PHẦN II: NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
CHƯƠNG 1: CƠ SỞ LÝ LUẬN VỀ TẠO ĐỘNG LỰC LÀM VIỆCCHO NGƯỜI
2.3. Đánh giá của nhân viên về các yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc tại Công
2.3.4 Phân tích hồi quy tuyến tính
lý”, “Công ty trả lương công bằng giữa các nhân viên” và “Công ty đảm bảo chế độ phúc lợi cho nhân viên”.
Nhân tố này được đặt tên là: Tiền lương, giá trị bình quân của các nhân tố thành viên sẽ cho ta giá trị biến mới dùng để phân tích hồi quy sau này.
2.3.4 Phân tích hồi quy tuyến tính
H3: “Đặc điểm công việc” được đánh giá tốt hay không tốt tương quan cùng chiều với động lực làm việc của người lao động.
H4: “Tiền lương” được đánh giá tốt hay không tốt tương quan cùng chiều với động lực làm việc của người lao động.
2.3.4.2 Xây dựng phương trình hồi quy tuyến tính
Bảng 2.11: Kết quả hồi quy sử dụng phương pháp Enter Hệ số hồi quy
chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy chuẩn
hóa t Sig.
Thống kê cộng tuyến
B Std. Error Beta Torelance VIF
Hằng số -.502 .393 -1.276 .206
Đào tạo thăng tiến .460 .110 .382 4.182 .000 .575 1.740
Môi trường làm việc .280 .126 .213 2.210 .030 .518 1.931
Đặc điểm công việc .108 .107 .094 1.001 .320 .548 1.825
Tiền lương .303 .115 .267 2.645 .010 .473 2.114
( Nguồn: Xử lý số liệu SPSS) Phân tích hồi qui bội được thực hiện với 5 nhân tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của người lao động. Đó là động lực về “Đào tạo và thăng tiến”, “Môi trường làm việc”, “Đặc điểm công việc”, “Tiền lương”. Và phân tích được thực hiện bằng phương pháp đưa vào cùng một lúc (Enter).
Như vậy, dựa vào bảng trên ta thấy biến “Đặc điểm công việc” có giá trị Sig.=
0.320 > 0.05 không có ý nghĩa thống kê tức không ảnh hưởng đến biến phụ thuộc Động lực làm việc nên bị loại khỏi mô hình.
Ngoài ra để đảm bảo mô hình có ý nghĩa, ta cần tiến hành kiểm tra thêm về đa cộng tuyến và tự tương quan. Để dò tìm hiện tượng đa cộng tuyến ta căn cứ trên độ chấp nhận của biến (Tolerance) và hệ số phóng đại phương sai (Variance inflation factor – VIF). Kết quả phân tích hồi quy sử dụng phương pháp Enter bảng 2.11, ta thấy hệ số VIF nhỏ hơn 10 và độ chấp nhận của biến (Tolerance) lớn hơn 0.1 nên có thể bác bỏ giả thuyết mô hình bị đa cộng tuyến.
Đại học kinh tế Huế
Từ đó, mô hình hồi quy đã chuẩn hóa thể hiện mối quan hệ giữa động lực làm việc với các nhân tố được biểu diễn qua đẳng thức sau:
Y =0.382X1 + 0.213X2 + 0.267X4 Trong đó:
Y: Động lực làm việc của nhân viên X1: Động lực về Đào tạo thăng tiến X2: Động lực về Môi trường làm việc X4: Động lực về Tiền lương
2.3.4.3. Đánh giá độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính bội
Mô hình thường không phù hợp với dữ liệu thực tế như giá trị R2 thể hiện. Trong tình huống này R2 điều chỉnh từ R2 được sử dụng để phản 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 độ phù hợp của mô hình ta dùng hệ số xác định R2 điều chỉnh. Hệ số xác định R2 điều chỉnh của mô hình này là 61.6%, thể hiện bốn biến độc lập trong mô hình giải thích được 61.6% biến thiên của biến phụ thuộc sự thỏa mãn về công việc. Với giá trị này thì độ phù hợp của mô hình là khá cao.
Bảng 2.12: Mô hình tóm tắt sử dụng phương pháp Enter
Mô hình
R R² R²
điều chỉnh
Sai số chuẩn của ước lượng
Thống kê thay đổi R²
thay đổi
F thay đổi
df1 df2
Mức ý nghĩa F thay
đổi
Durbin–
Waston
1 . 797 .635 .616 .52318 .635 33.050 4 76 .000 2.056
Mô hình Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig.
1 Hồi quy Dư
Tổng
36.185 4 9.046 33.050 . 000
20.803 76 .274
56.988 80
( Nguồn: Xử lý số liệu SPSS)
Đại học kinh tế Huế
Kiểm định F sử dụng trong phân tích phương sai là một phép kiểm định giả thiết về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể để xem xét biến phụ thuộc có liên hệ tuyến tính với toàn bộ tập hợp của các biến độc lập. Từ kết quả của bảng 2.11, ta thấy rằng trị số thống kê có giá trị Sig. = 0.000 < 0.05 cho thấy mô hình sử dụng là phù hợp.
Hệ số Durbin-Watson dùng để kiểm định tương quan chuỗi bậc nhất cho thấy mô hình không bị vi phạm khi sử dụng phương pháp hồi quy bội vì giá trị Durbin-Watson đạt 2.056 (nằm trong khoảng từ 1.6 đến 2.6) và chấp nhận giả thiết mô hình không có sự tương quan bậc nhất.
Phần dư có thể không tuân theo phân phối chuẩn vì những lý do như sử dụng sai mô hình, phương sai không phải hằng số, số lượng các phần dư không đủ nhiều để phân tích,…
Vì vậy, tác giả nghiên cứu quyết định tiến hành khảo sát phân phối của phần dư bằng phương pháp xây dựng biểu đồ tần số của các phần dư Histogram.
( Nguồn: Xử lý số liệu SPSS)
Hình 2.9: Biểu đồ kiểm định phân phối chuẩn của phần dư Histogram
Đại học kinh tế Huế
Dựa vào biểu đồ Hình 2.3 nhận thấy, biểu đồ có dạng hình chuông. Giá trị trung bình Mean gần bằng 0 và độ lệch chuẩn Std.Dev là 0.975 gần bằng 1. Như vậy có thể kết luận phân phối của phần dư là xấp xỉ chuẩn.
2.3.4.4. Kiểm định giả thiết.
Từ phương trình hồi qui tuyến tính, ta có thể thấy động lực làm việc của người lao động tại công ty có sự tác động của 3 nhân tố là “Đào tạo thăng tiến”, “Môi trường làm việc’, “Tiền lương”. Trong đó, “ Đào tạo thăng tiến” là yếu tố có ảnh hưởng mạnh nhất, kế đến là “Tiền lương” và cuối cùng là “Môi trường làm việc”. Với đặc điểm của công ty thì kết quả của mô hình là phù hợp.
Bảng 2.13: Giả thuyết của mô hình điều chỉnh Giả
thuyết Nội dung Sig. Kết
luận H1 Đào tạo thăng tiến được đánh giá tốt hay không tốt tương
quan cùng chiều với động lực làm việc của người lao động .000 Chấp nhận H2 Môi trường làm việc được đánh giá tốt hay không tốt tương
quan cùng chiều với động lực làm việc của người lao động .030 Chấp nhận H4 Tiền lương được đánh giá tốt hay không tốt tương quan cùng
chiều với động lực làm việc của người lao động .010 Chấp nhận
“Đào tạo thăng tiến” là nhân tố có ảnh hưởng lớn nhất đến động lực làm việc của người lao động (có hệ số hồi quy lớn nhất). Dấu dương của hệ số B có ý nghĩa mối quan hệ giữa nhân tố “Đào tạo thăng tiến” và động lực làm việc có mối quan hệ cùng chiều. Từ kết qua hồi quy có B= 0.382, mức ý nghĩa < 0,05, nghĩa là khi động lựcvề
“Đào tạo và thăng tiến” tăng lên 1 đơn vị thì động lực làm việc tăng lên tương ứng là 0.382 đơn vị. Vậy giả thiết H1 được chấp nhận.
Sau nhân tố “Đào tạo thăng tiến”, nhân tố ”Tiền lương” là nhân tố thứ 2 ảnh hưởng lớn đến động lực làm việc. Dấu dương của hệ số B có ý nghĩa mối quan hệ giữa nhân tố ”Tiền lương” và động lực làm việc có mối quan hệ cùng chiều. Từ kết qua hồi quy có B = 0.267, mức ý nghĩa < 0,05, nghĩa là khi động lực về “Tiền lương” tăng lên 1 đơn vị thì động lực làm việc tăng lên tương ứng là 0.267 đơn vị. Vậy giả thiết H4 được chấp nhận.
Đại học kinh tế Huế
Nhân tố cuối cùng là “Môi trường làm việc” có hệ số B thấp nhất là 0.213, mức ý nghĩa< 0.05 cũng biểu thị mối quan hệ cùng chiều với động lực làm việc. Khi động lực về “Môi trường làm việc” tăng lên 1 đơn vị thì động lực làm việc tăng lên 0.213 đơn vị. Vậy giả thiết H2 được chấp nhận.