong và biến
phụ thuộc SuNoLucLamViec
Giả thuyết H2: có mối quan hệ giữa biến trung gian SuHaiLong và biến phụ
thuộc SuNoLucLamViec
Mức ý nghĩa α=0.05
Kết quả chạy bằng SPSS với xử lý hồi qui đơn bằng phương pháp Enter

Model Summary
Std. Error of the
Model

R

R Square
.310a

1

Adjusted R Square

.096

Estimate

.093

2.96211

a. Predictors: (Constant), SuHaiLong

ANOVAb
Model
1

Sum of Squares
Regression

df

Mean Square

249.513

1

249.513

Residual

2351.454

268

2600.967

28.437

Sig.
.000a

8.774

Total

F

269

a. Predictors: (Constant), SuHaiLong
b. Dependent Variable: SuNoLucLamViec

Bảng Anova sử dụng để kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mô hình hồi quy, cho
thấy mức ý nghĩa quan sát Sig=0.000< α=0.05, nên bác bỏ giả thuyết H0: là khơng có
mối quan hệ giữa các biến này.

-21-


Coefficientsa
Unstandardized

1

Collinearity

Coefficients
Model

Standardized
Coefficients

Statistics

B

Std. Error

(Constant)

19.648
.274

.051

t

.813

SuHaiLong

Beta

Sig.

24.155

.000

VIF

.000

5.333

Tolerance

.310

1.000

1.000

a. Dependent Variable: SuNoLucLamViec

Xem chi tiế t kế t quả xử lý trên SPSS ở Phụ lục 8
Bảng Coefficients thể hiện hệ số hồi qui mà phương pháp OLS ước lượng được.
Mức ý nghĩa Sig của biến SuHaiLong là 0.000 nhỏ hơn 0.05, kết hợp với trọng số hồi
qui B dương (δ1=0.274)cho thấy có tác động cùng chiều của biến này lên biến phụ
thuộc SuNoLucLamViec.
Kế t ln:
̣
•

Mơ hình hồi qui là:
SuNoLucLamViec= 19.648 + 0.274*SuHaiLong

•

Chấ p nhâ ̣n giả thuyế t
H1: Sự Hài Lịng của nhân viên Sale-Marketing có tác động cùng chiều với sự

nỗ lực làm việc của nhân viên sale-marketing với hệ số hồi qui δ=0.274
c. Hệ số phù hợp tổng hợp của mơ hình PATH: R2M

R2M =1 - (1 - R21) (1 - R22)
Thay R21=0.418 và R22=0.096 ta được R2M=0.474

4. Mơ hình hồi qui đơn xử lý biến kiểm sốt Nhóm tuổi:

Nhóm tuổi (NhomTuoi)

Sự nổ lực làm việc của nhân viên (SuNoLucLamViec)

Mơ hình: NLLV=βo + β1*Nhom tuoi
Bảng mã hóa biến giả để xử lý bằng SPSS:
Nhóm tuổi
<=30 tuổi

Định tính
1

Nhóm

0
-22-


>30 tuổi

2

1

•

<= 30 tuổi (Nhom tuoi=0): NLLV = βo

•

> 30 tuổi (Nhom tuoi=1): NLLV = βo+ β1*NhomTuoi
Giả thuyết H0: không có mối quan hệ giữa biến độc lập NhomTuoi và biến phụ
thuộc SuNoLucLamViec
Giả thuyết H3: có mối quan hệ giữa biến độc lập NhomTuoi và biến phụ thuộc
SuNoLucLamViec
Mức ý nghĩa α=0.05
Model Summary
Std. Error of the
Model

R

R Square
.028a

1

Adjusted R Square

.001

Estimate

-.003

.92267000

a. Predictors: (Constant), NhomTuoi

Bảng này đánh giá độ phù hợp của mơ hình. Rsquare=0.01 thể hiện chỉ có 1%
phương sai của biến phụ thuộc SuNoLucLamViec được giải thích bởi biến độc lập
NhomTuoi trong mơ hình.
ANOVAb
Model
1

Sum of Squares
Regression

df

Mean Square

.180

1

.180

Residual

228.154

268

228.334

Sig.
.212

.646a

.851

Total

F

269

a. Predictors: (Constant), NhomTuoi
b. Dependent Variable: SuNoLucLamViec

Xem chi tiế t kế t quả xử lý trên SPSS ở Phụ lục 9

Bảng Anova sử dụng để kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mô hỉnh hồi quy,
cho thấy mức ý nghĩa quan sát Sig=0.646 > α=0.05, nên chấp nhận giả thuyết H0: là
khơng có mối quan hệ giữa hai biến này. Bác bỏ giả thuyết H3. Nhóm tuổ i khác nhau
tác động làm thay đổi nỗ lực làm viê ̣c của nhân viên sale-marketing.
Như vậy khơng có sự khác biết về sự nỗ lực làm việc của nhân viên Salesmarketing trong các nhóm tuổi từ 30 tuổi trở xuống và nhóm lớn hơn 30 tuổi
-23-


5. Mơ hình hồi qui xử lý biến điều tiết Qui mơ doanh nghiệp:

Sự
Sự Hài Lịng của nhân viên(SuHaiLong) nỗ lực làm việc của nhân viên (SuNoLucLamViec)

Dùng phương pháp hồ i qui thứ bâ ̣c để ước lươ ̣ng 2 mô hinh
̀
Qui + doanh nghiệp (QuiMoDN)
(1): SuNoLucLamViec = β0môβ1* SuHaiLong + γ*QuiMoDN

(2):

SuNoLucLamViec

=

β0

+

β1*

SuHaiLong

+

γ

*QuiMoDN

+

δ*QuiMoDN*SuHaiLong
Và kiể m đinh mức gia tăng R2 trong mô hinh (1) và (2) để biế t đươ ̣c QuiMoDN có phải
̣
̀
là biế n đề u tiế t không. Giá tri thố ng kê của phép kiể m đinh cho mức gia tăng R2 có phân
̣
̣
phố i F với bâ ̣c tự do ở tử số p2- p1 và bâ ̣c tự do ở mẫu số là n-p2-1

Trong đó:
n: là kich thước mẫu (n=272)
́

p1 : là số lươ ̣ng biế n đô ̣c lâ ̣p trong mô hinh (1) (p1 = 2)
̀
p2 : là số lươ ̣ng biế n đô ̣c lâ ̣p trong mô hinh (2) (p2 = 3)
̀
Nế u kiể m đinh F có ý nghia (p<0.05) thì mức gia tăng R2 có ý nghia
̣
̃

̃
Qui mô doanh nghiêp
̣
<=100 nhân viên
>100 nhân viên

Định tính
1
2

Nhóm
0
1

Cha ̣y mơ hinh hờ i qui bô ̣i cho mô hinh (1)- mô hinh biế n điề u tiế t QuiMoDN
̀
̀
̀

-24-


Model Summary
Adjusted R
Model

R

R Square

.321a

1

Square

.103

Std. Error of the Estimate

.096

2.95618

a. Predictors: (Constant), QuiMoDN, SuHaiLong
ANOVAb
Sum of
Model
1

Squares
Regression

df

Mean Square

267.660

2

133.830

Residual

2333.307

267

2600.967

Sig.
.000a

8.739

Total

F
15.314

269

a. Predictors: (Constant), QuiMoDN, SuHaiLong
b. Dependent Variable: SuNoLucLamViec
Coefficientsa
Unstandardized
Coefficients
Model
1

Standardized
Coefficients

B

Std. Error

(Constant)

19.341
.266

.052

QuiMoDN

.587

.407

t

.839

SuHaiLong

Beta

Collinearity Statistics

Sig.

Tolerance

VIF

23.043

.000

.301

5.162

.000

.989

1.011

.084

1.441

.151

.989

1.011

a. Dependent Variable: SuNoLucLamViec

Xem chi tiế t kế t quả xử lý trên SPSS ở Phụ lục 10
R21 = 0.103, phép kiể m đinh t cho tro ̣ng số hồ i qui γ (Sig =0.151> α=0.05) cho thấy
̣
QuiMoDN khơng có quan hệ với biến SuNoLucLamViec
Tiếp tục cha ̣y mô hinh hồ i qui bô ̣i cho mô hinh (2)- mô hinh có tác đô ̣ng hỗ tương giữa
̀
̀
̀
biế n đô ̣c lâ ̣p và biế n điề u tiế t (QuiMoDN*SuHaiLong)
Model Summary
Std. Error of the
Model
1

R

R Square
.330a

.109

Adjusted R Square
.099

Estimate
2.95156

a. Predictors: (Constant), QuiMoDNvaSuHaiLong, SuHaiLong, QuiMoDN

R22 = 0.109
-25-