Kiểm định sự phù hợp của mô hình

SVTH: Nguyễn Bảo Trâm 72 Phát, đó là “Lương thưởng và phúc lợi”, “Môi trường làm việc”, “Đào tạo và phát triển nhân lực”, “Khả năng thăng tiến”, “Quan hệ với đồng nghiệp”, “Ban lãnh đạo”

Như vậy, trong quá trình kiểm tra độ tin cậy của thang đo và sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA không có biến quan sát nào bị loại ra khỏi mô hình.

mức ý nghĩa Sig. tương ứng để làm căn cứ cho kết luận được chính xác hơn, từ đó đưa ra giải pháp mang tính thuyết phục hơn.

Kết quả của mô hình giúp ta xác định chiều hướng và mức độ ảnh hưởng của các yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của công nhận nhà máy may 1 tại Công ty Cổ phần Đầu tư Dệt may Thiên An Phát.

2.3.3.3 Phân tích hồi quy

Nghiên cứu chọn phương pháp Enter để phân tích hồi quy chọn lọc dựa trên tiêu chí chọn những nhân tố có mức ý nghĩa Sig. < 0,0,5, những nhân tố có giá trị Sig.

>0,05 sẽ bị loại khỏi mô hình và không tiếp tục nghiên cứu nhân tố đó nữa.

Kết quả phân tích hồi quy được tổng hợp ở bảng dưới đây:

Bảng 2.25: Hệ số phân tích hồi quy Hệ số chưa chuẩn hoá Hệ số chuẩn

hoá

t Sig. VIF

B Độ lệch chuẩn Beta

Hằng số

0,603 0,467 1,293 0,199

LTPL 0,197 0,085 0,173 2,301 0,23 1,514

MT 0,237 0,089 0,200 2,661 0,009 1,507

DT 0,015 0,053 0,019 0,288 0,774 1,110

TT 0,279 0,071 0,290 3,916 0,000 1,464

DN -0,117 0,066 -0,114 -1,768 0,080 1,101

LD 0,317 0,082 0,299 3,845 0,000 1,613

(Nguồn: Kết quả điều tra xử lí của tác giả 2019) Giá trị Sig. tại các phép kiểm định của các biến độc lập được đưa vào mô hình

“ lương thưởng và phúc lợi”, “môi trường làm việc”, “khả năng thăng tiến”, “ban lãnh đạo” đều nhỏ hơn 0,05 chứng tỏ các biến độc lập này có ý nghĩa thống kê trong mô hình.

Đối với 2 biến độc lập“Đào tạo và phát triển nhân lực” có giá trị Sig. là 0,774

> 0,05 và“Quan hệ với đồng nghiệp” có giá trị Sig. là 0,080 > 0,05 nên 2 biến này bị

Trường Đại học Kinh tế Huế

SVTH: Nguyễn Bảo Trâm 74 loại khỏi mô hình hồi quy. Ngoài ra hằng số trong mô hình có giá trị Sig. 0,199 > 0,05 nên cũng sẽ bị loại khỏi mô hình hồi quy.

Do đó, phương trình hồi quy được xác định như sau:

DL= 0,173LTPT+0,200MT+0,290TT+0,299LD+ ei

Có 4 nhân tố đó là “lương thưởng và phúc lợi”, “môi trường làm việc”, “khả năng thăng tiến”, “ban lãnh đạo” ảnh hưởng đến “ động lực làm việc” của công nhân của nhà máy May 1 tại Công ty Cổ phần Đầu tư Dệt may Thiên An Phát.

Các hệ số Beta đều mang dấu dương chứng tỏ rằng các biến độc lập có quan hệ cùng chiều với biến phụ thuộc “Động lực làm việc”, nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu một biến độc lập tăng lên thì biến phụ thuộc cũng tăng lên và ngược lại. Nhìn vào mô hình trên có thể thấy hệ số Beta của nhân tố “Ban lãnh đạo”

có giá trị lớn nhất, cụ thể là trong điều kiện những yếu tố khác không thay đổi, khi biến “Ban lãnh đạo” tăng thêm 1 đơn vị thì “Động lực làm việc” của công nhân nhà máy May 1 sẽ tăng thêm 0,299 đơn vị. Điều này chứng tỏ rằng vấn đề ảnh hưởng lớn nhất tới động lực làm việc của công nhân tại nhà máy May 1 đó chính là Ban lãnh đạo.

Không ít người muốn làm việc và gắn bó lâu dài với công ty bởi vì công ty có một ban lãnh đạo tài giỏi, quan tâm đến nhân viên, công nhân của mình. Do đó, “Ban lãnh đạo”

chính là yếu tố quyết định lớn nhất đến động lực làm việc của mỗi công nhân ở nhà máy May 1. Còn lại, những nhân tố khác như “Khả năng thăng tiến” và “Môi trường làm việc” có hệ số Beta thấp hơn và chênh lệch nhau không quá nhiều, cụ thể là: “Khả năng thăng tiến” với Beta là 0,290, “Môi trường làm việc” với Beta là 0,200 và

“Lương thưởng và phúc lợi” với Beta là 0,173. Điều này thể hiện rằng, “Khả năng thăng tiến” là yếu tố quan trọng thứ hai trong Động lực làm việc của công nhân ở nhà máy May 1. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi nhân tố “Khả năng thăng tiến” tăng 1 đơn vị, thì “Động lực làm việc” tăng 0,290 đơn vị. Điều này cũng dễ dàng được lý giải được, khi mỗi một công nhân cảm thấy họ có khả năng thăng tiến cao, hiểu rõ được những chính sách thăng tiến, cùng với một chính sách thăng tiến cụ thể rõ ràng thì động lực làm việc của họ cũng cao hơn, họ sẽ cố gắng thể hiện mình nhiều hơn. Đối với các yếu tố còn lại cũng tương tự, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi nhân tố “Môi trường làm việc” tăng 1 đơn vị, thì “Động lực làm việc” tăng

Trường Đại học Kinh tế Huế

0,200 đơn vị. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi nhân tố “Lương thưởng và phúc lợi” tăng 1 đơn vị, thì “Động lực làm việc” tăng 0,173 đơn vị.

2.3.3.4 Đánh giá độ phù hợp của mô hình

Bảng 2.26: Đánh giá độ phù hợp của mô hình

Model R R² R²hiệu chỉnh Sai số chuẩn ước lượng DurbinWaston

1 0,759 0,576 0,553 0,38055 1,724

(Nguồn: Kết quả điều tra xử lí của tác giả 2019) Dựa vào bảng kết quả phân tích, mô hình 4 biến độc lập có giá trị R Square hiệu chỉnh là 0,553 tức là: độ phù hợp của mô hình là 55,3%. Hay nói cách khác, 55,3% độ biến thiên của biến phụ thuộc “động lực làm việc” được giải thích bởi 4 yếu tố được đưa vào mô hình. Bên cạnh đó, ta nhận thấy giá trị R² hiệu chỉnh là 0,553 khá là cao (

> 50%), nghĩa là mối quan hệ giữa biến độc lập và biến phụ thuộc được coi là gần chặt chẽ.

2.3.3.5 Kiểm định sự phù hợp của mô hình

Bảng 2.27: Kiểm định ANOVA ANOVA

Model Tổng bình phương df Độ lệch quân phương

F Sig.

Hồi quy 19,954 6 3,326 25,582 0,000

Số dư 14,690 113 0,130

Tổng 34,644 119

(Nguồn: Kết quả điều tra xử lí của tác giả 2019) Giá trị Sig.=0,000 rất nhỏ cho phép nghiên cứu bác bỏ giả thiết rằng “ Hệ số xác định R bình phương bằng 0”, mô hình hồi quy phù hợp.

Trường Đại học Kinh tế Huế

SVTH: Nguyễn Bảo Trâm 76