Đánh giá về nhóm tiêu chí “sự hấp dẫn của bản thân công việc”

Bảng 2.16: Kiểm định One-sample t-test đối với yếu tố sự hấp dẫn của bản thân công việc

Sự hấp dẫn của bản thân công việc Giá trị trung bình

Sig (2 – tailed) Được chủ động và chịu trách nhiệm trong cách thức

thực hiện công việc của mình 3,27 0,000

Không phải chịu áp lực công việc quá cao 3,04 0,000 Có thể cân bằng giữa cuộc sống cá nhân và công

việc tại công ty 3,16 0,000

Công việc tạo ra sự thu hút và hấp dẫn anh/chị 3,27 0,000 Công việc có nhiều thách thức, tạo cơ hội cho

anh/chị tự do sáng tạo và phát triển bản thân 3,33 0,000 (Nguồn: Phân tích số liệu SPSS) Dựa vào giá trị trung bình của các yếu tố sự hấp dẫn bản thân công việc đi từ 3,04 đến 3,33. Điều này cho thấy những nhận định đưa ra mới đáp ứng ở mức độ trung lập trong thang đo, vậy công ty cần phải có chính sách đến việc tạo động lực người lao động thông qua yếu tố sự hấp dẫn bản thân công việc, người lao động ngoài những nhu

Trường Đại học Kinh tế Huế

cầu lương thưởng, phúc lợi, môi trường làm việc hiểu quả cũng muốn không ngừng nâng cao trình độ, tay nghề, có tính thách thức.

Kiểm định One-sample t-test trên cặp giả thuyết:

H0: giá trị trung bình của nhóm nhân tố sự hấp dẫn bản thân công việc ở mức độ đồng ý( =4)

H1: giá trị trung bình của nhóm nhân tố sự hấp dẫn bản thân công việc khác mức độ đồng ý( ≠4)

Với mức ý nghĩa 5%, kết quả kiểm định cho tất các các biến quan sát giá trị Sig=0,000<0,05, như vậy đủ bằng chứng thống kê bác bỏ H0, chấp nhận H1. Mặt khác, tất cả giá trị t<0, nên giá trị trung bình của nhóm nhân tố sự hấp dẫn công việc là thấp hơn 4.

2.5.5. Đánh giá sự khác biệt đối với các mong đợi nhận được từ công ty Bảng 2.17: Đánh giá mức độ quan trọng về các mong đợi từ công ty

Chỉ tiêu

Mức độ đánh giá (%) Quan

trọng nhất

Quan trọng nhì

Quan trọng ba

Quan trọng tư

Quan trọng năm

Quan trọng sáu

Thu nhập cao 40,0 26,9 18,1 8,8 6,3 0

Công việc ổn định 8,1 26,9 23,8 29,4 11,9 0

Danh vọng, địa vị 6,3 8,8 8,8 19,4 56,9 0

Cơ hội thăng tiến 24,4 24,4 27,5 18,1 5,6 0

Điều kiện, môi

trường làm việc 20,6 14,4 21,9 24,4 18,8 0

Khác 0 0 0 0 0 0

(Nguồn: Phân tích số liệu spss) Đối với các mức độ đánh giá về mong đợi của đội ngũ nhân viên tại công ty ta thấy rằng yếu tố thu nhập cao chiếm nhiều nhất 40,0%. Mức độ đánh giá quan trọng hai là yếu tố công việc ổn định chiếm 26,9%. Về mức độ đánh giá quan trọng ba thì yếu tố cơ hội thăng tiến chiếm 27,5%. Mức độ quan trọng tư thì điều kiện môi trường

Trường Đại học Kinh tế Huế

làm việc được đánh giá nhiều nhất 24,4%. Mức độ quan trọng thứ năm thì danh vọng địa vị chiếm nhiều nhất. Vậy theo đa số nhân viên làm việc tai công ty thì thứ tự mức độ đánh giá các yếu tố mong đợi như sau: Mong đợi quan trọng nhất là thu nhập cao, thứ hai là công việc ổn định, thứ ba là cơ hội thăng tiến, thứ tư là điều kiện môi trường làm việc và cuối cùng là danh vọng và địa vị.

2.5.6. Phân tích hồi quy

2.5.6.1. Xây dựng mô hình hồi quy

Sau khi tiến hành phân tích nhân tố khám phá, nhóm các biến theo từng yếu tố, nghiên cứu tiếp tục tiến hành phân tích hồi quy. Mô hình hồi quy mà nghiên cứu áp dụng là mô hình hồi quy đa biến để xem xét mối liên hệ giữa biến phụ thuộc (Động lực làm việc) với các biến độc lập (6 yếu tố cụ thể). Phân tích hồi quy dữ liệu sẽ cho thấy được các yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc, đồng thời cho biết mức độ tác động của các yếu tố và mức độ giải thích của tất cả các yếu tố đến động lực làm việc của người lao động.

Trong mô hình phân tích hồi quy, biến phụ thuộc là biến “Động lực làm việc”.

Các biến độc lập là các nhân tố được rút trích ra từ các biến quan sát từ phân tích nhân tố EFA. Mô hình hồi quy như sau :

DLLV = β₀ + β₁*SHDCV + β₂*LTVPL + β₃*CHPT + β₄ *NS + β₅*BTSXCV + β₆*DK Trong đó:

DLLV: Giá trị của biến phụ thuộc là Động lực làm việc

SHDCV: Giá trị của biến độc lập thứ nhất là sự hấp dẫn bản thân công việc LTVPL: Giá trị của biến độc lập thứ hai là lương thưởng và phúc lợi CHPT: Giá trị của biến độc lập thứ ba là cơ hội phát triển và thăng tiến NS: Giá trị của biến độc lập thứ tư là môi trường nhân sự

BTSXCV: Giá trị của biến độc lập thứ năm là bố trí và sắp xếp công việc

Trường Đại học Kinh tế Huế

β₀: Hằng số

β_i: Hệ số hồi quy riêng từng phần (i > 0) e_i: sai số của phương trình hồi quy - Các giả thuyết trong mô hình:

2.5.6.2. Kiểm định mô hình - Kiểm định độ phù hợp

Kết quả của việc xây dựng mô hình hồi quy đa biến bằng phần mềm SPSS cho ta kết quả ở bảng tóm tắt mô hình dưới đây:

Bảng 2.18: Mô hình tóm tắt sử dụng phương pháp Enter

Mô

hình R R²

R² hiệu chỉnh

Sai số ước lượng

Thống kê thay đổi

Durbin-Watson R²

thay đổi

F thay

đổi df1 df2

Sig. F thay

đổi 1

0,921^a 0, 848 0, 839 0,40164006 0, 848 95,450 6 103 0,000 1,854

(Nguồn: Phân tích số liệu SPSS) Độ phù hợp của mô hình được thể hiện qua giá trị R² điều chỉnh (Adjusted R Square). Kết quả ở bảng trên cho thấy, mô hình 6 biến độc lập có giá trị R² điều chỉnh cao nhất là 0,848 > 0,5 thõa mãn điều kiện hồi quy, có nghĩa là mô hình hồi quy giải thích được 84,8% sự biến thiên của biến động lực làm việc. Như vậy, mô hình có giá trị giải thích ở mức trung bình. Các bước tiếp theo sẽ sử dụng mô hình hồi quy gồm 6 biến độc lập này để phân tích.

Trường Đại học Kinh tế Huế

- Kiểm định F

Giả thuyết H0 đặt ra đó là: β1 = β2 = β3 = β4 = β5 = β6 = 0.

Bước tiếp theo trong phân tích hồi quy đó là thực hiện kiểm định F về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể, xem biến phụ thuộc có liên hệ tuyến tính với toàn bộ biến độc lập hay không.

Bảng 2.19: Kiểm định độ phù hợp của mô hình ANOVA^b

Mô hình Tổng bình phương Df

Trung bình

bình phương F Sig.

1 Hồi quy 92,385 6 15,397 95,450 0,000^a

Số dư 16,615 103 0,161

Tổng 109,000 109

(Nguồn: Phân tích số liệu SPSS) Kết quả phân tích ANOVA cho thấy giá trị Sig = 0,000 rất nhỏ. Như vậy đủ điều kiện để bác bỏ giả thiết H0. hay các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5, H6 được chấp nhận ở mức ý nghĩa là 95% nên có thể kết luận mô hình hồi quy phù hợp.Như vậy mô hình hồi quy thu được khá tốt.

2.5.6.3. Dò tìm các vi phạm giả định cần thiết - Giả định về phân phối chuẩn của phần dư

Tính chất phân phối của phần dư thể hiện qua biểu đồ tần số Histogram:

Trường Đại học Kinh tế Huế

Biểu đồ 2.9. Tần số Histogram của phần dư chuẩn hóa

Với Mean = 1,44E-15 và độ lệch chuẩn Std. Dev = 0,984 tức gần bằng 1, có thể kết luận rằng giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm.

Giả định tính độc lập của sai số

Đại lượng Durbin – Watson được dùng để kiểm định tương quan của các sai số kề nhau. Giả thuyết khi tiến hành kiểm định này là:

H0: hệ số tương quan tổng thể của các phần dư bằng 0.

Thực hiện hồi quy cho ta kết quả về trị kiểm định d của Durbin – Watson trong bảng tóm tắt mô hình bằng 1,854. Theo điều kiện hồi quy, giá trị Durbin – Watson phải nằm trong khoảng 1,6 đến 2,6.

Trường Đại học Kinh tế Huế

Giá trị d tính được rơi vào miền chấp nhận giả thuyết có tự tương quan. Như vậy mô hình vi phạm giả định về hiện tượng tự tương quan.

- Giả định không có hiện tượng đa cộng tuyến

Bảng 2.20: Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến

Mô hình

Đo lường đa cộng tuyến Độ chấp

nhận Hệ số phóng đại phương sai (Hằng số)

1

Sự hấp dẫn bản thân công việc 1.000 1.000

Lương thưởng và phúc lợi 1.000 1.000

Cơ hội phát triển và thăng tiến 1.000 1.000

Môi trường nhân sự 1.000 1.000

Bố trí và sắp xếp công việc 1.000 1.000

Điều kiện làm việc 1.000 1.000

(Nguồn: Phân tích số liệu SPSS) Với độ chấp nhận (Tolerance) lớn và hệ số phóng đại phương sai (Variance Inflation Factor - VIF) của các biến nhỏ, mô hình hồi quy không vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến. Mô hình hồi quy vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến khi có giá trị VIF lớn hơn hay bằng 10.

Trường Đại học Kinh tế Huế

2.5.6.4. Kết quả phân tích hồi quy đa biến và đánh giá mức độ quan trọng của từng nhân tố

Bảng 2.21: Kết quả phân tích hồi quy đa biến

Mô hình

Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa

Hệ số hồi quy chuẩn

hóa T Sig.

B

Độ lệch chuẩn

Beta

(Hằng số) 1,010 0,362 0,000 1,000

1

Sự hấp dẫn bản thân công

việc 0,167 0,163 0,159 4,126 0,000

Lương thưởng và phúc lợi 0,340 0,158 0,318 8,274 0,000 Cơ hội phát triển và thăng

tiến 0,199 0,124 0,125 3,257 0,002

Môi trường nhân sự 0,145 0,144 0,053 1,377 0,171 Bố trí và sắp xếp công

việc 0,124 0,138 0,028 0,740 0,461

Điều kiện làm việc 0,856 0,147 0,838 21,775 0,000 (Nguồn: phân tích số liệu SPSS) Kết quả hồi quy cho thấy cả 6 nhân tố là sự hấp dẫn bản thân công việc, lương thưởng và phúc lợi, cơ hội phát triển và thăng tiến, điều kiện làm việc có quan hệ tuyến tính thuận chiều với động lực của người lao động (Sig.<0,05). Nhân tố môi trường nhân sự và nhân tố bố trí và sắp xếp công việc cho thấy nó không có ý nghĩa trong mô hình ( Sig. > 0,05) vì vậy ta loại bỏ hai biến này.

Phương trình hồi quy tổng quát của mô hình được viết lại như sau:

Đánh giá chung của nhân viên về sự đáp ứng động cơ làm việc = 0,159 * sự hấp dẫn bản thân công việc + 0,318 * lương thưởng và phúc lợi + 0,125 * cơ hội phát triển và thăng tiến + 0,838 * điều kiện làm việc.

Trường Đại học Kinh tế Huế

Ta thấy, nhân tố điều kiện làm việc có mức ảnh hưởng cao nhất (ß₆ = 0,838).

Kết quả này có thể được giải thích là hiện nay việc tạo điều kiện làm việc đang được quan tâm hàng đầu đối với người lao động. Khi đó người lao động sẽ lựa chọn những công ty có điều kiện làm việc tốt, ổn định và có thể giải thích là khi làm việc trong một trường thật sự an toàn, đảm bảo được sức khỏe của người lao động và đầy đủ trang thiết bị máy móc, đuổi kịp công nghệ là một việc làm góp phần nâng cao năng suất cho công ty đồng thời nâng cao tay nghề cho người lao động. Sự hài lòng về điều kiện làm việc tăng lên 1 đơn vị thì đánh giá chung tăng lên 0,838 đơn vị.

Nhân tố lương thưởng và phúc lợi cũng là một nhân tố có ảnh hưởng khá nhiều tới động cơ làm việc của nhân viên và xếp ở vị trí thứ hai (ß2 = 0,318), người lao động có thể sẽ lựa chọn những công ty có mức tiền lương cao, chính sách phù hợp. Vì vậy các công ty cần đặc biệt chú ý hơn trong việc xây dựng chế độ lương thưởng. Khi động cơ về lương thưởng và phúc lợi tăng lên 1 đơn vị thì đánh giá chung tăng lên 0,318 đơn vị.

Nhân tố Sự hấp dẫn bản thân công việc xếp ở vị trí thứ ba (ß₁ = 0,159), có thể nhận thấy rằng sự hấp dẫn bản thân công việc góp phần không nhỏ trong việc giữ chân người lao động có tay nghề cao. Cụ thể sự hài lòng về động cơ sự hấp dẫn về bản thân công việc tăng lên 1 đơn vị thì đánh giá chung tăng lên 0,159 đơn vị.

Nhân tố Cơ hội phát triển và thăng tiến cũng ảnh hưởng nhiều đến sự thỏa mãn của người lao động (ß3 = 0,125), có thể giải thích việc tạo cơ hội phát triển và thăng tiến cho người lao động sẽ giúp cho người lao động có động lực làm việc và sáng tạo hơn.Vì vậy công ty nên tạo điều kiện để người lao động có thể nâng cao được kiến thức cho bản thân và làm việc hết khả năng của mình. Cụ thể sự hài lòng về cơ hội phát triển và thăng tiến tăng lên 1 đơn tăng vị thì đánh giá chung tăng lên 0,125 đơn vị.

Trường Đại học Kinh tế Huế

Hình 2.1: Kết quả xây dựng mô hình nghiên cứu 2.5.6.5. Kiểm định các giả thuyết của mô hình nghiên cứu

- Giả thuyết H1: Giả thuyết về sự hấp dẫn bản thân công việc có ảnh hưởng tới sự tác động của người lao động. Có hệ số chuẩn hóa beta = 0,159 (t= 4,126, sig=0,000). Như vậy giả thuyết này được chấp nhận, nghĩa là sự hấp dẫn bản thân công việc có ảnh hưởng tới sự tác động của người lao động và sự hấp dẫn bản thân công việc càng thực hiện tốt càng tạo động lực làm việc cho người lao động.

- Giả thuyết H2: Giả thuyết lương thưởng và phúc lợi về có ảnh hưởng tới tác động của người lao động. Có hệ số chuẩn hóa beta = 0,318 (t= 8,274, sig =0,000). Vì vậy giả thuyết này được chấp nhận, nghĩa là tiền lương và các đãi ngộ tài chính có ảnh hưởng tới sự tác động của người lao động và tiền lương và các đãi ngộ tài chính càng thực hiện tốt càng tạo động lực làm việc cho người lao động.

- Giả thuyết H3: Giả thuyết về cơ hội phát triển và thăng tiến. Có hệ số chuẩn hóa beta= 0,125 (t= 3,257, sig = 0,002). Vì vậy giả thuyết này được chấp nhận, cơ hội phát triển và thăng tiến ảnh hưởng cao tới sự tác động của người lao động và cũng có ảnh hưởng cùng chiều. Nếu cơ hội phát triển và thăng tiến càng đáp ứng được yêu cầu

Sự hấp dẫn bản thân công việc

Lương thưởng và phúc lợi

Cơ hội phát triển và thăng tiến

Điều kiện làm việc

Động lực làm việc của nhân viên 0,159

0,318

0,125

0,838

Trường Đại học Kinh tế Huế

Trong tài liệu GIẢI PHÁP THÚC ĐẨY ĐỘNG LỰC LÀM VIỆC CHO NGƯỜI LAO ĐỘNG TẠI CÔNG TY CỔ PHẦN THÀNH ĐẠT (Trang 66-76)