Trên cơ sở kết quả thực hiện mô hình hồi quy động lực làm việc với việc tham gia các nhân tố (Lãnh đạo, Đồng nghiệp, Sự phù hợp công việc, Lương – thưởng, đào tạo và phát triển) với các biến kiểm soát (vị trí công tác, tuổi, thời gian làm việc, giới tính). Tác giả đã xác định được các yếu tố tác động lên động lực làm việc (Lãnh đạo, Đồng nghiệp, Sự phù hợp công việc, Lương – thưởng, đào tạo và phát triển), các biến kiểm soát (vị trí công tác, tuổi, thời gian làm việc, giới tính) không ảnh hưởng đến động lực làm việc của công chức (không có ý nghĩa thống kê với P value > 0.05). Mô hình cuối cùng được lựa chọn ở bảng 4.17 dưới đây:
Bảng 4.17: Kết quả hồi quy được lựa chọn
Thành phần
Chưa chuẩn hóa Chuẩn hóa Giá trị T Giá trị P VIF B Sai số chuẩn Beta Tung độ gốc 1.918E16 0.028 0.000 1.000
Đào tạo và phát triển 0.528 0.028 0.528 18.584 0.000 1.000 Đồng nghiệp 0.307 0.028 0.307 10.820 0.000 1.000 Lãnh đạo 0.277 0.028 0.277 9.755 0.000 1.000 Lương – Thưởng 0.297 0.028 0.297 10.452 0.000 1.000 Sự phù hợp công việc 0.449 0.028 0.449 15.815 0.000 1.000 R2 hiệu chỉnh = 0.735 * Mức ý nghĩa 5%
* Kiểm định ANOVA: kết quả kiểm định trong Bảng 4.18 sau.
Bảng 4.18: Kết quả kiểm định ANOVA
Mô hình Tổng bình phương Bậc tự do Trung bình phương F Giá trị p Hồi quy 243.104 5 48.621 183.398 0.000 Phần dư 85.896 324 0.265 Tổng 329.000 329 b. Biến phụ thuộc: DL Biến độc lập: PH, TL, LD, DN, DT
Từ Bảng 4.17 ta có kểm định F-test có mức ý nghĩa < 5% cho thấy có ít nhất 1 trong 5 nhân tố (Lương thưởng, Lãnh đạo, Đào tạo và phát triển, Phù hợp
công việc và Đồng nghiệp) có ảnh hưởng đến động lực làm việc của cán bộ công chức tỉnh Bình Định.
Hình 4.1: Kiểm tra sự phù hợp khi lựa chọn mô hình hồi quy tuyến tính
Theo Hình 4.1 các điểm phân tán trên đồ thị này không thể hiện 1 hình dáng cụ thể nào cho mối liên hệ giữa phần dư và các biến độc lập cũng như mối liên hệ giữa phần dư và giá trị dự đoán từ mô hình của biến phụ thuộc, sai số của mô hình cũng tuân theo quy luật phân phối chuẩn với phép kiểm định One- Sample Kolmogorov-Smirnov test (phụ lục 3) kiểm tra phân phối chuẩn của phần dư cho thấy (mức ý nghĩa Sig. = 0.088 > 0,05) thì chúng ta có thể kết luận mô hình hồi quy trên mô tả liên hệ tuyến tính là khá phù hợp với tình huống nghiên cứu. Bên cạnh đó, trong Bảng 4.17 chúng ta có chỉ số VIF nằm trong khoảng 0.1 đến 10 như vậy không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mô hình.
Như vậy, mô hình đánh giá động lực làm của cán bộ công chức tại tỉnh Bình Định thể hiện ở Hình 4.2 như sau:
- Dựa vào dấu và độ lớn của hệ số Beta chuẩn hóa, ta có: tất cả các nhân tố đều tác động tích cực đến động lực làm việc, theo mức độ tác động giảm dần như sau: Đào tạo và phát triển, Sự phù hợp công việc, Đồng nghiệp, Lương thưởng và Lãnh đạo.
- Kết quả này là như nhau đối với các nhóm khác nhau (phân biệt bởi các biến kiểm soát: giới tính, độ tuổi, thâm niên, học hàm/học vị, vị trí công việc và các biến này không có ý nghĩa thống kê).
Hình 4.2 Mô hình từ kết quả nghiên cứu