2.3. Đánh giá của người lao động về các yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của
2.3.3. Xác định mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến động lực làm việc bằng
2.3.3.2. Xây dựng mô hình hồi quy
Trong mô hình phân tích hồi quy, biến phụthuộc là biến “Động lực làm việc”, các biến độc lập là 6 nhân tố được rút trích ra từcác biến quan sát từphân tích nhân tố EFA. Mô hình hồi quy như sau :
ĐL = β0 + β1X1 + β2X2 + β3X3 + β4X4 + ei
Trong đó: ĐL: Giá trị của biến phụ thuộc “Động lực làm việc” của người lao động tại Công ty CP Sợi Phú Bài 2; X1, X2, X3, X4: Giá trị của các biến độc lập lần lượt là “Cơ hội đào tạo và thăng tiến”, “Lương và mối quan hệtrong công việc”, “Điều kiện làm việc và bản chất công việc”, “Lãnh đạo và đồng nghiệp”; βi: Các hệ số hồi quy riêng tương ứng với các biến độc lập; ei: Sai sốcủa phương trình hồi quy.
- Xây dựng giảthuyết.
H0: Nhân tố không có tác động đến "Động lực làm việc” của người lao động tại Công ty CP Sợi Phú Bài 2.
Trường Đại học Kinh tế Huế
H1: Nhân tố “Cơ hội đào tạo và thăng tiến” có tác động đến “Động lực làm việc” của người lao động.
H2: Nhân tố “Lương và mối quan hệ trong công việc” có tác động đến “Động lực làm việc” của ngườilao động.
H3: Nhân tố “Điều kiện làm việc và bản chất công việc” có tác động đến “Động lực làm việc” của người lao động.
H4: Nhân tố “Lãnh đạo và đồng nghiệp” có tác động đến “Động lực làm việc”
của người lao động.
2.3.3.3. Phân tích hồi quy
Bảng 2.9: Đánh giá độphù hợp của mô hình Mô hình R R2 R2hiệu chỉnh Sai sốchuẩn của ước lượng
Durbin-Watson
1 0,577a 0,333 0,312 0,481 2,070
(Nguồn: Xử lý số liệu SPSS) Từ kết quả ở bảng2.9, ta thấy hệ số xác định R2hiệu chỉnh của mô hình là 31,2%
thể hiện ý biến độc lập trong mô hình giải thích được31,2% sựbiến thiên của biến phụ thuộc (Động lực làm việc). Mặt khác hệ số Durbin- Watson là 2,070 nằm trong khoảng từ 1 đến4 nên kết luận hiện tượng tự tương quan giữa các biến độc lập là không xảyra.
Tiếp tục xem xét kết quả ANOVA
Bảng 2.10: Kiểm định ANOVA Mô hình Tổng các bình
phương
df Trung bình bình phương
F Mức ý
nghĩa
1
Hồi quy 14,872 4 3,718 16,069 0,000b
Phần dư 29,847 129 0,231
Tổng 44,719 133
(Nguồn: Xử lý số liệu SPSS)
Trường Đại học Kinh tế Huế
Từ kết quả ANOVA, cho thấymức ý nghĩa(Sig.) bằng0,000 nhỏ hơn0,05, thỏa mãnđiều kiện. Kết luận mô hình hồi quy là phù hợp.
Bảng 2.11: Hệ số phân tích hồi quy
Mô hình
Hệsố chưa chuẩn hóa
Hệsố chuẩn hóa
T Mức ý
nghĩa
Kiểm tra đa cộng tuyến
B Sai số
chuẩn Beta
Độchấp nhận của biến
Hệsố phóng đại phương sai
1
Hằng số 1,149 0,376 3,06 0,003
X1 0,227 0,079 0,257 2,81 0,005 0,648 1,544
X2 0,244 0,092 0,243 2,63 0,009 0,619 1,615
X3 0,101 0,092 0,096 1,05 0,275 0,667 1,499
X4 0,148 0,102 0,137 1,41 0,149 0,576 1,735
(Nguồn: Xử lý số liệu SPSS) Theo kết quảtừbảng 2.11, cho thấy:
Hệsố phóng đại phương sai (VIF) < 10, chứng tỏmô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến. Như vậy, mô hình hồi quy trên được chấp nhận.
Dựa vào kết quả trên ta thấy rằng các nhân tố “Điều kiện làm việc và bản chất công việc”, “Lãnh đạo và đồng nghiệp” đều có mức ý nghĩa(Sig.) lớn hơn 0,05 từ đó ta loại bỏcác nhân tốnày. Còn lại các nhân tố “Cơ hội đào tạo và thăng tiến”, “Lương và mối quan hệ trong công việc” đều có mức ý nghĩa(Sig.) nhỏ hơn 0,05, cho thấy rằng các nhân tốnày giải thích được cho biến phụthuộc.
Từ đó, có thể đưa ra phương trình thểhiện mối quan hệgiữa động lực làm việc với các nhân tố như sau:
ĐL = 1,149 + 0,227X1 + 0,244X2 + ei
Trong đó: ĐL: Giá trị của biến phụ thuộc “Động lực làm việc” của người lao động tại Công ty CP Sợi Phú Bài 2; X1, X2: Giá trị của các biến độc lập lần lượt là
“Cơ hội đào tạo và thăng tiến”, “Lương và mối quan hệ trong công việc”; ei: Sai số của phương trình hồi quy.
Trường Đại học Kinh tế Huế
- Dựa vào phương trình trên, chúng ta có nhận xét:
Nếu nhân tố “Cơ hội đào tạo và thăng tiến” được người lao động đánh giá tăng thêm 1 đơn vị thì động lực làm việc của người lao động tăng 0,227 đơn vị với điều kiện các nhân tốcòn lạikhông thay đổi. Vậy giảthuyết H1 được chấp nhận.
Nếu nhân tố “Lương và mối quan hệ trong công việc” được người lao động đánh giá tăng thêm 1 đơn vị thìđộng lực làm việc của người lao động tăng 0,244 đơn vị với điều kiện các nhân tố còn lại không thay đổi. Vậy giả thuyết H2 được chấp nhận.
Bảng 2.12: Các giảthuyết của mô hình
Giảthuyết Nội dung giảthuyết Kết quả
H1 Nhân tố “Cơ hội đào tạo và thăng tiến” có tác động đến “Động lực làm việc” của người lao động.
Được chấp nhận
H2
Nhân tố “Lương và mối quan hệtrong công việc”
có tác động đến “Động lực làm việc” của người lao động.
Được chấp nhận
H3
Nhân tố “Điều kiện làm việc và bản chất công việc”
có tác động đến “Động lực làm việc” của người lao động.
Bác bỏ
H4 Nhân tố “Lãnh đạo và đồng nghiệp” có tác động
đến “Động lực làm việc” của người lao động. Bác bỏ (Nguồn: Tác giảtổng hợp)
Trường Đại học Kinh tế Huế
2.3.4.Đánh giá của người lao động về các nhân tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của người lao động tại Công ty CP Sợi Phú Bài 2
Bảng 2.13: Đánh giá của người lao động vềcác nhân tố ảnh hưởng đến động lực làm việc
Yếu tố
Tỷtrọng (%)
GTTB
1 2 3 4 5
Cơ hội đào tạo và thăng tiến Được đào tạo và bồi dưỡng kỹ
năng cần thiết cho công việc. 1,5 6 11,9 64,2 16,4 3,88 Công ty tạo điều kiện học tập,
nâng cao kỹ năng. 1,5 9,7 23,9 53 11,9 3,64
Có nhiều cơ hội thăng tiến. 1,5 11,2 44 35,1 8,2 3,37
Công ty có chính sách thăng tiến
rõ ràng. 2,2 5,2 26,9 56 9,7 3,66
Lương và mối quan hệtrong công việc Đồng nghiệp đối xử với nhau
hòađồng, thân thiện. 1,5 0 6 55,2 37,3 4,27
Anh (Chị) được đồng nghiệp
giúp đỡ trong công việc. 3 0 9,7 59 28,4 4,1
Người lao động được đối xử
công bằng. 1,5 1,5 13,4 61,9 21,6 4,01
Tiền lương được trảcông bằng. 1,5 0,7 6 70,9 20,9 4,09 Động lực làm việc
Cảm thấy hãnh diện, tự hào khi
làm việc cho công ty. 1,5 0 26,1 61,2 11,2 3,81
Hài lòng với công việc hiện tại. 0 1,5 9,7 63,4 25,4 4,13 Muốn gắn bó lâu dài với công ty. 3 3,7 13,4 53,7 26,1 3,96
(Nguồn: Xử lý số liệu SPSS)