2. .3 Phương pháp chọn mẫu
2.10.1.2Kiểm tra giả định các phâ nư có phân phối chuẩn
Phần ư có thể không tuân theo phân phối chuẩn vì những lý o như sử dụng sai mô hình, phương sai không phải là hằng số, số lượng các phần ư không đủ nhiều để phân tích (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Biểu đồ tần số Histogram của các phần ư đã được chuẩn hóa và biểu đồ P-P plot được sử dụng để kiểm tra giảđịnh này.
Sơ đồ 2.11: Đồ thị phân phối tần số của phần đã chuẩn hóa
(Nguồn: Phân tích dữ liệu từđiều tra của tác giả)
Nhận xét: Dựa vào biểu đồ tần số của các phần ư Histogram ta thấy, phần ư phân phối xấp xỉ chuẩn (trung bình Mean = -1.51E-1 và độ lệch chuẩn Std. Dev = 0.988, tức gần bằng 1). Do đó, có thể kết luận rằng giả thuyết phân phối chuẩn của phần ư không bị vi phạm (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008, 229).
Sơ đồ 2.12: Đồ thị P-P plot của phần dư đã chuẩn hóa
(Nguồn: Phân tích dữ liệu từđiều tra của tác giả)
Kết quả từ biều đồ tần số P-P plot cho thấy các điểm phân tán xung quanh được kỳ vọng ( ao động gần sát với đường thẳng). Cũng cho thấy giả định phân phối chuẩn của phần sư không bị vi phạm.
2.10.1.3 Ma trận tương quan
Bước đầu tiên khi tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính bội là xem xét các mối tương quan tuyến tính giữa các biến độc lập với từng biến phụ thuộc và chính giữa các biến độc lập với nhau. Vì nếu có bất cứ liên hệtương quan qua lại chặt chẽ nào giữa các biến độc lập có thể ảnh hưởng lớn đến kết quả của phân tích hồi quy bội.
Bảng 2.2 : Ma trận hệ số tương quan Y (DLLV) CNNLD DDCV DDTC MTBN Y (DLLV) 1 .139 .447** .774** .106 CNNLD .139 1 -.171* -.004 .205** DDCV .447** -.171* 1 .402** -.121 DDTC .774** -.004 .402** 1 -.067 MTBN .106 .205** -.121 -.067 1
**. Tương quan ở mức ý nghĩa 0.01 (2 - đuôi). *. Tương quan ở mức ý nghĩa 0.0 (2 - đuôi).
(Nguồn: Phân tích dữ liệu từđiều tra của tác giả)
Bảng ma trận tương quan cho thấy hệ số tương quan giữa các biến độc lập CNNLD, DDCV, DDTC, MTBN với biến phụ thuộc Y: DLLV khá cao và tương quan cùng chiều.
Hệ sốtương quan của biến phụ thuộc với từng biến độc lập ao động từ 0.106 đến 0.774 (mối tương quan từ thấp đến cao). Trên thực tế, với mức ý nghĩa 1%, giả thuyết hệ số tương quan của tổng thể bằng 0 bị bác bỏ. Điều này có nghĩa là trong tổng thể, tồn tại mối tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc động lực làm việc của người lao động tại nhà hàng Le Champa - Resort & Spa Le Belhamy (Y) với các biến độc lập: cá nhân người lao động (CNNLD), đặc điểm công việc (DDCV), đặc điểm tổ chức (DDTC), môi trường bên ngoài (MTBN).
Xét mối tương quan giữa các biến độc lập, hệ số ao động từ -0.171 đến 0.402 nên trong tổng thể với mức ý nghĩa 1% thì có tồn tại mối tương quan từ mức tương quan quá thấp đến mức tương quan trung bình giữa các biến độc lập. Vấn đề này sẽ được xem xét kỹ lưỡng vai trò của các biến độc lập trong mô hình hồi quy tuyến tính đa biến (xem bảng 2.24).
2.10.2 Kiểm tra mô hình hồi quy tuyến tính đa biến
2.10.2. Đánh giá mức độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến t nh đa biến
Sử dụng R2 hiệu chỉnh để đánh giá mức độ phù hợp của mô hình nghiên cứu. Độ phù hợp của mô hình được kiểm định bằng trị số thống kê F được tính từ R2 của mô hình tương ứng với mức ý nghĩa Sig., với giá trị Sig. càng nhỏ thì càng an toàn khi bác bỏ giả thuyết H0 là hệ số trước các biến độc lập đều bằng nhau và bằng 0
(trừ hằng số). Mô hình hồi quy tuyến tính đưa ra là phù hợp với dữ liệu và có thể sử dụng được.
Bảng 2.25: Thông số mô hình hồi quy
Mô hình R Hệ số R Hệ số R2 Hệ số R2 – hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng Thống kê thay đổi Hệ số F khi đổi Bậc tự do 1 Bậc tự do 2 Hệ số Sig. F sau khi đổi Hệ số Durbin Watson 1 .819a .671 .663 .39048 .671 84.23 3 4 165 .000 1.813 Biến độc lập: CNNLD, DDCV, DDTC, MTBN Biến phụ thuộc: Y
(Nguồn: Phân tích dữ liệu từđiều tra của tác giả)
Bảng 2.25 cho thấy, giá trị hệ số tương quan là 0.900 > 0.7. Đây là mô hình
thích hợp để sử dụng đánh giá mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập. Từ kết quả phân tích cho thấy: Trị thống kê F của mô hình với mức ý nghĩa thống kê rất nhỏ (Sig. = 0.000) cho thấy mô hình hồi quy tuyến tính phù hợp với dữ liệu và có thể sử dụng được. Giá trị hệ số R2 = 0.663, điều đó có nghĩa là mô hình hồi quy tuyến tính đã xây ựng phù hợp với dữ liệu là 66.3%. Nói cách khác, 66.3% động lực làm việc của người lao động tại nhà hàng Le Champa - Resort & Spa Le Belhamy là do mô hình hồi quy giải thích. Các phần còn lại là do sai số và các nhân tố khác.
2.10.2.2 Kiểm định độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến t nh đa biến
Kiểm định F về tính phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể. Điều này cho chúng ta biết biến phụ thuộc có tương quan tuyến tính với toàn bộ biến độc lập hay không. Đặt giả thuyết H0 là: β0= β1= β2= β3= β4= β5= 0.
Kiểm định F và giá trị của Sig.
Theo căn cứ bảng 2.25: Giá trị Sig. rất nhỏ (Sig.= .000 < 0.05) nên bác bỏ giả thuyết H0. Điều này có ý nghĩa là các biến độc lập trong mô hình có tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc, tức là sự kết hợp của các biến độc lập có thể giải thích được sựthay đổi của biến phụ thuộc.
Hệ số F = 84.233 # 0 ở mức ý nghĩa P-value = 0.000 < 0.0 . Do đó, có thể bác bỏ giả thuyết H0 hay mô hình hồi quy tuyến tính xây dựng phù hợp với tổng thể.
2.10.3 Phân tích mô hình
2.10.3.1 Mô hình
Căn cứ kết quả ma trận xoay bảng 2.22: Phương trình hồi quy tuyến tính biểu diễn mối quan hệ giữa 4 nhân tốtác động (Gọi là biến độc lập) và động lực làm việc của người lao động tại nhà hàng Le Champa tại Resort & Spa Le Belhamy (Gọi là biến phụ thuộc) có dạng như sau:
Y= β0+ β1(CNNLD) + β2(DDCV) + β3(DDTC) + β4(MTBN)
Trong đó:
Y: động lực làm việc của người lao động tại nhà hàng Le Champa - Resort & Spa Le Belhamy.
CNNLD: Cá nhân người lao động. DDCV: Đặc điểm công việc. DDTC: Đặc điểm tổ chức. MTBN: Môi trường bên ngoài. β0: Hằng số.
β1, β2, β3, β4, β5: Các hệ số hồi quy (βi >0).
2.10.3.2 Kiểm định độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến t nh đa biến
Nghiên cứu thực hiện chạy hồi quy tuyến tính đa biến với phương pháp đưa vào một lượt (phương pháp Enter), trong đó: Y: Động lực làm việc - Biến phụ thuộc. Thang đo của nhân tố này từ 1 đến (1: Hoàn toàn không đồng ý; 5: Hoàn toàn đồng ý). Biến Y gồm 4 biến quan sát là: DLLV1, DLLV2, DLLV3, DLLV4.
β: Hằng số tự do.
CNNLD, DDCV, DDTC, MTBN là các biến độc lập theo thứ tự sau: cá nhân người lao động, đặc điểm công việc, đặc điểm tổ chức, môi trường bên ngoài.
Bảng 2.26: Các thông số thống kê từng biến độc lập của bảng Coefficients
Mô hình hồi quy của các hệ số Beta
Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa T Ý nghĩa
Chuẩn đoán hiện tượng đa cộng tuyến Hệ số Beta Sai số chuẩn Beta Hệ số Tolerance Hệ số VIF Hằng số -.025 .253 -.099 .921 CNNLD .105 .033 .147 3.167 .002 .931 1.075 DDCV .202 .048 .208 4.192 .000 .806 1.240 DDTC .638 .045 .701 14.328 .000 .833 1.200 MTBN .089 .028 .147 3.216 .002 .949 1.054 Biến phụ thuộc: ĐỘNG LỰC LÀM VIỆC
(Nguồn: Phân tích dữ liệu từđiều tra của tác giả)
Nhận xét:
Qua kết quả trên cho thấy mô hình không bị vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến do hệ số phóng đại phương sai các biến độc lập (VIF) đều nhỏ hơn 2 (VIF biến thiên từ 1.054 đến 1.240). Do đó hiện tượng đa cộng tuyến nếu có giữa các biến độc lập là chấp nhận được (Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008, 233, thì khi VIF vượt quá 10 thì đó là ấu hiệu của hiện tượng đa cộng tuyến).
Hệ số Tolerance đều lớn hơn 0. (nhỏ nhất là 0.806) cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008, 233). Giá trị Sig. từ 0.00 đến 0.043 đều nhỏ hơn 0.05 cho thấy mức ý nghĩa kiểm định hai phía giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc đều thỏa điều kiện (Sig. 2- tailed = 0.000 < 0.05).
Ta thấy hệ số hồi quy chuẩn hóa (Beta) của các biến độc lập đều mang dấu ương, có nghĩa là các biến này có quan hệ cùng chiều với biến phụ thuộc – Động lực làm việc của người lao động tại nhà hàng Le Champa - Resort & Spa Le Belhamy.
2.10.4 Đánh giá mức độ quan trọng của các nhân tố ảnh hưởng đến động
Từ kết quảở bảng 2.26 ta thấy phương trình hồi quy tuyến tính đa biến có hệ số Beta chuẩn hóa như sau:
Y= - 0.025 + 0.105(CNNLD) + 0.202(DDCV) + 0.638(DDTC) + 0.089(MTBN)(*) Trong đó:
CNNLD: Cá nhân người lao động
DDCV: Đặc điểm công việc
DDTC: Đặc điểm tổ chức
MTBN: Môi trường bên ngoài
Nhận xét:
Từphương trình (*) ta thấy các biến độc lập tác động có ảnh hưởng đến động lực làm việc của nhân viên. Trong đó biến DDTC = 0.638 là biến có trọng số lớn nhất, có nghĩa là biến này có vai trò và ảnh hưởng nhiều nhất đến động lực làm việc của người lao động tại nhà hàng Le Champa tại Resort & Spa Le Belhamy. Các biến còn lại lần lượt là: DDCV = 0.202; CNNLD = 0.105; MTBN = 0.089.
Như vậy, cả 4 nhân tố: CNNLD, DDCV, DDTC, MTBN đều có ảnh hưởng tỷ lệ thuận đến động lực làm việc của người lao động tại nhà hàng Le Champa - Resort & Spa Le Belhamy. Tức là khi CNNLD, DDCV, DDTC, MTBN càng cao thì động lực làm việc của người lao động tại nhà hàng Le Champa - Resort & Spa Le Belhamy càng cao. Trong đó, nhân tố DDTC là quan trọng nhất, thứ tự tiếp theo là DDCV, CNNLD, MTBN.
Ngoài ra, kết quả giá trị hồi quy chuẩn hoá (Stan ar ize Coefficients Beta) cho ta biết tầm quan trọng của từng biến đọc lạp đối với biến phụ thuọc. Cụ thể:
Giá trị hồi quy chuẩn hoá của biến Cá nhân người lao động ảnh huởng 14.7% đến động lực làm việc.
Giá trị hồi quy chuẩn hoá của biến Đặc điểm công việc ảnh huởng 20.8% đến động lực làm việc.
Giá trị hồi quy chuẩn hoá của biến Đặc điểm tổ chức ảnh huởng 70.1% đến động lực làm việc.
Giá trị hồi quy chuẩn hoá của biến Môi trường bên ngoài ảnh huởng 14.7% đến động lực làm việc.
Bảng 2.27: Tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5
Giả thuyết Kết quả kiểm định
Cá nhân người lao động có mối quan hẹ duong với động
lực làm việc Chấp nhận
Đặc điểm công việc có quan hẹ duong với động lực làm
việc Chấp nhận
Đặc điểm tổ chức có quan hẹ duong với động lực làm
việc Chấp nhận
Môi trường bên ngoài có mối quan hẹ duong với động
lực làm việc Chấp nhận
Tổng hợp kết quả kiểm định mô hình hồi qui với 04 biến đọc lạp và 01 biến phụ thuọc. Qua bảng trên (bảng 2.27) chúng ta thấy các giả thuyết H1, H2, H3 và H4
đều đuợc chấp nhạn, vì khi tang những yếu tố này sẽ làm gia tang động lực làm việc, điều đó có nghĩa là khi cảm nhạn của nhân viên về các yếu tố trên tang lên thì động lực làm việc cũng tang theo.
Từ những phân tích trên ta có thể kết luạn mô hình lý thuyết thích hợp với ữ liẹu nghiên cứu và các giả thuyết nghiên cứu đuợc chấp nhạn (H1, H2, H3 và H4). Thông qua kết quả kiểm định mô hình chính thức mà cụ thể là kết quả hồi quy tuyến tính đa
biến, ta có mô hình lý thuyết chính thức điều chỉnh như sau:
(Nguồn: Phân tích dữ liệu từđiều tra của tác giả)
2.11 Kiểm định độ phù hợp của mô hình ANOVA
Cá nhân người lao động Đặc điểm công việc
Đặc điểm tổ chức Môi trường bên ngoài
Động lực làm việc của người lao động tại nhà hàng Le Champa - Resort & Spa Le Belhamy
0.105
0.202
0.089 0.638
Sơ đồ 2.13: Mô hình lý thuyết chính thức điều chỉnh về động lực làm việc của người lao động tại nhà hàng Le Champa - Resort & Spa Le Belhamy
Bảng 2.28: Bảng kiểm định phù hợp của mô hình ANOVA
ANOVA
Y
Tổng bình phương df Bình phương trung
bình
F Sig.
Hồi quy 51.373 4 12.843 84.233 0.000b
Phần ư 25.158 165 0.152
Tổng 76.531 169
(Nguồn: Phân tích dữ liệu từđiều tra của tác giả)
TÓM TẮT CHƯƠNG 2
Trong chương 2 chúng ta đã thấy được tổng thể của Resort & Spa Le Belhamy nói chung và nhà hàng Le Champa nói riêng với những chức năng, nhiệm vụ, cơ cấu tổ chức, tình hình nhân sự tại bộ phận này.
Đặc biệt, chương 2 đã trình bày mẫu nghiên cứu ưới dạng thống kê mô tả, kết quả kiểm định các thang đo khái niệm nghiên cứu và kiểm định các giả thuyết, phương pháp và kết quả nghiên cứu.
Từ các bước kiểm định (Kiểm định hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tốkhám phá EFA) thang đo sự hài lòng của doanh nghiệp bao gồm 4 nhân tố: cá nhân người lao động, đặc điểm công việc, đặc điểm tổ chức, môi trường bên ngoài. Sau đó, mô hình được kiểm định bằng thống kê mô tả, phân tích Pearson, phân tích hồi quy đa biến thì tất cả 4 nhân tố đều có ảnh hưởng đến động lực làm việc của người lao động tại nhà hàng Le Champa - Resort & Spa Le Belhamy. Kết quả cũng cho thấy mô hình lý thuyết phù hợp với dữ liệu thu thập được từ các nhân viên và có mối quan hệ cùng chiều giữa 4 nhân tố với động lực làm việc của người lao động tại nhà hàng Le Champa tại Resort & Spa Le Belhamy.
CHƯƠNG 3: GIẢI PHÁP NHẰM NÂNG CAO HIỆU QUẢ TẠO ĐỘNG LỰC CHO NGƯỜI LAO ĐỘNG TẠI NHÀ HÀNG LE CHAMPA – RESORT LE
BELHAMY 3.1 Cơ sởđề ra giải pháp
Từ những thực trạng và phân tích số liệu ở chương 2, ta thấy cả 4 nhân tố: CNNLD (cá nhân người lao động), DDCV (đặc điểm công việc), DDTC (đặc điểm tổ chức), MTBN (môi trường bên ngoài) đều có ảnh hưởng và tỷ lệ thuận đến động lực làm việc của người lao động tại nhà hàng Le Champa - Resort & Spa Le Belhamy. Tức là khi CNNLD, DDCV, DDTC, MTBN càng cao thì động lực làm việc của người lao động tại nhà hàng Le Champa - Resort & Spa Le Belhamy càng cao. Trong đó, nhân tố DDTC có trọng số lớn nhất là 0.638 nên quan trọng nhất, thứ tự tiếp theo lần lượt là: DDCV = 0.202; CNNLD = 0.105; MTBN = 0.089 (xem bảng 2.26/ chương 2). Cùng với những định hướng trong tương lai của nhà hàng, tác giả đã đưa những giải pháp thích hợp nhằm nâng cao động lực làm việc của người lao động ưới đây.
3.2 Giải pháp nâng cao hiệu quả tạo động lực cho người lao động qua các
yếu tố thuộc về cá nhân người lao động Nhu cầu, mục tiêu cá nhân
Hiểu được nhu cầu của người lao động là nhân tố quan trọng giúp cho các chính sách của Resort nói chung và nhà hàng Le Champa nói riêng gắn kết chặt chẽ hơn với mong muốn, tâm tư của người lao động. Khi đạt được điều này mức độ hài lòng của người lao động về công việc và Resort của mình sẽ tăng lên vì vậy muốn cống hiến nhiều hơn. Yếu tố nhu cầu của người lao động là một chiến lược quan trọng để giữ chân người lao động.
Vì vậy, trong các cuộc họp hằng tháng nên để nhân viên phát biểu ý kiến và phía resort tiếp nhận, tuyên ương những ý kiến cá nhân. Ngoài ra, mỗi quý nên có những cuộc khảo sát với nhân viên xem sự hài lòng cũng như nhu cầu của họ về đời sống, công việc,v.v.. Từ đó đưa ra giải pháp phù hợp với cá nhân người lao động cũng như định hướng của công ty, để hai cá thể cùng phát triền. Vì sự phát triền của cá nhân người lao động cũng như sự phát triển của Resort và ngược lại.