Phân tích hồi quy đa biến - Kết quả phân tích các yếu tố ảnh hưởng tới động lực làm việc của n

PHẦN I: ĐẶT VẤN ĐỀ

CHƯƠNG 2: THỰC TRẠNG NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG TỚI ĐỘNG LỰC LÀM

2.2. Kết quả phân tích các yếu tố ảnh hưởng tới động lực làm việc của nhân viên tại

2.2.5. Phân tích hồi quy đa biến

Nhằm nghiên cứu mức độ tác động của từng nhân tố đến động lực làm việc của người nhân viên văn phòng, ta tiến hành phân tích hồi quy tương quan. Sử dụng mô hình hồi quy bội (hồi quy đa biến) đểnghiên cứuảnh hưởng của các biến độc lập: X1, X2, X3, X4, X5, X6, X7, X8 đến động lực làm việc (Y).

2.2.5.1. Xem xét ma trận tương quan giữa các nhân tố Kết quảkiểm định hệsố tương quan r như sau:

Bảng 2.21. Kết quảkiểm định giảthiết vềhệsố tương quan r

Nhân tố Động lực làm việc

X1 - Bản chất công việc Pearson Correlation .009

Sig. (2-tailed) .951

X2 - Lãnhđạo Pearson Correlation .771^**

Sig. (2-tailed) .000

X3 -Điều kiện làm việc Pearson Correlation .027

Sig. (2-tailed) .854

X4 - Tiền lương Pearson Correlation .313^*

Sig. (2-tailed) .027

X5 -Đồng nghiệp Pearson Correlation -.105

Sig. (2-tailed) .469

X6 -Văn hóa Pearson Correlation .113

Sig. (2-tailed) .434

X7 -Đào tạo và thăng tiến

Pearson Correlation .481^**

Sig. (2-tailed) .000

X8 - Phúc lợi Pearson Correlation .357^*

Sig. (2-tailed) .011

Trường Đại học Kinh tế Huế

( Có mức ý nghĩa thống kêα= 5% )

Từkết quảkiểm định hệsố tương quan giữa các biến độc lập và biến phụthuộc ở bảng trên cho thấy có mối liên hệ tương quan và cả không tương quan giữa biến động lực làm việc với các biến độc lập. Cụthểlà:

Động lực làm việc có tương quan chặt chẽvới các nhân tố:

- Lãnhđạo (X2) - Tiền lương(X4)

-Đào tạo thăng tiến (X7) - Phúc lợi (X8)

Động lực làm việc không tương quan với:

- Bản chất công việc (X1) -Điều kiện làm việc (X3) -Đồng nghiệp (X5) -Văn hóa (X6)

Vì điều kiện cần để tham gia vào phân tích hồi quy là các biến độc lập phải có tương quan với biến phụ thuộc ( sig < 0.05) nên các biến độc lập: (X1), (X3), (X5), (X6) sẽ không được tham gia vào phân tích hồi quy

2.2.5.2. Sự phù hợp của mô hình hồi quy đa biến

Phân tích Anova cho chúng ta biết được sự phù hợp của mô hình hồi quy, giả thuyết H₀ đặt ra là không có mối quan hệ giữa các biến độc lập: lãnh đạo, tiền lương, đào tạo thăng tiến, phúc lợi và biến phụthuộc động lực làm việc. Ta có:

Trường Đại học Kinh tế Huế

Bảng 2.22. Phân tích ANOVA vềsựphù hợp của phân tích hồi quy ANOVA^a

Model Sum of

Squares

df Mean

Square

F Sig.

Regression 18.912 4 4.728 24.644 .000^b

Residual 8.633 45 .192

Total 27.545 49

Giá trị sig của phân tích Anova vềsựphù hợp của mô hình hồi quy bằng 0.000 <

0,05, ta bác bỏ giả thiết H₀, nghĩa là có mối quan hệ giữa các độc lập và biến phụ thuộc.

Bảng 2.23. Hệsốphù hợp của mô hình Model Summary^b

Model R R Square Adjusted R Square

Std. Error of the Estimate

Durbin-Watson

1 .829^a .687 .659 .43800 2.272

Qua bảng trên ta thấy: R²= 0.687, R²hiệu chỉnh = 0.659. R²> R²hiệu chỉnh nên dùng nó để đánh giá độ phù hợp của mô hình sẽ an toàn hơn vì nó không thổi phồng mức độ phù hợp của mô hình. R² hiệu chỉnh = 0.659 nghĩa là 65,9% sự biến thiên của biến phụthuộc là động lực làm việc được giải thích bởi biến thiên của các biến độc lập.

2.2.5.3. Kiểm tra hiện tượng tự tương quan

Thống kê Durbin Watson bằng 2.272 nằm trong đoạn 1,5 đến 2,5 vì vậy mô hình không có hiện tượng tự tương quan. (Với mức ý nghĩa α= 95% thì thống kê miền bác bỏgiảthiết H₀: Có hiện tượng tự tương quan là T nằm trong đoạn (1,5 đến 2,5).

Trường Đại học Kinh tế Huế

2.2.5.4. Hệ số hồi quy và thống kê đa cộng tuyến

Bảng 2.24. Hệsốhồi quy và đa cộng tuyến Coefficients^a

Model Unstandardized

Coefficients

Standardized Coefficients

t Sig. Collinearity Statistics

B Std. Error Beta Tolerance VIF

(Constant) -.009 .448 -.020 .984

LD .781 .108 .669 7.248 .000 .817 1.224

TL .223 .102 .210 2.189 .034 .759 1.317

PL .023 .102 .023 .226 .822 .702 1.425

DT .186 .083 .202 2.228 .031 .849 1.177

Từkết quảbảng trên ta thấy:

- HệsốVIF nằm trong khoản 1.1đến 1.5 < 5 nên không có hiện tượng đa cộng tuyến.

- Các nhân tố: LD, TL, DT có hệsốhồi quy (β)lớn hơn 0 và Sig < 0.05 nên đạt điều kiện tham gia vào mô hình hồi quy.

- Nhân tố: PL ( chính sách phúc lợi ) có giá trị β = 0.023 có Sig = 0.822 > 0.05 nên không đủ điều kiện, bị loại ra khỏi mô hình hồi qui bội. Trong thực tếnhân tốnày cũng ảnh hưởng đến động lực làm việc của người lao động, điều này đãđã kiểm chứng bởi các tác giả khác, ở nhiều công ty. Tuy nhiên có thể tại Công ty cổ phần truyền thông quảng cáo và dịch vụ du lịch Đại Bàng có chính sách phúc lợi đặc thù riêng, hoặc tại thời điểm khảo sát yếu tố này không ảnh hưởng hoặcảnh hưởng không đáng kể đến động lực làm việc của nhân viên văn phòng.

Từkết quảtrên ta xây dựng được mô hình hồi quy bội như sau:

Mô hình hồi quy :

Y = β₀+ β₁X2 + β₂X4 + β₃X7 +ε + Mô hình hồi quy chưa chuẩn hóa:

Y = - 0.009 + 0.781X2 + 0.223X4 + 0.186X7 + ε + Mô hình hồi quy đã chuẩn hóa:

Y = 0.669X2 + 0.210X4 + 0.202X7 +

Trường Đại học Kinh tế Huế

Mức độ tạo động lực làm việc= 0.669 Lãnh đạo +0.210 Tiền lương + 0.202 Đào tạo vàthăng tiến

Dựa vào mô hình hồi quy đã chuẩn hóa ta thấy thành phần lãnh đạo ảnh hưởng nhiều nhất đến mức độ tạo động lực việc với hệsố β = 0.669, thành phần tiền lương, đào tạo và thăng tiến cũng ảnh hưởng khá lớn đến mức độ tạo động lực làm việc.

Ngoài các biến lãnh đạo, tiền lương, đào tạo và thăng tiến thì động lực làm việc còn chịu ảnh hưởng bởi các yếu tố thuộc về bản thân người lao động như khả năng, trình độ, ý thức làm việc… và một sốyếu tốkhác.

2.2.5.5. Kiểm định giả thuyết của mô hình

Bảng 2.25. Kết quảkiểm định giảthuyết và thống kê mức độ ảnh hưởng của các nhân tốtới động lực làm việc

Giả thuyết nghiên cứu Kết luận

( chấp nhận / bác bỏ )

H1: Chính sách tiền lương có ảnh hưởng thuận chiều đến động lực làm việc của nhân viên công ty du lịch Đại Bàng

Chấp nhận H1 H2: Chính sách phúc lợi có ảnh hưởng thuận chiều đến