3. Đối tượng và phạm vi nghiên cứu
2.2.3.4 Phân tích hồi quy
Trong mô hình phân tích hồi quy được xây dựng gồm biến phụ thuộc là biến
“Động lực làm việc” (DL) và các biến độc lập là các nhân tố được rút trích ra từ các biến quan sát từphân tích nhân tốkhám phá EFA gồm 5 yếu tố: “Điều kiện làm việc”, Lương thưởng và phúc lợi”, “Đào tạo và phát triển”, “Bản chất công việc”, “Quan hệ
với đồng nghiệp và cấp trên”với các hệsố Bê ta tương ứng lần lượt là:β1, β2,β3, β4, β5.
Ta có phương trình hồi quy tuyến tính như sau:
DL = β0+ β1DK+ β2LTP+ β3DT+ β4CV+ β5QH + ei Trong đó:
DL : Giá trịcủa biến phụthuộc
QH: Giá trị của biến độc lập “ Quan hệvới đồng nghiệp và cấp trên”
DT: Giá trị của biến độc lập “Đào tạo và phát triển”
CV: Giá trị của biến độc lập “ Bản chất công việc”
DK: Giá trị của biến độc lập “ Điều kiện làm việc”
2.2.3.4.1 Đánh giá độphù hợp của mô hình
Bảng 2.14 : Đánh giá độ phù hợp của mô hình
Mô hình R R2 R2hiệu chỉnh Sai số ước lượng HệsốDurbin - Watson
1 .737 .543 .526 .44532 1.750
Biến độc lập: DK, QH, DT, CV, LTP Biến phụthuộc: DL
( Nguồn: Kết quả xử lý số liệu SPSS 2020)
Giá trị R2 hiệu chỉnh phản ánh chính xác hơn sự phù hợp của mô hình đối với tổng thể vì nó không phụ thuộc vào độ lệch phóng đại của R2 (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Hồi quy tuyến tính được thực hiện với phương pháp Enter đểkiểm định mô hình lý thuyết. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy mô hình có hệsốR2 là 0.543 và R2 hiệu chỉnh là 0.526. Điều đó có nghĩa là 52.6% sựbiến thiên của biến phụ thuộc được giải thích bởi biến độc lập trong mô hình, còn lại được giải thích bởi các biến độc lập khác ngoài mô hình.
Kiểm định sự phù hợp của mô hình
Bảng 2.15: Kiểm định ANOVA
ANOVA
Mô hình Tổng bình phương df Bình phương trung bình F Sig.
Hồi quy 31.532 5 6.306 31.802 .000
Phần dư 26.573 134 .198
Tổng 58.105 149
(Nguồn: Kết quả xử lí số liệu SPSS 2020)
Kiểm định F là 1 phép kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể. Kết quả phân tích cho thấy giá trị Sig. = 0.000 cho phép bác bỏ giả
thuyết H0. Kết luận mô hình hồi quy là phù hợp. Như vậy, mô hình hồi quy thu được rất tốt, các biến độc lập giải thích được sự thay đổi của biến phụthuộc “Động lực làm việc”.
2.2.3.4.2 Phân tích hồi quy
Bằng phương pháp Enter, 5 nhân tố được đưa vào chạy hồi quy và cho kết quả
phân tích hồi quy được thểhiện qua bảng sau:
Bảng 2.16: Hệ số phân tích hồi quy
Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa
t Sig. VIF B Độ lệch chuẩn Beta Hằng số .142 .262 .544 .588 CV .113 .053 .141 2.159 .033 1.242 DT .250 .063 .253 3.985 .000 1.184 LTP .174 .072 .159 2.395 .018 1.285 QH .238 .050 .296 4.758 .000 1.136 DK .227 .056 .274 4.027 .000 1.360
(Nguồn: Kết quả xử lí số liệu SPSS 2020)
Từ bảng cho thấy giá trị Sig. kiểm định t các biến độc lập: “Lương thưởng và phúc lợi”, “Điều kiện làm việc”, “Bản chất công việc”, “Quan hệ với đồng nghiệp và cấptrên”, “Đào tạo và phát triển” đều nhỏ hơn 0.05. Như vậy, có nghĩa là có 5 yếu tố tác động đến động lực làm việc của nhân viên tại Công ty Cổ Phần QLĐB và XDCT
Thừa Thiên Huế.
Vậy, phương trình hồi quy chuẩn hóa thểhiện các yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của nhân viên tại Công ty Cổ Phần QLĐB và XDCT Thừa Thiên Huế được
xác định như sau:
Động lực làm việc = 0.274 Điều kiện làm việc + 0.159 Lương thưởng và phúc lợi + 0.253 Đào tạo và phát triển+ 0.141 Bản chất công việc + 0.296 Quan hệ với đồng nghiệp và cấp trên
Từmô hình hồi quy, ta có thể xác định có 5 nhân tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của nhân viên. Nếu một trong 5 nhân tố này thay đổi thì đều có thể tạo nên sự thay đổi đối với động lực làm việc của nhân viên Công ty Cổ Phần QLĐB và XDCT
Thừa Thiên Huế.
Kết quảphân tích hồi quy cho thấy rằng:
Nhân tố “Quan hệ với đồng nghiệp và cấp trên” có hệ số beta chuẩn hóa đó là
0.296,đây là yếu tố có tác động lớn nhất đến động lực làm việc theo đánh giá của nhân viên tại Công ty CổPhầnQLĐB và XDCT Thừa Thiên Huế. Hệsốhồi quy dương nên
khi chính sách này của công ty thay đổi 1 đơn vị thìđộng lực làm việc của nhân viên sẽ thay đổi 0.296 đơn vị, điều này phản ảnh đúng trong thực tế nhân tố này có mối
tương quan thuận chiều. Quan hệ với đồng nghiệp và cấp trên tăng lên điều đó khiến
cho động lực làm việc của nhân viên cũng theo đó tăng lên. Khi đồng nghiệp hay cấp trên mà thấu hiểu, lắng nghe, chia sẻnhững kinh nghiệm, luôn sẵn sàng hỗtrợ lúc cần thiết sẽ tạo được bầu không khí thoải mái ở nơi làm việc cho nhân viên để thực hiện công việc thuận lợi hơn. Giảthuyết H5 được chấp nhận.
Nhân tố tiếp theo là “Điều kiện làm việc” có hệ sốBeta chuẩn hóa là 0.274, đây
là yếu tốcó hệsốlớn thứ2. Với đặc thù ngành nghề xây dựng, khi điều kiện làm việc
được đảm bảo an toàn, các thiết bị phục vụ cho công việc được trang bị đầy đủ, một
môi trường làm việc sạch sẽsẽ kích thích được tinh thần làm việc của nhân viên. Đây
là một yếu tố cần để thúc đẩy động lực làm việc của nhân viên.Giả thuyết H1 được chấp nhận.
Nhân tố thứ 3 đó là “Đào tạo và phát triển”có hệ số beta chuẩn hóa là 0.253. Công ty cần phải có nhiều hơn nữa các chính sách đào tạo và bồi dưỡng những kĩ năng
nghề nghiệp cho nhân viên của mình.Các chính sách phát triển những nhân viên có
năng lực, đóng góp đểkhuyến khích hơn nữa năng lực của mình.Điều đó sẽgiúp công ty nâng cao chất lượng đội ngũ lao động đáp ứng được nhu cầu ngày càng cao của nền kinh tế. Giảthuyết H3được chấp nhận.
Nhân tố thứ 4 là “Lương thưởng và phúc lợi”có hệ số beta chuẩn hóa là 0.159. Công ty cần phải có những chính sách động viên người lao động. Khi nhân viên cảm thấy kết quảlàm việc của mình xứng đáng với mức tiền công mà mình nhận được, các
chính sách thưởng, phụcấp và phúc lợi được thực hiện đầy đủtừ đó họsẽ có động lực làm việc hơn nữa. Điều này phản ánh trong thực tếtiền lương ảnh hưởng trực tiếp đến cuộc sống của cá nhân mỗi nhân viên trong công ty. Và thêm vào đó người lao động còn quan tâmđến các dịch vụhỗtrợkhác của công ty như các hoạt độngvăn nghệ, thể thao,.. để giảm những áp lực, căng thẳng sau một ngày làm việc mệt mỏi. Giả thuyết H2được chấp nhận.
Và nhân tố cuối cùng là “Bản chất công việc” có hệ sốbeta chuẩn hóa là 0.141. Công ty cần có những chính sách bốtrí công việc cho nhân viên một cách hợp lí, đúng
với khả năng và chuyên môn của mỗi người để có thể phát huy tối đa hơn nữa năng
lực từ đó nâng cao động lực làm việc của nhân viên. Giảthuyết H4được chấp nhận.
Kiểm định phân phối chuẩn phần dư
Biểu đồ 2.6: Biểu đồ tần số Histogram của phần dư chuẩn hóa
Tính chất phân phối chuẩn của phần dư thể hiện qua biểu đồ tần số Histogram:
Với Mean =-5.81E - 17 gần bằng 0 và độ lệch chuẩn Std. Dev = 0.982 xấp xỉ
bằng 1, có thểkết luận rằng giảthuyết phân phối chuẩn không bịvi phạm, mô hình hồi
quy được sửdụng là phù hợp vềmặt ý nghĩa thống kê.
Giả định tương quan giữa các phần dư
Đại lượng thống kê Durbin-Watson (d) dùng để kiểm định tương quan của các sai số kề nhau( tương quan chuỗi bậc nhất).Đại lượng d có giá trị biến thiên trong khoảng từ 0 đến 4. Kết quảkiểm định của mô hình cho thấy, hệsốDurbin- Watson (d) = 1.750 thuộc trong khoảng chấp nhận từ 1 đến 3. Vì vậy có thểkết luận là hiện tượng tự tương quan giữa các biến độc lập là không xảy ra.
Hiện tượng đa cộng tuyến
Hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra khi các biến độc lập có tương quan chặt chẽvới nhau, nếu có đa cộng tuyến sẽ làm kết quả kiểm định bị sai lệch. Mô hình vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến khi hệ số phóng đại phương sai VIF(Variance Inflation Factor)> 2. Từ kết quảphân tích hồi quy, các giá trị VIF của các nhân tố đều nhỏ hơn
2 nên có thểkết luận rằng mô hình không vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến. Như vậy, mô hình hồi quy trên được chấp nhận.