Phần II : NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Chương 2: THỰC TRẠNG XÂY DỰNG VĂN HÓA DOANH NGHIỆP VÀ ẢNH
2.3 Ảnh hưởng của văn hóa doanh nghiệp đến động lực làm việc của nhân viên tại
2.3.3 Đánh giá mức độ ảnh hưởng của văn hóa doanh nghiệp đến động lực làm việc
2.3.3.2 Hàm hồi quy
Mô hình hồi quy được sử dụng là hồi quy tuyến tính bội, nhằm đo lường mức tác động của các biến động lập là các yếu tố hình thành nên VHDNđến biến phụ thuộc là động lực làm việc của nhân viên với công ty. Các biến của mô hình hồi quy được rút trích từ kết quả phân tích EFA và được xây dựng tổng quát như sau:
Mô hình hồi quy:
ĐL = + *GT + *BN + *PT + *CB + *RR + *KH + *ĐT
+ *HQ + *BT + Trong đó:
GT, BT, PT, CB, RR, KH, ĐT,HQ, BT là các biến độc lập ĐL: là biến phụ thuộc
: hệ số hồi quy riêng của biến độc lập thứ i : Sai số thực (phần dư)
Các giả thuyết cho mô hình:
: Các giả thuyết không có mối tương quanvới sự cam kết gắn bó với tổ chức : Nhân tố GT = Giao tiếp trong tổ chức có mối tương quan cùng chiều với động lực làm việc của nhân viên với công ty.
: Nhân tố MT1 = Môi trường làm việc chịu tác động bên ngoài có mối tương quan cùng chiều với động lực làm việc của nhân viên với công ty.
: Nhân tố PT = Phần thưởng và sự công nhận có mối quan hệ cùng chiều với động lực làm việc của nhân viên với công ty.
: Nhân tố CB = Sự công bằng và nhất quán trong quản trị có mối quan hệ cùng chiều với động lực làm việc của nhân viên với công ty.
: Nhân tố RR = Chấp nhận rủi ro từ ý tưởng sáng tạo và cải tiến có mối quan hệ cùng chiều với động lực làm việc của nhân viên với công ty.
: Nhân tố KH = Định hướng về kế hoạch tương lai có mối quan hệ cùng chiều với động lực làm việc của nhân viên với công ty.
: Nhân tố ĐT = Đào tạo và phát triển có mối quan hệ cùng chiều với động lực làm việc của nhân viên với công ty.
Trường Đại học Kinh tế Huế
: Nhân tố HQ = Hiệu quả trong công việc ra quyết định có mối quan hệ cùng chiều với động lực làm việc của nhân viên với công ty.
: Nhân tố MT2 = Môi trường làm việc chịu tác động bên trong có mối tương quan cùng chiều với động lực làm việccủa nhân viên với công ty.
∎Kiểm định hệ số tương quan:
Xét ma trận hệ số tương quan để kiểm định hệ số tương quan nhằm kiểm tra mối quan hệ tuyến tính giữa các biến độc lập với biến phù thuộc và giữa các biến độc lập với nhau. Hệ số tương quan giữa các biến độc lập (các khía cạnh của VHDN) với các biến phụ thuộc (động lực làm việc của nhân viên với công ty), nếu hệ số tương quan càng lớn chứng tỏ chúng có mối quan hệ với nhau và phân tích hồi quy tuyến tính là phù hợp. Hệ số tương quan dương (+) biểu hiện mối quan hệ cùng chiều, hệ số tương quan âm (-) biểu hiện mối quan hệ ngược chiều.
Bảng 30: Hệ số tương quan
GT MT1 PT CB RR KH ĐT HQ MT2
ĐL Giá trị Sig.
0,032 0,000 0,000 0,001 0,002 0,042 0,042 0,000 0,192
(Nguồn: Số liệu điều tra và xử lý của tác giả) Thông qua bảng trên, ta thấy được kết quả nghiên cứu cho thấy giữa các nhân tố có mối quan hệ với biến phụ thuộc động lực làm việc của nhân viên với công ty. Đối với các biến giao tiếp trong tổ chức; môi trường làm việc chịu tác động bên ngoài;
phần thưởng và sự công nhận; sự công bằng và nhất trí trong quản trị; chấp nhận rủi ro từ ý tưởng sáng tạo và cải tiến; định hướng về kế hoạch tương lai; đào tạo và phát triển và biến hiệu quả trong công việc ra quyết định có giá trị Sig. < 0,05. Điều này, có nghĩa là bác bỏ , tức là các biến trên có mối quan hệ tương quan với biến phụ thuộc.
Ngoài ra, biến môi trường làm việc chịu tác động bên trong có giá trị Sig. > 0,05, do vậy chưa đủ cơ sở bác bỏ , nghĩa là biến này không có tương quan tuyến tính với ĐL. Do đó, có 1 biến tiếp tục bị loại khỏi mô hình và không được sử dụng cho các bước tiếp theo.
Trường Đại học Kinh tế Huế
∎Đánh giá độ phù hợp (độ tin cậy) của mô hình Bảng 31: Đánh giá độ phù hợp của mô hình
Mô hình R hiệu chỉnh Sai số của ước
lượng
1 0,532 0,502 0,706
(Nguồn: Số liệu điều tra và xử lý của tác giả) Từ bảng trên, cho thấy giá trị = 0,532 = 53,2% > 40%, do đó, với mức ý nghĩa 5%, mô hình hồi quy giải thích được 53,2% sự biến phụ thuộc (Động lực làm việc) do sự biến thiên của các biến độc lập (giao tiếp trong tổ chức; môi trường làm việc chịu tác động bên ngoài; phần thưởng và sự công nhận; sự công bằng và nhất trí trong quản trị; chấp nhận rủi ro từ ý tưởng sáng tạo và cải tiến; định hướng về kế hoạch tương lai; đào tạo và phát triển và biến hiệu quả trong công việc ra quyết định).
Còn lại 46,8% là sự ảnh hưởng của những biến ngoài mô hình hoặc do sai số ngẫu nhiên. Vậy mô hình hồi quy đưa ra phù hợp với dữ liệu nghiên cứu ở mức 5%.
∎Kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mô hình Giả thuyết:
:
: Có ít nhất một biến độc lập có liên hệ (có ảnh hưởng) đến biến phụ thuộc.
Để kiểm định độphù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính đa bội ta dùng giá trị Fởbảng phân tích phươngsai ANOVA sau:
Theo kết quảkiểm định phương sai ở bảng 43, ta thấy với giá trịF = 17,660 và giá trị Sig. < 0,05 cho biết rằng với độ tin cậy 95% có đủ bằng chứng thống kê để bác bỏ giảthuyết , tức là bác bỏ giả thuyết giữa các biến không có mối tương quan với nhau. Nghĩa là, giữa biến phụ thuộc có mối quan hệ tuyến tính với toàn bộ tập hợp các biến độc lập. Mô hình phù hợp với tập dữ liệu và có thể suy rộng ra cho toàn tổng thể.
Bảng 32: Kiểm định phương sai ANOVA về độ phù hợp của mô hình Mô hình Tổng các bình
phương
df Bình phương trung bình
F Sig.
1 Hồi quy 79,220 9 8,802 17,660 ,000b
Phần dư 69,780 140 ,498
Tổng cộng 149,000 149
Trường Đại học Kinh tế Huế
∎Kiểm định giả thuyết về từng hệ số hồi quy riêng phần
Bảng 33: Kiểm định giả thuyết về từng hệ số hồi quy riêng phần Biến phụ
thuộc
GT MT1 PT CB RR KH ĐT HQ MT2
Giá trị Sig. 0,010 0,000 0,000 0,000 0,000 0,016 0,015 0,000 0,217 (Nguồn: Số liệu điều tra và xử lý của tác giả) Theo bảng trên cho thấy, mức ý nghĩa của t (Sig.) của các biến: Giao tiếp trong tổ chức (0,010); Môi trường làm việc chịu tác động bên ngoài (0,000); Phần thưởng và sự công nhận (0,000); Sự công bằng và nhất quán trong quản trị (0,000); Chấp nhận rủi ro từ ý tưởng sáng tạo và cải tiến(0,000); Định hướng về kế hoạch tương lai (0,016); Đào tạo và phát triển (0,015); Hiệu quả trong công việc ra quyết định (0,000) đều đạt yêu cầu là giá trị Sig. < 0,05, điều này cho thấy các biến trên có ý nghĩa trong mô hình, nghĩa là sự biến thiên tăng hay giảm hệ số của từng biến này đều có mức ảnh hưởng đến động lực làm việc của nhân viên với công ty tại Mobifone tỉnh Thừa Thiên Huế. Bên cạnh đó, biến Môi trường làm việc chịu tác động bên trong bị loại do có mức ý nghĩa Sig. > 0,05. Như vậy, kết quả cuối cùng cho thấy có đến 8 biến có mức ảnh hưởng đến động lực làm việc của nhân viên với công ty.
Do có yếu tố tác động không có ý nghĩa thống kê vào việc tạo động lực làm việc cho nhân viên, do vậy phương trình hồi quy được ước lượng trở lại cho các yếu tố ảnh hưởng, bao gồm: Giao tiếp trong tổchức; Môi trường làm việc chịu tác động bên ngoài; Phần thưởng và sựcông nhận; Sựcông bằng và nhất quán trong quản trị; Chấp nhận rủi ro từý tưởng sáng tạo và cải tiến; Định hướng vềkếhoạch tương lai; Đào tạo và phát triển; Hiệu quảtrong công việc ra quyết định.
∎ Giả định không có tính độc lập của sai số (hay không có tương quan giữa các phần dư).
Giả thuyết:
: Hệ số tương quan tổng thể của các phần dư bằng 0 : Hệ số tương quantổng thể của các phần dư khác 0
Trường Đại học Kinh tế Huế
Bảng 34: Kiểm định tính độc lập của sai số
Mô hình Durbin - Watson
1 2,038
(Nguồn: Số liệu điều tra và xử lý của tác giả) Từ kết quả bảng trên, cho thấy giá trị Durbin – Watson là 2,038 nằm trong khoảng từ 1,6 –2,6; dođó, với mức ý nghĩa 5%, mô hình không có hiện tượng tương quan.
∎Giả định không có hiện tượng đa cộng tuyến
Bảng 35: Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
GT MT1 PT CB RR KH ĐT HQ
Giá trị VIF
1,000 1,000 1,000 1,000 1,000 1,000 1,000 1,000
(Nguồn: Số liệu điều tra và xử lý của tác giả) Theo kết quả bảng trên, cho thấy tất cả hệ số phóng đại phương sai (VIF) đều nhỏ hơn 10 nên với mức ý nghĩa 5%, do đó mô hình không có dấu hiệu đa cộng tuyến.
∎Giả định phần dư có phân phối chuẩn
Theo kết quảtừbiểu đồ 6 (phần phụlục) ta thấy được, một đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số. Đường cong này có dạng hình chuông, phù hợp với dạng đồ thị của phân phối chuẩn. Giá trị trung bình Mean gần bằng 0, độlệch là 0,969 gần bằng 1. Như vậy có thể nói, phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn. Do đó, có thểkết luận rằng phân phối chuẩn của phần dư không vi phạm.
∎Giả định liên hệ tuyến tính
Dựa vào biểu đồ 7 (phần phụ lục), ta có thể nhận thấy các điểm phân bố phần dư phân tán một cách ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đường hoành độ 0. Do đó, ta kết luận giả định liên hệ tuyến tính và phương sai bằng nhau được thõa mãn.
∎Hàm hồi quy
Ta tiến hành xây dựng mô hình hồi quy với 8 biến phụ thuộc làĐộng lực làm việc của nhân viên với công ty và 8 biến độc lập lần lượt là: Giao tiếp trong tổ chức; Môi trường làm việc chịu tác động bên ngoài; Phần thưởng và sự công nhận; Sự công
Trường Đại học Kinh tế Huế
Định hướng về kế hoạch tương lai; Đào tạo và phát triển; Hiệu quả trong công việc ra quyết định.
Bảng 36: Mô hình hồi quy
Yếu tố tác động Hệ số không chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa
B Sai số B
Hằng số 7.277E-017 0,058
GT 0,152 0,058 0,152
MT1 0,364 0,058 0,364
PT 0,346 0,058 0,346
CB 0,253 0,058 0,253
RR 0,237 0,058 0,237
KH 0,141 0,058 0,141
ĐT 0,142 0,058 0,142
HQ 0,301 0,058 0,301
(Nguồn: Số liệu điều tra và xử lý của tác giả) Kết quả phân tích các hệ số hồi quy cho thấy được rằng, các hệ số hồi quy đều
> 0 thể hiện rằng các yếu tố trong môhình hồi quy đều có tác động dương (ảnh hưởng tỷ lệ thuận) đến động lực làm việc của nhân viên với công ty tại Mobifone tỉnh Thừa Thiên Huế với độ tin cậy 95%.
Hệ số Beta chuẩn hóa dùng để đánh giá mức độ quan trọng của các yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của nhân viên với công ty. Hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố nào càng cao thì mức độ quan trọng của nhân tố đó ảnh hưởng đến động lực làm việc của nhân viên với công ty càng cao. Kết quảphân tích hồi quy của mô hình lý thuyết được thể hiện ở bảng trên, cho thấy: Môi trường làm việc chịu tác động bên ngoài (0,364); Phần thưởng và sự công nhận (0,346); Hiệu quả trong công việc ra quyết định (0,301); Sự công bằng và nhất quán trong quản trị(0,253); Chấp nhận rủi ro từ ý tưởng sáng tạo và cải tiến (0,237); Giao tiếp trong tổ chức (0,152);Đào tạo và phát triển(0,142); Định hướng về kế hoạch tương lai(0,141).
Trường Đại học Kinh tế Huế
Như vậy, ta có thể rút ra mô hình hồi quy với các biến có hệ số chuẩn hóa như sau:
ĐL = 7.277E-017 + 0,125*GT + 0,364*MT1 + 0,346*PT + 0,253*CB + 0,237*RR + 0,141*KH + 0,142*ĐT + 0,301*HQ
Động lực gắn bó = 7.277E-017 + 0,125*Giao tiếp trong tổ chức + 0,364*Môi trường làm việc chịu tác động bên ngoài +0,346*Phần thưởng và sự công nhận + 0,253*Sựcông bằng và nhất quán trong quản trị + 0,237* Chấp nhận rủi ro từý tưởng sáng tạo và cải tiến + 0,141*Định hướng về kế hoạch tương lai + 0,141*Đào tạo và phát triển + 0,301*Hiệu quảtrong công việc ra quyết định
Từmô hình hồi quy ta thấy:
- Khi các biến GT, MT1, PT, CB, RR, KH, ĐT, HQ bằng 0 ( GT=0, MT1=0, PT=0, CB=0, RR=0, KH=0, ĐT=0, HQ=0) thì động lực làm việc của nhân viên là 7.277E-017đơn vị.
- Hệ số hồi quy của nhân tố “Giao tiếp trong tổ chức” = 0,125>0, biến GT tác động đến ĐL theo chiều dương, nghĩa là khi giao tiếp trong tổ chức tăng lên 1 đơn vị thì động lực làm việc của nhân viên tăng lên 0,125 đơn vị.
- Hệ số hồi quy của nhân tố “Môi trường làm việc chiu tác động bên ngoài” = 0,364>0, biến MT1 tác động thuận chiều đến ĐL, nghĩa là khi môi trường làm việc chịu tác động bên ngoài tăng lên 1 đơn vịthìđộng lực làm việc của nhân viên tăng lên 0,364 đơn vị.
- Hệ số hồi quy của nhân tố “Phần thưởng và sự công nhận” =0,346>0, biến PT tác động thuận chiều đến biến ĐL, nghĩa là khi phần thưởng và sự công nhận tăng lên 1 đơn vị thì động lực làm việc của nhân viên tăng lên 0,346 đơn vị.
- Hệ số hồi quy của nhân tố “ Sự công bằng và nhất quán trong quản trị” = 0,253>0, biến CB tác động đến biến ĐL thuận chiều, nghĩa là khi sự công bằng và nhất trí trong quản trị tăng lên 1 đơn vị thìđộng lực làm việc của nhân viên tăng lên 0,253 đơn vị.
- Hệ số hồi quy của nhân tố “Chấp nhận rủi ro từ ý tưởng sáng tạo và cải tiến” = 0,237>0, cho thấy biến RR tác động thuận chiều đến ĐL, nghĩa là khi chấp nhận rủi ro từ ý tưởng sáng tạo tăng lên 1 đơn bị thì động lực làm việc cuả nhân viên tăng lên 0,237 đơn vị.
Trường Đại học Kinh tế Huế
- Hệ số hồi quy của nhân tố “Định hướng về kê hoạch tương lai” = 0,141>0, biến KH tcs động thuận chiều đến biến ĐL, có nghĩa là khi định hướng về kế hoạch tương lai tăng lên 1 đơn vị thì động lực làm việc của nhân viên tăng lên 0,141 đơn vị.
- Hệ số hồi của nhân tố “Đào tạo và phát triển” = 0,142>0, biến ĐT tác động đến biến ĐL theo chiều dương, có nghĩa là khi đào tạo và phát triển tăng lên 1 đơn vị thì động lực làm việc của nhân viên tăng lên 0,142 đơn vị.
- Hệ số hồi quy của nhân tố “Hiệu quả trong công việc ra quyết định” = 0,301>0, biến HQ tác động thuận chiều đến biến ĐL, có nghĩa là khi hiệu quả trong công việc ra quyết định tăng lên 1 đơn vị thìđộng lực làm việc của nhân viên tăng lên 0,301 đơn vị.
∎Tóm tắt chương 2:
Trongchương 2 này, đề tài đã trình bày những nội dung như sau:
Để tài đã trình bày thực trạng ảnh hưởng văn hóa doanh nghiệp đến động lực làm việc của nhân viên tại Mobifone tỉnh Thừa Thiên Huế.
Đánh giá độ tin cậy của thang đo thông qua hệ số Cronbach alpha, phân tích nhân tố cho các biến độc lập, có 9 nhân tố được rút ra với 42 biến quan sát, đó là các nhân tố: Giao tiếp trong tổ chức; Đào tạo và phát triển; Phần thưởng và sự công nhận; Hiệu quả trong công việc ra quyết định; Chấp nhận rủi ro từ ý tưởng sáng tạo và cải tiến;
Định hướng kế hoạch tương lai; Môi trường làm việc chịu tác động bên ngoài; Sự công bằng và nhất quán trong quản trị.
Phân tích hồi quy đa biến và kiểm định giả thuyết của mô hình cho thấy có 8 yếu tố với 42 biến quan sát có ảnh hưởng đến động lực làm việc của nhân viên, bao gồm:
Giao tiếp trong tổ chức; Môi trường làm việc chịu tác động bên ngoài; Phần thưởng và sự công nhận; Sự công bằng và nhất quán trong quản trị; Chấp nhận rủi ro từ ý tưởng sáng tạo và cải tiến; Định hướng kế hoạch tương lai; Đào tạo và phát triển; Hiệu quả trong công việc ra quyết định.