Phân tích hồi quy tuyến tính

Mô hình nghiên cứu mới sau khi phân tích nhân tố:

Sơ đồ2.3: Mô hình nghiên cứu hiệu chỉnh

công việc là 0,168; hệ số tương quan giữa động lực làm việc và sự công nhận đóng góp cá nhân và bối trí, sửdụng lao động là 0,279; hệsố tương quan giữa động lực làm việc và mối quan hệ đồng nghiệp, cấp trên là 0,369; hệ sô tương quan giữa động lực làm việc và lương thưởng và phúc lợi là 0,220.

Bảng 2.13: Hệsố tương quan Pearson Correlations

DL MT CH HT CB QH TL

DL

Pearson Correlation 1 0,164* 0,503** 0,168* 0,279** 0,369** 0,220**

Sig. (2-tailed) 0,045 0,000 0,039 0,001 0,000 0,007

N 150 150 150 150 150 150 150

*. Hệsố tương quan với mức ý nghĩa 0,05 (2 phía)

**. Hệsố tương quan với mức ý nghĩa 0,01 (2 phía)

(Nguồn: xửlý sốliệuđiều tra bằng SPSS) 2.2.2.3.2 Xây dựng phương trình hồi quy tuyến tính

Theo thiết kế trong bảng hỏi biến phụ thuộc của mô hình hồi quy sẽ được xác định qua biến “Anh chị hài lòng và hoàn toàn có đủ động lực làm việc tại Công ty Cổ phần Cosevco I.5”

Đăt tên biến mới là DL (động lực). Biến độc lập là nhân tố rút trích ra từ các biến quan sát từphân tích nhân tốEFA.

Mô hình nghiên cứu được biểu diễn dưới dạng phương trình hồi quy như sau:

DL =β₀+β₁*MT +β₂*CH+ β₃*HT +β₄*CB+β₅*QH+β₆*TL Với: β_ilà hệsốhồi quy riêng phần tương ứng với các biến độc lập

DL: Gái trịcủa biến phụthuộc là anh chịhài lòng và hoàn toàn cóđủ động lực làm việc tại Công ty Cổphần Cosevco I.5

MT: Giá trị của biến độc lập thứ 1 là môi trường làm việc

CH: Giá trị của biến độc lập thứ 2 là cơ hội thăng tiến và phát triển nghềnghiệp HT: Giá trị của biến độc lập thứ3 là sựhứng thú trong công việc

CB: Giá trị của biến độc lập thứ4 là sựcông nhận đóng góp cá nhân và bốtrí sử

dụng lao động

Trường Đại học Kinh tế Huế

QH: Giá trị của biến độc lập thứ5 là Mối quan hệvới đồng nghiệp cấp trên TL: Giá trịcủa biến độc lập thứ6là lương thưởng và phúc lợi

Giảthuyết:

H_0: Biến độc lập không có mối tương quan với biến phụthuộc H₁: Biến “MT” có tương quan với biến “DL”

H₂: Biến “CH” có tương quan với biến “DL”

H₃: Biến “HT” có tương quan với biến“DL”

H₄: Biến “CB” có tương quan với biến “DL”

H₅: Biến “QH” có tương quan với biến “DL”

H₆: Biến “TL” có tương quan với biến “DL”

 Đánh giá độphù hợp của mô hình và kiểm định các giảthuyết

Kết quảcủa việc xây dựng mô hình hồi quy đa biến bằng phần mềm SPSS cho ta kết quảsau:

Bảng 2.14.Đánh giá độphù hợp của mô hình Model Summary^b

Model R R Square Adjusted R

Square

Std.Eror of the Estimate

Durbin-Watson

1 0,725^a 0,526 0,506 0,347 1,929

(Nguồn: xửlý sốliệu điều tra bằng SPSS) Mô hình thường không phù hợp với dữliệu thực tế như giá trị R²thểhiện. Trong tình huống này R²điều chỉnh từR² được sửdụng đểphản ánh sát hơn mức độ phù hợp của mô hình hồi qui tuyến tính đa biến (Theo Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Như vậy, để đánh giá độphù hợp của mô hình ta dùng hệsố xác định R² điều chỉnh. Kết quả ở bảng trên cho thấy, mô hình 6 biến độc lập có giá trị R²điều chỉnh cao nhất là 50,6. Như vậy độphù hợp của mô hình là 50,6%. Hay nói cách khác các biến độc lập ảnh hưởng tới 50,6% sựthay đổi của biến phụthuộc Anh chịhài lòng và hoàn toàn có đủ động lực làm việc tại Công ty Cổphần Cosevco I.5, còn lại 49,4 là do tác động của các yếu tố khác ngoài mô hình và do sai số ngẫu nhiên. Thực hiện hồi

Trường Đại học Kinh tế Huế

bằng 1,929. Theo điều kiện hồi quy, giá trị Durbin –Watson phải nằm trong khoảng 1 đến 3.

Giá trị d tính được rơi vào miền chấp nhận giả thuyết không có tự tương quan.

Như vậy mô hình không vi phạm giả định vềhiện tượng tự tương quan.

Tiếp theo ta cần kiểm định giả thuyết của mô hình (phân tích phương sai) của tổng thể. Ở trên sau khi đánh giá giá trị R² ta biết mô hình tuyến tính đã xây dựng là phù hợp với mẫu. Tuy nhiên đểcó thểkiểm định về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể, xem biến phụ thuộc có liên hệ tuyến tính với toàn bộ biến độc lập hay không ta cần tiến hành thêm kiểm định F thông qua phân tích phương sai.

Giảthuyết H₀đặt ra đó là: β₁ = β₂ = β₃= β₄= β₅= 0.

Bảng 2.15: Bảng Anova ANOVA

Model Sum of

Squares Df Mean

Square F Sig.

1

Regression 19,066 6 3,178 26,409 0,000^b

Residual 17,207 143 0,120

Total 36,273 149

(Nguồn: xửlý sốliệu điều tra bằng SPSS) Kết quảphân tích ANOVA cho thấy giá trị Sig. = 0,000 rất nhỏ cho phép bác bỏ giảthiết H₀. Như vậy mô hình hồi quy thu được rất tốt, vì tổng cộng bình phương sai số ước lượng rất nhỏ so với tổng cộng độ biến động của số liệu. Sự kết hợp các biến độc lập giải thích được tốt các thay đổi của biến phụthuộc là“Anh chịhài lòng và hoàn toàn có đủ động lực làm việc tại Công ty Cổphần Cosevco I.5”

Trường Đại học Kinh tế Huế

Bảng 2.16: Kết quảhồi quy Coefficients^a

Mô hình

Hệsốhồi quy chưa chuẩn hoá

Hệsốhồi quy chuẩn hoá

T Sig.

Hệsố phóng

đại phương

sai VIF

B Độlệch

chuẩn Beta

1

(Constant) -0,207 0,362 -0,572 0,568

MT 0,120 0,044 0,182 2,698 0,008 1,370

CH 0,209 0,033 0,384 6,303 0,000 1,121

HT 0,175 0,040 0,304 4,383 0,000 1,448

CB 0,116 0,046 0,165 2,526 0,013 1,281

QH 0,244 0,049 0,322 5,035 0,000 1,233

TL 0,249 0.039 0,393 6,389 0,000 1,143

(Nguồn: xửlý sốliệu điều tra bằng SPSS) Kiểm định T trong phân tích hệ số hồi quy cho ta thấy: giá trị Sig. của tất cảcác biến độc lập đều nhỏ hơn 0,05. Do đó ta có thểnói rằng tất cảcác biến độc lập đều có tác động đến động lực làm việc của nhân viên. Tất cảcác nhân tố này đều có ý nghĩa trong mô hình và tácđộng cùng chiều đến động lực làm việc của nhân viên, do các hệ sốhồi quy đều mang dấu dương.

Hệ số phóng đại phương sai (Variance Inflation Factor - VIF) của các biến nhỏ, mô hình hồi quy không vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến. Mô hình hồi quy vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến khi có giá trịVIF lớn hơn hay bằng 10.

Phương trình hồi quy tổng quát của mô hìnhđược viết lại như sau:

Động lực làm việc = 0, 182*Môi trường làm việc + 0,384*Cơ hội thăng tiến và phát triển nghềnghiệp + 0,304*Sự hứng thú trong công việc + 0,165*Sự công nhận đóng góp cá nhân và bốtrí, sửdụng lao động + 0,322*Mối quan hệvới đồng nghiệp cấp trên +0,393*Lương thưởng và phúc

Thông qua các hệsố hồi quy chuẩn hoá, ta biết được mức độ quan trọng của các nhân tố tham gia vào phương trình. Các nhân tố

Trường Đại học Kinh tế Huế

kểtrên phù hợp và sử dụng tốt trong

những yếu tố tạo động lực làm việc và động lực làm việc của người lao động tại Công ty Cổphần Cosevco I.5

Kết quảnghiên cứu cho thấy cả6 nhóm nhân tố chính tác động tới động lực làm việc của người lao động tại công ty, bao gồm: Môi trường làm việc, Cơ hội thăng tiến và phát triển nghề nghiệp, Sự hứng thú trong công việc, Sự công nhận đóng góp cá nhân và bố trí, sử dụng lao động, Mối quan hệ với đồng nghiệp cấp trên, Lương thưởng và phúc lợi đều có những tác động ở những mức độ khác nhau đến động lực làm việc của người lao động.

Cụthểlà, nhóm nhân tốLương thưởng và phúc lợi với Cơ hội thăng tiến và phát triển nghềnghiệptác động lớn nhất đến người lao động, khi Lương thưởng và phúc lợi của công ty thay đổi 1 đơn vị thìđộng lực làm việc của người lao động trong tương lai sẽ thay đổi 0,393đơn vị, điều này phản ánh khá đúng vì tiền lương ảnh hưởng trực tiếp đến mức sống của người lao động, giúp người lao động trang trải chi tiêu trong cuộc sống và góp phần nâng cao đời sống vật chất và tinh thần của người lao động, thúc đẩy và nâng cao năngsuất lao động. Vì vậy, tiền lương là đòn bẩy, là công cụkinh tếquan trọng trong hoạt động tạo động lực cho người lao động nên đòi hỏi mỗi công ty phải thực hiện công cụnày thật tốt để mang lại hiệu quảcao nhất. Bên cạnh đó nhân tốCơ hội thăng tiến và phát triển nghề nghiệp cũng được xem là yếu tố ảnh hưởng mạnh nhất vìđặc thù công việc của công ty là sản xuất vật liệu xây dựng không đòi hỏi kiến thức cao, nhưng để có được đội ngũ lao động đáp ứng với sựphát triển hiện nay của xã hội thì ban lãnh đạo truyền đạt các kiến thức, thay đổi quan điểm, nâng cao kỹ năng thực hành cho người lao động trong tương lai, bên cạnh đó cần có chính sách thăng tiến với những nhân viên có năng lực, đóng góp xứng đáng trong công việc để khuyến khích họ phát huy hơn nữanăng lực của mình. Chính vì lẽ đó nó có tác động mạnh ảnh hưởng tới động lực làm việc 0,384 đơn vị. Mối quan hệvới đồng nghiệp cấp trên ảnh hưởng tới động lực làm việc là 0,322.Ởbất kỳcông ty hay tổchức nào mọi nhân viên, khi được lãnh đạo tạo điều kiện làm việc lâu dài, cùng với sự giúp đỡ, chia sẻ kiến thức chuyên môn của đồng nghiệp phần nào sẽ tạo sự yên tâm, thoải mái cho nhân viên đểthực hiện công việc thuận lợi và dễ dàng hơn.Sựhứng thú trong công việc một công việc thú vị, mức độ căng thẳng không quá cao và vừa ý, cho phép cân bằng cuộc

Trường Đại học Kinh tế Huế

sống riêng tư và nghề nghiệp sẽ thu hút sự quan tâm sâu sắc của nhân viên và khiến nhân viên làm việc thoải mái, nhiệt tình và có năng suất hơn chính vì lẽ đó nó có ảnh hưởng tới động lực làm việc 0,304 đơn vị. Với chính sách Môi trường làm việc là 0,182 đơn vị có giá trị ảnh hưởng tới động lực làm việc, qua điều tra phần lớn nhân viên công ty khá hài lòng với yếu tố môi trường làm việc nên mức độ tác động của nó tới động lực làm việc không lớn. “Sự công nhận đóng góp cá nhân và bốtrí, sửdụng lao động” có ảnh hưởng ở mức thấp nhất tới động lực làm việc. Tại công ty cổ phần Cosevco I.5, mọi đóng góp của nhân viên đều được công nhận xứng đáng. Nhân viên được bố trí công việc phù hợp với ngành nghề được đào tạo và công việc đó phù hợp với khả năng, trìnhđộ, hoàn cảnh sống của họ. Và trách nhiệm được phân công rõ ràng nên người lao động ở đây đã phát huy đúng năng lực của bản thân đồng thời sẽ cống hiến hết mình cho công ty.

 Biểu đồtần sốHistogram của phần dư chuẩn hóa

Biểu đồ2.1: Biểu đồtần sốHistogram của phần dư chuẩn hóa

(Nguồn: xửlý sốliệu điều tra bằng SPSS) Tính chất phân phối của phần dư thể

Trường Đại học Kinh tế Huế

hiện qua biểu đồtần sốHistogram:

bằng 1, có thểkết luận rằng giảthiết phân phối chuẩn không bịvi phạm.

2.2.3 Phân tích đánh giá của người lao động về công tác tạo động lực làm

Trong tài liệu CÔNG TÁC TẠO ĐỘNG LỰC LÀM VIỆC CHO NGƯỜI LAO ĐỘNG TẠI CÔNG TY CỔ PHẦN COSEVCO I.5 (Trang 83-90)