Kiểm tra độ phù hợp của mô hình hồi quy

❖ Đánh giá sự phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính bội thông qua bảng sau:

Bảng 2.17. Đánh giá sự phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính bội R R² R điều chỉnh Sai số chuẩn

của ước lượng Durbin-Watson

,733^a 0,537 0,518 0,39414281 1,727

(Nguồn: Kết quả xử lý SPSS) Độ phù hợp của mô hình được thể hiện qua giá trị R² hiệu chỉnh. Dựa vào kết quả ở bảng trên thì mô hình gồm 6 biến độc lập có giá trị R² hiệu chỉnh là 0,518. Như vậy độ phù hợp của mô hình là 51,8% hay nói cách khác 51,8% biến thiên của biến “Động lực làm việc” được giải thích bởi 6 biến độc lập trên, còn lại là do tác động của các yếu tố khác ngoài mô hình. Kết quả này cho thấy mô hình có sự tương quan chặt chẽ.

Như vậy, mô hình hồi quy xây dựng là đảm bảo độ phù hợp, các biến độc lập có thể giải thích tốt cho biến phụ thuộc trong mô hình.

Trường Đại học Kinh tế Huế

Tuy nhiên sự phù hợp này chỉ đúng với dữ liệu mẫu. Chính vì vậy, để kiểm định xem có thể suy diễn mô hình cho tổng thể thực hay không thì cần phải kiểm định độ phù hợp của mô hình.

❖ Kiểm định sự phù hợp của mô hình

Kiểm định F dùng trong phân tích phương sai là một phép kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mô hình hồi quy. Để có thể suy mô hình này thành đại diện của tổng thể ta cần phải tiến hành kiểm định F thông qua phân tích phương sai ANOVA.

Giả thuyết:

H0: β1=β2=β3= β4=β5=0 mô hình hồi quy không có ý nghĩa H1: Tồn tại βi ≠ 0

Bảng 2.18. Kết quả phân tích ANOVA

Mô hình Tổng bình phương df

Trung bình bình

phương F

Mức ý nghĩa

Sig.

1 1

Hồi quy 81,652 6 13,609 28,244 0,000

Phần dư 70,348 146 0,482

Tổng 152,000 152

(Nguồn: Kết quả xử lý SPSS) Từ kết quả phân tích ANOVA thì giá trị Sig. = 0,000 < 0,05. Do đó, giả thuyết H0 bị bác bỏ với độ tin cậy 95%.

Đại lượng thống kê Durbin – Watson (dU) có thể 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.

H1: Hệ số tương quan tổng thể của các phần dư khác 0.

Sau khi tiến hành hồi quy thu được trị kiểm định d của Durbin – Watson bằng 1,727 (Bảng 2.19. Đánh giá sự phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính bội). Theo điều kiện hồi quy, giá trị Durbin – Watson phải nằm trong khoảng (1,6; 2,6). Như vậy chấp nhận giả thuyết H0. Do đó, có thể kết luận không có hiện tượng tự tương quan trong mô hình.

Trường Đại học Kinh tế Huế

❖ Xây dựng mô hình hồi quy tuyến tính.

Sau khi đã kiểm tra các vi phạm giả định, mô hình hồi quy có kết quả như sau:

Bảng 2.19. Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính

Mô hình

Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa

t Sig.

Thống kê đa cộng tuyến

B Độ lệch

chuẩn Beta Tolerance VIF

Hằng số -2,642 0,476 -0,701 0,647

TN 0,343 0,056 0,352 6,087 0,019 0,892 1,123 CV 0,348 0,058 0,361 6,186 0,024 0,916 1,042 MT 0,263 0,051 0,274 4,679 0,009 0,739 1,356 DN 0,261 0,054 0,269 4,642 0,007 0,695 1,457 CT 0,302 0,057 0,311 5,366 0,012 0,819 1,219 DT 0,264 0,055 0,268 4,680 0,003 0,519 1,456

(Nguồn: Kết quả xử lý SPSS) Qua kết quả kiểm định trong phân tích hồi quy thì giá trị Sig. của tất cả các biến độc lập đều nhỏ hơn 0,05. Điều này thể hiện rằng tất cả các biến độc lập đều có ảnh hưởng đến tạo động lực làm việc cho nhân viên tại Công ty. Tất cả các nhân tố này đều có ý nghĩa trong mô hình và tác động cùng chiều đến việc tạo động lực làm việc của nhân viên bởi vì các hệ số hồi quy đều mang dấu dương.

Căn cứ trên độ chấp nhận của biến (Tolerance) và hệ số phóng đại phương sai (Variance inflation factor – VIF) để kiểm tra tượng đa cộng tuyến. Kết quả phân tích cho thấy hệ số VIF của các biến nhỏ hơn 10 và độ chấp nhận của biến (Tolerance) lớn hơn 0,1 thì không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra trong mô hình nghiên cứu (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).

Với giả thiết ban đầu cho mô hình lý thuyết, ta có mô hình hồi quy tuyến tính như sau:

Y = β0+β1×X1+β2×X2+β3×X3+β4×X4+β5×X5+β6×X6+ε

Kết hợp giữa kết quả phân tích hồi quy và hệ số tương quan Pearson, ta được phương trình các yếu tố tạo động lực cho nhân viên tại Công ty Cổ phần Liên Minh như sau:

Trường Đại học Kinh tế Huế

Y= 0,343X1+0,348X2+0,263X3+0,261X4+0,302X5+0,264X6

Dựa trên kết quả phân tích hồi quy thi “Bố trí và sắp xếp công việc” là yếu tố có ảnh hưởng lớn nhất đến động lực làm việc của nhân viên (có hệ số hồi quy lớn nhất).

Dấu dương của hệ số β có ý nghĩa mối quan hệ giữa yếu tố “Bố trí và sắp xếp công việc”

và động lực làm việc là mối quan hệ thuận chiều. Nghĩa là khi nhân viên được bố trí và sắp xếp công việc phù hợp với năng lực, sở trường cũng như việc phân công, phân nhiệm rõ ràng thì nhân viên sẽ có thêm động lực để làm việc tốt hơn. Từ kết quả hồi quy có β

=0,348 với mức ý nghĩa Sig. = 0 < 0,05, điều này có nghĩa là khi mức độ hài lòng về bố trí và sắp xếp công việc tăng lên 1 đơn vị thì động lực làm việc của nhân viên tăng lên tương ứng là 0,348 đơn vị. Vì vậy giả thiết H2 được chấp nhận.

Yếu tố “Lương, thưởng và phúc lợi” có mức ảnh hưởng đứng thứ 2 đến động lực làm việc của nhân viên. Hệ số β > 0 có ý nghĩa mối quan hệ “Lương, thưởng và phúc lợi” với sự hài lòng là mối quan hệ thuận chiều. Kết quả hồi quy có β =0,343 với mức ý nghĩa Sig. = 0 < 0,05 nghĩa là khi mức độ hài lòng về “Lương, thưởng và phúc lợi” tăng lên 1 đơn vị thì động lực làm việc của nhân viên tăng lên tương ứng là 0,343 đơn vị. Do đó, giả thiết H1 được chấp nhận.

Yếu tố “Môi trường làm việc” có hệ số β = 0,263 > 0 với mức ý nghĩa Sig. = 0 <

0,05. Điều này có nghĩa là mối quan hệ “Môi trường làm việc” với động lực làm việc cũng là mối quan hệ thuận chiều. Cụ thể là khi sự hài lòng về “Môi trường làm việc”

tăng 1 đơn vị thì động lực làm việc của nhân viên tăng lên tương ứng là 0,263 đơn vị.

Do đó, giả thiết H3 được chấp nhận.

Yếu tố “Đồng nghiệp” có hệ số β = 0,261 với mức ý nghĩa Sig. = 0 < 0,05. Kết quả này cho thấy mối quan hệ giữa “Đồng nghiệp” và động lực làm việc là mối quan hệ thuận chiều. Tức là khi sự hài lòng về “Đồng nghiệp” tăng lên 1 đơn vị thì động lực làm việc của nhân viên tăng lên tương ứng 0,261 đơn vị. Vì vậy, giả thiết H4 được chấp nhận.

Đối với yếu tố “Cấp trên” có hệ số β = 0,302 với mức ý nghĩa Sig. = 0 < 0,05. Điều này có nghĩa là mối quan hệ giữa “Cấp trên” và động lực làm việc cũng là mối quan hệ thuận chiều. Do đó khi sự hài lòng về ”Cấp trên” tăng 1 đơn vị thì động lực làm việc của

Trường Đại học Kinh tế Huế

Yếu tố cuối cùng là “Cơ hội đào tạo và thăng tiến” có hệ số β = 0,264 với mức ý nghĩa Sig. = 0 < 0,05. Kết quả này chỉ ra mối quan hệ thuận chiều giữa yếu tố “Cơ hội đào tạo và thăng tiến” với động lực làm việc của nhân viên. Nghĩa là khi sự hài lòng về

“Cơ hội đào tạo và thăng tiến” tăng 1 đơn vị thì động lực làm việc của nhân viên tăng lên tương ứng với 0,264 đơn vị. Vậy giả thiết H6 được chấp nhận.

2.3.5. Đánh giá về mức độ đáp ứng các yếu tố tạo động lực làm việc cho nhân viên