Mô hình hồi qui

Tương quan

Bảng 2.12: Phân tích tương quan

MT LTPL DTTT MQH SXCV DDCV GTBT

DLLV Pearson Correlation

0,399^** 0,409^** 0,409^** 0,266^** -0,019 -0,017 0,457^**

Sig. (2-tailed) 0,000 0,000 0,000 0,001 0,818 0,841 0,000

N 148 148 148 148 148 148 148

(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS) Từ kết quả trên ta thấy, các nhóm nhân tố “Sắp xếp công việc” và “Đặc điểm công việc” có giá trị sig lần lượt là 0,818 và 0,841 ta kết luận 2 nhóm nhân tố này không có sự tương quan với nhóm nhân tố động lực làm việc.

Bảng 2.13: Phân tích hồi quy các nhân tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của nhân viên

Model Summary

Model R R

Square

Adjusted R Square

Std.

Error of the Estimate

Change Statistics Durbin watson R

Square Change

F Change

df1 df2 Sig. F Change

1 0,728^a0,530 0,513 0,60705 0,530 31,968 5 142 0,000 1,970 a. Predictors: (Constant), TBGTBT, TBLTPL, TBMT, TBMQH, TBDTTT

(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS) Theo kết quả phân tích hồi quy, ta có hệsốR² điều chỉnh từR² của mô hình này là 51,3%, thểhiện rằngcác biến độc lập giải thích được 51,3% sự biến thiên của biến phụ thuộc. Như vậy, mô hình có giá trị giải thích đạt yêu cầu (lớn hơn 50%) điều này có nghĩa là 5 biến độc lập trong mô hình giải thích được 51,3% sựbiến thiên của biến phụ thuộc Động lực làm việc, còn lại là do sai số ngẫu nhiên hoặc các yếu tố khác ngoài mô hình. Kiểm định F sử dụng trong phân tích phương sai là một phép kiểm định giảthiết về độphù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể để xem xét biến phụ thuộc có liên hệ

Trường Đại học Kinh tế Huế

tuyến tính với toàn bộ tập hợp của các biến độc lập. Từ kết quả

trên ta thấy rằng trị số thống kê có giá trị Sig. = 0,000 < 0,05 cho thấy mô hình sử dụng là phù hợp.

Như vậy ta giả nhận định mô hìnhđưa ra giải thích được thực tế ở mức độ “khá tốt” và các biến độc lập có thểgiải thích tốt cho biến phụthuộc trong mô hình.

HệsốDurbin-Watson dùng đểkiểm định tương quan chuỗi bậc nhất cho thấy mô hình không bị vi phạm khi sửdụng phương pháp hồi quy bội vì giá trị Durbin-Watson đạt 1,970 (trong khoảng từ 0 đến 4) và chấp nhận giảthiết mô hình không có sự tương quan bậc nhất.

Kiểm định độ phù hợp của mô hình

Bảng 2.14: Kiểm định độphù hợp của mô hình ANOVA^b

Mô hình Tổng bình

phương Df Trung bình

bình phương F Mức ý

nghĩa.

Hồi quy 58,903 5 11,781 31,968 0,000^b

Số dư 52,328 142 0,369

Tổng 111,231 147

(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS) Kết quả phân tích ANOVA cho thấy giá trị Sig. của kiểm định F rất nhỏ so với 0,05, do đó ta kết luận là sự kết hợp của các biến hiện có trong mô hình có thể giải thích được thay đổi của biến phụthuộc.

Kết quảphân tích hồi quy đa biến

Phân tích được thực hiện bằng phương pháp Enter. Các biến được đưa vào cùng một lúc đểchọn lọc dựa trên tiêu chí chọn những biến có giá trị Sig nhỏ hơn 0,05.

Áp dụng phân tích hồi quy vào mô hình này, ta tiến hành phân tích hồi quy đa biến với 6 nhân tố và phương pháp phân tích được chọnở đây là phương pháp đưa vào một lượt Enter. Bảng tổng hợp kết quảphân tích hồi quy được trình bày như sau:

Trường Đại học Kinh tế Huế

Bảng 2.15: Kết quảhồi quy sửdụng phương pháp Enter

Mô hình

Hệ số hồi quy chưa chuẩn hoá

Hệ số hồi quy chuẩn

hoá T Sig. VIF

B Độ lệch

chuẩn Beta

(Hằng số)

-1,337 0,419 -3,188 0,002

Môi trường làm việc 0,390 0,072 0,317 5,453 0,000 1,023 Cảm nhận giá trị bản

thân 0,332 0,056 0,361 5,947 0,000 1,113

Lương thưởng và

phúc lợi 0,317 0,066 0,289 4,816 0,000 1,088

Đào tạo và thăng tiến 0,212 0,070 0,188 3,014 0,003 1,178 Mối quan hệ trong tổ

chức 0,182 0,066 0,160 2,737 0,007 1,028

(Nguồn: xử lý số liệu bằng phần mềm SPSS) Từ bảng kết quả hồi quy trên ta thấy, kết quả kiểm định các biến độc lập: Môi trường làm việc, Lương thưởng và phúc lợi, Đào tạo và thăng tiến, Mối quan hệ trong tổ chức, Cảm nhận giá trị của bản thân trong tổchức đều có giá trị thống kê T lớn và giá trị Sig = 0,00 < 0,05 cho thấy các biến nàyđưa vào mô hìnhđều có ý nghĩa thống kê và có quan hệ hay ảnh hưởng tác động lên biến phụ thuộc: Động cơ làm việc. Do đó, ta bác bỏ các giả thiết H1, H2, H3, H4, H7. Trong ta thấy 3 nhân tố ảnh hưởng nhiều nhất đến động lực làm việc của nhân viên là Môi trường làm việc, lương thưởng và phúc lợi , Cảm nhận giá trị bản thân trong tổchức.

Ta có mô hình hồi qui chuẩn hóa:

ĐLLV =0,361GTBT + 0,317MT + 0,289LTPL + 0,188DTTT + 0,160MQH Hệ số B = 0,317 có nghĩa là khi nhân tố MT tăng lên 1 đơn vị trong khi các yếu tố khác không đổi thì làm cho động lực làm việc của nhân viên tại Công ty Cổ phần viễn thông FPT chi nhánh Huế tăng lên tương ứng là 0,317 đơn vị.

Trường Đại học Kinh tế Huế

Hệ số B= 0,289có nghĩa là khi nhân tố LTPL tăng lên 1 đơn vị trong khi các yếu tố khác không đổi làm cho động lực làm việc của nhân viên tại Công ty Cổ phần viễn thông FPT chi nhánh Huế tăng lên 0,289 đơn vị.

Hệ số B= 0,188 có nghĩa là khi nhân tố DTTT tăng lên 1 đơn vị trong khi các yếu tố khác không đổi làm cho động lực làm việc của nhân viên tại Công ty Cổ phần viễn thông FPT chi nhánh Huế tăng lên 0,188 đơn vị.

Hệ số B= 0,160 có nghĩa là khi nhân tố MQH tăng lên 1 đơn vị trong khi các yếu tố khác không đổi làm cho động lực làm việc của nhân viên tại Công ty Cổ phần viễn thông FPT chi nhánh Huế tăng lên 0,160 đơn vị.

Hệ số B= 0,361 có nghĩa là khi nhân tố GTBT tăng lên 1 đơn vị trong khi các yếu tố khác không đổi làm cho động lực làm việc của nhân viên tại Công ty Cổ phần viễn thông FPT chi nhánh Huế tăng lên 0,361 đơn vị.

Như vậy, kết quả phân tích hồi quy cho thấy ba yếu tố MT, LTPL và GTBT có ảnh hưởng lớn nhất đến động lực làm việc của nhân viên tại Công ty Cổ phần Viễn thông FPT chi nhánh Huế. Hai yếu tố còn lại có ảnh hưởng khá đồng đến động lực làm việc của nhân viên tại Công ty Cổphần Viễn thông FPT chi nhánh Huế.

2.5.5. Kiểm định giá trị trung bình về mức độ ảnh hưởng của từng nhân tố đến

Trong tài liệu CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN ĐỘNG LỰC LÀM VIỆC CỦA NHÂN VIÊN TẠI CÔNG TY CỔ PHẦN VIỄN THÔNG FPT CHI NHÁNH HUẾ (Trang 66-70)