PHẦN II - NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Chương 2- PHÂN TÍCH CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN ĐỘNG LỰC
2.3. Kết quả nghiên cứu
2.3.4. Xác định mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến Động lực làm việc bằng
2.3.4. Xác định mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến Động lực làm việc bằng
Trong mô hình phân tích hồi quy, biến phụ thuộc là biến “Động lực làm việc”, các biến độc lập là 7 nhân tố được rút trích ra từcác biến quan sát từphân tích nhân tố EFA. Mô hình hồi quy như sau:
Xây dựng mô hình hồi quy:
DLLV =β0+ β1X1+ β2X2+ β3X3+ β4X4+ β5X5+ β6X6+ β7X7 Trong đó:
DLLV: Giá trịcủa biến phụthuộc“Động lực làm việc” của người lao động tại Công ty TNHH Hiệp Thành.
X1: Giá trịcủa biến độc lập “Chính sách đào tạo, thăng tiến và sựghi nhận”
X2: Giá trịcủa biến độc lập “Quan hệvới cấp trên, đồng nghiệp”
X3: Giá trịcủa biến độc lập “Chính sách tiềnlương”
X4: Giá trịcủa biến độc lập “Môi trường làm việc”
X5: Giá trịcủa biến độc lập “Đặc điểm công việc”
X6: Giá trịcủa biến độc lập “Chế độphúc lợi”
X7: Giá trịcủa biến độc lập “Chính sách vềtiền thưởng”
βi : Các hệsốhồi quy riêng phần tương ứng với các biến độc lập.
Xây dựng giảthuyết.
H0: Nhân tố không có tác động đến “Động lực làm việc” của người lao động tại Công ty TNHH Hiệp Thành.
H1: Nhân tố “Chính sách đào tạo,thăng tiến và sự ghi nhận” có tác động đến
“Động lực làm việc” của người laođộng tại Công ty TNHH Hiệp Thành.
H2: Nhân tố “Quan hệvới cấp trên, đồng nghiệp” có tác động đến “Động lực làm việc” của người lao động tại Công ty TNHH Hiệp Thành.
H3: Nhân tố “Chính sách tiền lương”có tác động đến “Động lực làm việc” của người lao động tại Công ty TNHH Hiệp Thành.
H4: Nhân tố “Môi trường làm việc”có tác động đến “Động lực làm việc” của người lao động tại Công ty TNHH Hiệp Thành.
H5: Nhân tố “Đặc điểm công việc” có tác động đến “Động lực làm việc” của người lao động tại Công ty TNHH Hiệp Thành.
Trường Đại học Kinh tế Huế
H6: Nhân tố “Chế độ phúc lợi”có tác động đến “Động lực làm việc” của người lao động tại Công ty TNHH Hiệp Thành.
H7: Nhân tố “Chính sách về tiền thưởng” có tác động đến “Động lực làm việc”
của người lao động tại Công ty TNHH Hiệp Thành.
2.3.4.2. Kiểm định hệ số tương quan giữa các biến.
Trước khi tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính bội, mối tương quan tuyến tính giữa các biến cần phải được xem xét. Giảthuyết đặt ra cần phải kiểm định là:
Ho: Không có mối quan hệ tương quan tuyến tính giữa các biến trong mô hình.
H1: Có mối quan hệtuyến tính của các biến trong mô hình.
Kết quảkiểm định sự tương quan như sau:
Bảng 15: Ma trận tương quan giữa các biến.
X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 DLLV
X1
Hệsố tương quan 1 0,155 0,168 0,332** 0,387** 0,379** 0,067 0,407**
Mức ý nghĩa 0,007 0,071 0,000 0,000 0,000 0,472 0,000
X2
Hệsố tương quan 0,155 1 0,364** 0,133 0,422** 0,152 0,230* 0,312**
Mức ý nghĩa 0,007 0,000 0,156 0,000 0,104 0,013 0,001
X3 Hệsố tương quan 0,168 0,364** 1 0,129 0,322** 0,314** 0,312** 0,155 Mức ý nghĩa 0,071 0,000 0,166 0,000 0,001 0,001 0,007
X4
Hệsố tương quan 0,332** 0,133 0,129 1 0,205* 0,096 -0,086 0,086 Mức ý nghĩa 0,000 0,156 0,166 0,027 0,303 0,357 0,036
X5 Hệsố tương quan 0,387** 0,422** 0,322** 0,205* 1 0,257** 0,098 0,292**
Mức ý nghĩa 0,000 0,000 0,000 0,027 0,005 0,297 0,001
X6 Hệsố tương quan 0,379** 0,152 0,314** 0,096 0,257** 1 0,392** 0,154 Mức ý nghĩa 0,000 0,104 0,001 0,303 0,005 0,000 0,059
X7
Hệsố tương quan 0,067 0,230* 0,312** -0,086 0,098 0,392** 1 0,177 Mức ý nghĩa 0,472 0,013 0,001 0,057 0,297 0,000 0,062
DLLV Hệsố tương quan 0,407** 0,312** 0,155 0,086 0,292** 0,154 0,177 1 Mức ý nghĩa 0,000 0,001 0,007 0,036 0,001 0,059 ,062
(Nguồn: Xửlý dữliệu bằng SPSS)
Trường Đại học Kinh tế Huế
Dựa vào bảng trên cho ta thấy, biến “Chế độ phúc lợi” (có sig là 0,059) và biến
“Tiền thưởng” (có sig là 0,062) . Vì mức ý nghĩa Sig lớn hơn 0,05 nên bác bỏ giả thuyết H0 , chấp nhận giả thuyết H1. Có nghĩa là 2 biến này không có mối quan hệ tương quan tuyến tính với biến “Động lực làm việc” nên ta sẽ loại biến X6 và X7 ra khỏi mô hình.
Những biến còn lại gồm “Chính sách đào tạo, thăng tiến và sự ghi nhận”
(Sig=0,000), “Quan hệ với cấp trên, đồng nghiệp” (Sig=0,001), “Chính sách tiền lương” (Sig=0,007), “Môi trường làm việc”(Sig=0,036) và biến “Đặc điểm công việc”
(Sig=0,001). Tất cả5 biến đều có mức ý ngĩa Sig nhỏ hơn 0,05 nên bác bỏ giảthuyết H0 , chấp nhận giả thuyết H1. Có nghĩa là cả 5 biến này đều có mối quan hệ tương quan tuyến tính với biến “Động lực làm việc”.
Hệsố tương quangiữa các biến độc lập với biến phụthuộc mang dấu dương nên có mối quan hệthuận chiều với nhau và có giá trịthấp nên hạn chếhiện tượng đa cộng tuyến.
Như vậy, ta có thể kết luận là có mối tương quan giữa 5 biến độc lập với biến phụ thuộc. Đây là cơ sở đưa các biến độc lập vào mô hình để giải thích cho động lực làm việc của người lao động.
2.3.4.3. Đánh giá mức độ phù hợp của mô hình nghiên cứu.
Bảng 16: Kết quả Tóm tắt mô hình.
Mô hình Giá trịR R bình phương
R bình phương hiệu chỉnh
Sai sốchuẩn củaước lượng
Giá trị Durbin-Watson
1 0,760a 0,577 0,558 0,435 1,780
(Nguồn: Xửlý dữliệu bằng SPSS)
Hệ số R2 hiệu chỉnh càng cao chứng tỏ mô hình càng phù hợp. Kết quả hồi quy tuyến tính cho thấy, hệsốR2 hiệu chỉnh trong nghiên cứu này là 0,558 và nhỏ hơn R (R=0,577). Điều này chứng tỏ mô hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữliệu đến mức 55,8%. Hay nói cách khác, mô hình này giải thích được 55,8% sự biến thiên của biến “Động lực làm việc” của người lao động tại Công ty TNHH Hiệp Thành và 44,2% còn lại là doảnh hưởng của những yếu tốkhác.
Trường Đại học Kinh tế Huế
Với k’= 5, n= 116, tra bảng thống kê Durbin-Watson ta có dL= 1,441 và dU=
1,647. Dựa vào bảng trên ta có d= 1,780 nằm trong khoảng (dU; 4-dU). Như vậy, không có sự tương quanchuỗi bậc nhất trong mô hình.
Sơ đồ 9: Thanh giá trị Durbin-Watson
(Nguồn: Tác giả(2018)) 2.3.4.4. Kiểm định sự phù hợp của mô hình.
Kiểm định F là một phép kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể. Nếu giảthuyết này bị bác bỏ thì chúng ta có thểkết luận rằng kết hợp của các biến hiện có trong mô hình có thể giải thích được thay đổi của biến phụthuộc DLLV, điều này nghĩa là mô hình xây dựng phù hợp với tập dữliệu.
Bảng 17: Kết quả phân tích ANOVA Mô hình Tổng các bình
phương
df Trung bình bình phương
F Mức ý nghĩa
1
Hồi quy 17,166 5 3.433 30,114 0,000b
Phần dư 12,584 110 0,114
Tổng 29,750 115
(Nguồn: Xửlý dữliệu bằng SPSS) Kiểm định giảthuyết:
H0: Không có mối quan hệgiữa các biến độc lập và biến phụthuộc.
H1: Có mối quan hệgiữa các biến độc lập và biến phụthuộc.
Theo bảng Anova, tại thống kê F có giá trịSig = 0,000 (<0,05) nên bác bỏH0, và chấp nhận H1.Điều này có nghĩa là có mối quan hệgiữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. Vì vậy, mô hình hồi quy đa biến phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
0 dL dU 2 4-dU 4-dL 4
1,441 1,647 d=1,780 2,353 2,559
Trường Đại học Kinh tế Huế
2.3.4.5. Kiểm định đa cộng tuyến giữa các biến.
Bảng 18: Kết quả kiểm định đa cộng tuyến giữa các biến.
Mô hình Mức ý nghĩa Thống kê cộng tuyến
Độchấp nhận của biến Hệsố phóng đại phương sai
1
Hằng số 0,000
X1 0,000 0,781 1,280
X2 0,007 0,762 1,313
X3 0,003 0,829 1,207
X4 0,001 0,878 1,138
X5 0,030 0,694 1,442
Giá trịphụthuộc: DLLV
(Nguồn: Xửlý sốliệu bằng SPSS)
Kiểm tra giả định về hiện tượng đa cộng tuyến (tương quan giữa các biến độc lập)bằng hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation Factor). Theo quy tắc kinh nghiệm, khi VIF > 10 thì có thể nhận xét có hiện tượng đa cộng tuyến (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005). Tuy nhiên, các hệ số VIF trong kết quả phân tích này rất nhỏ (<2) cho thấy các biến độc lập này không có quan hệ chặt chẽ với nhau nên không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra.
2.3.4.6. Kết quả phân tích hồi quy.
Sau khi kiểm định về sự phù hợp của mô hình ta thấy rằng có 5 biến độc lập (Chính sách đào tạo, thăng tiến và sựghi nhận; Quan hệgiữa cấp trên, đồng nghiệp;
Chính sách tiền lương; Môi trường làm việc; Đặc điểm công việc) tương quan và có mối quan hệvới biến phụ thuộc “Động lực làm việc” và giữa các biến độc lập không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến nên có thể tiến hành phân tích hồi quy để đánh giá mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập với biến phục thuộc.
Trường Đại học Kinh tế Huế
Bảng 19: Kết quả phân tích hồi quy Mô hình Hệsố chưa chuẩn
hóa
Hệsốchuẩn hóa
T Mức ý
nghĩa
Thống kê cộng tuyến B Sai số
chuẩn
Beta Độchấp nhận
của biến
Hệsố phóng đại phương sai
1
Hằng số 2,575 0,543 4,746 0,000
X1 0,486 0,102 0,430 4,764 0,000 0,781 1,280
X2 0,274 0,100 0,249 2,727 0,007 0,762 1,313
X3 0,003 0,086 0,003 0,033 0,003 0,829 1,207
X4 0,322 0,099 0,278 3,260 0,001 0,878 1,138
X5 0,072 0,091 0,076 ,793 0,030 0,694 1,442
Giá trịphụthuộc: DLLV
(Nguồn: Xửlý sốliệu bằng SPSS)
Ý nghĩa của các hệsốhồi quy riêng phần trong mô hình:
Hệ số hồi quy riêng phần đo lường sự thay đổi giá trị trung bình của biến phụ thuộc khi một biến độc lập thay đổi, giữnguyên các biến độc lập còn lại. Các hệsốhồi quy riêng phần của tổng thểcần được thực hiện kiểm định giảthuyết Ho: βk = 0. Kết quảhồi quy cho thấy, giảthuyết Ho đối với hệsốhồi quy các thành phần X1, X2, X3, X4 và X5 bị bác bỏ với giá trị Sig rất nhỏ (nhỏ hơn hoặc bằng 0,05). Điều này có nghĩa là 5 nhân tố trên có tác động đến “Động lực làm việc” của người lao động tại Công ty TNHH Hiệp Thành.
Ta có phương trình hồi quyđa biến (dựa vào hệsốBeta chuẩn hóa) như sau:
DLLL = 0,430X1 + 0,249X2+ 0,003X3+ 0,278X4+ 0,076X5. Trong đó:
DLLV :Động lực làm việc của người lao động tại Công ty TNHH Hiệp Thành.
X1:Chính sách ĐT,TT và sựghi nhậnđóng góp của cá nhân.
X2: Quan hệvới cấp trên, đồng nghiệp.
X3: Chính sách tiền lương.
X4: Môi trường làm việc.
X5: Đặc điểm công việc.
Trường Đại học Kinh tế Huế
Từkết quảtrên ta thấyđộng lực làm việc của người lao động tại Công ty TNHH Hiệp Thành chịu sự tác động của 5 nhân tố: Chính sách đào tạo, thăng tiến và sự ghi nhận; Quan hệvới cấp trên,đồng nghiệp; Chính sách tiền lương; Môi trường làm việc;
Đặc điểm công việc. Trong đó, Chính sách đào tạo, thăng tiến và sựghi nhận có mức độ ảnh hưởng lớn nhất đến động lực làm việc của người lao động tại Công ty TNHH Hiệp Thành.
Nhân tố “Chính sách đào tạo, thăng tiến và sự ghi nhận” có hệ số hồi quy lớn nhất (= 0,430) nên nhân tố này có mức độ ảnh hưởng lớn nhất đến “Động lực làm việc”của người lao động tại Công ty TNHH Hiệp Thành. Hệsốhồi quy dương nên khi chính sách này được Công ty thực hiện tốt lên 1 đơn vị thì Động lực làm việc của người lao độngtăng lên 0,43 lần. Giảthuyết H1 được chấp nhận.
Nhân tố “Quan hệ với cấp trên, đồng nghiệp” là nhân tố có mức độ ảnh hưởng thứba. Nhân tốnày có hệsố hồi quy là 0,249 (mang dấu dương) nên ảnh hưởng thuận chiều với “Động lực làm việc” của người lao động. Nghĩa là khi giá trị của nhân tố
“Quan hệ với cấp trên, đồng nghiệp” tăng lên 1 đơn vị thì động lực làm việc sẽ tăng lên 0,249 lần. Vậy giảthuyết H2 được chấp nhận.
Nhân tố “Chính sách tiền lương” là nhân tốítảnh hưởng nhất đến “Động lực làm việc”. Nhân tốnàyảnh hưởng thuận chiều với “Động lực làm việc” của người lao động vì có hệ số hồi quy dương (0,03). Nghĩa là khi giá trị của nhân tố “Chính sách tiền lương” tăng lên 1 đơn vị thì động lực làm việc cũng sẽ tăng lên 0,03 lần. Vậy giả thuyết H3được chấp nhận.
Nhân tố “Môi trường làm việc” là nhân tố thứhai có mức độ ảnh hưởng lớn đến
“Động lực làm việc”, nhân tố này có hệsố hồi quy là 0,278 (dương) nên có ảnh cùng chiều với động lực làm việc. Nghĩa là khi giá trị của nhân tố “Môi trường làm việc”
tăng lên 1 đơn vịthì động lực làm việc cũng sẽ tăng lên 0,278 lần. Vậy giả thuyết H4 được chấp nhận.
Nhân tố “Đặc điểm công việc” là nhân tố thứ tư có mức độ ảnh hưởng lớn đến
“Động lực làm việc”, nhân tố này có hệ số hồi quy là 0,076 ( mang dấu dương) nên ảnh hưởng thuận chiều với “Động lực làm việc” của người lao động. Nghĩa là khi giá trị của nhân tố “Đặc điểm công việc” tăng lên 1 đơn vị thì động lực làm việc sẽ tăng lên 0,076 lần. Vậy giảthuyết H5 được chấp nhận.
Trường Đại học Kinh tế Huế
Sơ đồ 10: Kết quả kiểm định mô hình lý thuyết
(Nguồn: Tác giả(2018))