Bảng 4.1 : Thống kê mô tả
Bảng 4.14 Ma trận hệ số tương quan
BC MT LD DN CN TN DT DL
BC Tương quan Pearson Giá trị sig 1
MT Tương quan Pearson 0,457
** 1
Giá trị sig 0,000
LD Tương quan Pearson 0,314
** 0,357** 1
Giá trị sig 0,000 0,000
DN Tương quan Pearson 0,339
** 0,434** 0,230** 1
BC MT LD DN CN TN DT DL
CN Tương quan Pearson 0,424
** 0,469** 0,421** 0,317** 1
Giá trị sig 0,000 0,000 0,000 0,000
TN Tương quan Pearson 0,407
** 0,374** 0,352** 0,451** 0,416** 1
Giá trị sig 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
DT Tương quan Pearson 0,153
* 0,202** 0,209** 0,102 0,154* 0,171* 1
Giá trị sig 0,048 0,009 0,006 0,190 0,046 0,026
DL Tương quan Pearson 0,563
** 0,585** 0,517** 0,509** 0,612** 0,572** 0,334** 1
Giá trị sig 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả)
Từ kết quả phân tích tương quan Bảng 4.14, ta có thể thấy mối tương quan giữa biến phụ thuộc và biến độc lập: (1) Bản chất công việc; (2) Môi trường làm việc; (3) Lãnh đạo; (4) Đồng nghiệp; (5) Sự công nhận; (6) Thu nhập và phúc lợi; (7) Cơ hội đào tạo và thăng tiến; đều khác 1, như vậy không xảy ra tương quan hoàn toàn giữa biến độc lập và biến phụ thuộc với giá trị Sig. < 0,05 nghĩa là các biến độc lập đều tương quan cùng chiều với biến phụ thuộc và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Do đó, có thể đưa các biến độc lập vào mô hình hồi quy để giải thích cho sự thay đổi của biến phụ thuộc động lực làm việc. Tuy nhiên, mức độ tác động của từng biến độc lập lên biến phụ thuộc sẽ được xác định cụ thể thông qua phân tích hồi quy bội. Ngoài ra, kết quả cho thấy cũng có sự tương quan tuyến tính giữa các biến độc lập với nhau, do đó hiện tượng đa cộng tuyến sẽ được kiểm định trong phân tích hồi quy.
4.2.5. Phân tích hồi quy tuyến tính
Ở bước này, tác giả sẽ tiến hành xây dựng phương trình hồi quy tuyến tính. Phương pháp hồi quy được sử dụng ở đây là phương pháp bình phương bé nhất thông thường OLS, với 7 biến độc lập bao gồm (1) Bản chất công việc (BC); (2) Môi trường làm việc (MT); (3) Lãnh đạo (LD); (4) Đồng nghiệp (DN); (5) Sự công nhận (CN); (6) Thu nhập và phúc lợi (TN); (7) Cơ hội đào tạo và thăng tiến (DT) và 1 biến phụ thuộc Động lực làm việc (DL) được đưa vào phân tích, phương pháp hồi qui được chọn là phương pháp đưa vào một lượt (Enter).
Hệ số R2 được dùng để đánh giá sự phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính đối với dữ liệu, với nguyên tắc R2 càng gần 1 thì mô hình đã xây dựng càng phù hợp với tập dữ liệu mẫu.
Bảng 4.15 cho thấy mô hình hồi quy đưa ra tương đối phù hợp với tập dữ liệu mẫu với R2 = 0,668. Kết quả cũng cho thấy R2 hiệu chỉnh = 0,653 nhỏ hơn R2, cho thấy mô hình đưa ra giải thích được 65,3% sự biến thiên của biến phụ thuộc, còn lại 34,7% được giải thích bởi biến độc lập khác ngoài mô hình và sai số.
Bảng 4.15: Sự phù hợp mô hình Mô hình Giá trị R R2 R2 hiệu chỉnh
Sai số chuẩn của ước lượng Giá trị Durbin- Watson 1 0,817a 0,668 0,653 0,21720737 1,769 a. Biến phụ thuộc: DL b. Biến quan sát: (Hằng số), DT, DN, LD, BC, CN, TN, MT
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả) 4.2.5.2. Kiểm định sự phù hợp của mô hình
Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi qui tuyến tính thì chúng ta sử dụng kết quả kiểm định F. Kiểm định F trong phân tích phương sai xem xét có hay không mối liên hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc với toàn bộ tập hợp của các biến độc lập. Kết quả bảng 4.16 cho thấy giá trị F = 45,917 và mức ý nghĩa Sig. = 0,000 < 0,05. Do vậy, mô hình hồi quy tuyến tính đưa ra phù hợp với dữ liệu và có thể sử dụng được. Bảng 4.16: ANOVA Mô hình Tổng các bình phương df Trung bình bình phương F Sig. 1 Hồi quy 15,164 7 2,166 45,917 0,000b Phần dư 7,549 160 0,047 Tổng 22,713 167 a. Biến phụ thuộc: DL b. Biến quan sát: (Hằng số), DT, DN, LD, BC, CN, TN, MT
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả)
Như vậy, có thể kết luận rằng mô hình thỏa mãn các điều kiện đánh giá và kiểm định phù hợp cho việc rút ra các kết quả nghiên cứu.
4.2.5.3. Kết quả phân tích hồi quy
Nhìn vào kết quả hồi quy tuyến tính bảng 4.17, các biến độc lập Bản chất công việc (BC); Môi trường làm việc (MT); Lãnh đạo (LD); Đồng nghiệp (DN); Sự công nhận (CN); Thu nhập và phúc lợi (TN); Cơ hội đào tạo và thăng tiến (DT) có hệ số Sig. <0,05 có ý nghĩa thống kê và hệ số hồi quy chuẩn hóa (β) đều mang dấu dương nghĩa là có tương quan cùng chiều với biến phụ thuộc Động lực làm việc (DL). Trong đó, yếu tố ảnh hưởng mạnh nhất đến Động lực làm việc dựa trên hệ số hồi quy chuẩn hóa là Sự công nhận (β5 = 0,237), theo sau đó là Bản chất công việc (β1 = 0,184), Thu nhập và phúc lợi (β6 = 0,178), Lãnh đạo (β3 = 0,169), Đồng nghiệp (β4 = 0,168), Môi trường làm việc (β2 = 0,158), và cuối cùng là Cơ hội đào tạo và thăng tiến (β7 = 0,155).
Bảng 4.17: Kết quả hồi quy tuyến tính
Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn
Beta Dung sai VIF
1 (Hằng số) -0,330 0,241 -1,368 0,173 BC 0,162 0,048 0,184 3,353 0,001 0,689 1,451 MT 0,146 0,054 0,158 2,736 0,007 0,622 1,609 LD 0,166 0,052 0,169 3,210 0,002 0,750 1,333 DN 0,145 0,047 0,168 3,107 0,002 0,708 1,412 CN 0,196 0,047 0,237 4,181 0,000 0,646 1,549 TN 0,153 0,048 0,178 3,170 0,002 0,660 1,515 DT 0,144 0,044 0,155 3,276 0,001 0,932 1,073 a. Biến phụ thuộc: DL
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả) 4.2.5.4. Dò tim vi phạm các giả định hồi quy
Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng biểu đồ tần số Histogram và biểu đồ phân phối tích lũy P-P Plot để dò tìm sự vi phạm giả định phân phối chuẩn của phần dư.
Hình 4.1: Biểu đồ tần số Histogram
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả)
Hình 4.1. cho thấy giá trị trung bình của phần dư rất nhỏ gần bằng 0 (Mean = - 3.50E-15) và độ lệch chuẩn xấp xỉ bằng 1 (Std.Dev = 0,979) nên phần dư có phân phối chuẩn và giả định phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Hình 4.2: Biểu đồ phân phối tích lũy P-P Plot
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả) Kết quả tương đồng đối với Biểu đồ phân phối tích lũy P-P Plot (Hình 4.2), các
Giả định liên hệ tuyến tính
Giả định liên hệ tuyến tính được kiểm tra với phương pháp sử dụng là biểu đồ phân tán Scatterplot với giá trị phần dư chuẩn hóa trên trục hoành và giá trị dự đoán chuẩn hóa trên trục tung. Dựa vào đồ thị, ta thấy phần dư chuẩn hóa không thay đổi theo một trật tự nào đó đối với giá trị dự đoán. Hay nói cách khác, Hình 4.3 cho ta thấy phần dư chuẩn hóa phân tán ngẫu nhiên trên đồ thị trong một vùng xung quanh đường đi qua tung độ bằng 0. Vì vậy giá trị dự đoán và phần dư độc lập nhau và phương sai của phần dư không đổi. Mô hình hồi quy là phù hợp và giả định về liên hệ tuyến tính không bị vi phạm.
Hình 4.3: Biểu đồ phân tán Scatterplot
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả) Kiểm định đa cộng tuyến
Cũng theo kết quả hồi quy tuyến tính (Xem bảng 4.17), hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation factor – VIF) đạt giá trị lớn nhất là 1,609 và tất cả đều nhỏ hơn 10. Điều này cho thấy các biến độc lập không có quan hệ chặt chẽ với nhau nên không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra. Vì vậy, mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đáng kể đến kết quả giải thích của mô hình hồi quy.
Đại lượng thống kê Durbin-Watson (d) dùng để kiểm định tương quan của các sai số kề nhau (tự tương quan). Đại lượng d có giá trị biến thiên trong khoảng từ 0 đến 4. Khi tiến hành kiểm định Durbin-Watson, nếu giá trị d trong miền chấp nhận giả thuyết 1 < d < 3 thì mô hình không có tự tương quan. Kết quả kiểm định Durbin-Watson có giá trị d = 1,769 (Xem bảng 4.15) cho thấy thỏa điều kiện không có tự tương quan chuỗi bậc nhất. Do đó, có thể kết luận không có hiện tượng tự tương quan xảy ra trong mô hình.
4.2.5.5. Kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Hệ số β1 = 0,184 với Sig. = 0.001 < 0,05; kết quả phân tích hồi quy chấp nhận giả thuyết H1: Bản chất công việc có ảnh hưởng tích cực đến động lực làm việc của nhân viên. Cụ thể, khi yếu tố Bản chất công việc tăng thêm 1 mức độ thì động lực làm việc của nhân viên sẽ tăng thêm 0,184 mức độ và ngược lại. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Kovach (1987), Tan và cộng sự (2011), Hồ Thị Thu Hằng và cộng sự (2015), Nguyễn Thị Thùy Quyên (2017). Mức độ tác động này cáo thứ hai chỉ sau yếu tố sự công nhận cho thấy mức độ yêu thích công việc của nhân viên ngành y tế mà cụ thể ở đây là ngành y học cổ truyền, họ nhận thức được ý nghĩa công việc của mình “cứu người, cứu đời”, năng lực của họ được phát huy theo đúng sở trường và động lực làm việc càng ngày nâng cao.
Hệ số β2 = 0,158 với Sig. = 0.007 < 0,05; kết quả phân tích hồi quy chấp nhận giả thuyết H2: Môi trường làm việc có ảnh hưởng tích cực đến động lực làm việc của nhân viên. Cụ thể, khi yếu tố Môi trường làm việc tăng thêm 1 mức độ thì động lực làm việc của nhân viên sẽ tăng thêm 0,158 mức độ và ngược lại. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Kovach (1987), Tan và cộng sự (2011), Nguyễn Thị Thùy Quyên (2017), Vũ Minh Hùng (2017). Việc tạo một môi trường làm việc thoải mái, cung cấp đẩy đủ phương tiện, máy móc và thiết bị phục vụ cho công việc giúp cho nhân viên y tế làm việc ngày một tốt hơn.
Hệ số β3 = 0,169 với Sig. = 0.002 < 0,05; kết quả phân tích hồi quy chấp nhận giả thuyết H3: Lãnh đạo có ảnh hưởng tích cực đến động lực làm việc của nhân viên. Cụ thể, khi yếu tố Lãnh đạo tăng thêm 1 mức độ thì động lực làm việc của
nhân viên sẽ tăng thêm 0,169 mức độ và ngược lại. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Kovach (1987), Tan và cộng sự (2011), Hồ Thị Thu Hằng và cộng sự (2015), Nguyễn Thị Thùy Quyên (2017). Lãnh đạo là người đứng đầu tổ chức phải đối xử công bằng với tất cả nhân viên, luôn công nhận sự đóng góp của nhân viên, truyền đạt kinh nghiệm để nhân viên học hỏi đồng thời lãnh đạo là người quan tâm, hỗ trợ nhân viên nhằm khuyến khích nhân viên có động lực làm việc tốt hơn mang đến hiệu suất cao trong công việc.
Hệ số β4 = 0,168 với Sig. = 0.002 < 0,05; kết quả phân tích hồi quy chấp nhận giả thuyết H4: Đồng nghiệp có ảnh hưởng tích cực đến động lực làm việc của nhân viên. Cụ thể, khi yếu tố Đồng nghiệp tăng thêm 1 mức độ thì động lực làm việc của nhân viên sẽ tăng thêm 0,168 mức độ và ngược lại. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Tan và cộng sự (2011), Hồ Thị Thu Hằng và cộng sự (2015), Nguyễn Thị Thùy Quyên (2017). Bệnh viện xây dựng mối tương quan giữa đồng nghiệp và văn hóa nội bộ, sự đồng thuận trong cách làm việc cũng như thể hiện tính đoàn kết. Vì thế, khi nhân viên có mối quan hệ tốt với đồng nghiệp thì họ sẽ thấy được hỗ trợ giúp đỡ lẫn nhau và sẽ nỗ lực hơn trong các hoạt động chuyên môn.
Hệ số β5 = 0,237 với Sig. = 0.000 < 0,05; kết quả phân tích hồi quy chấp nhận giả thuyết H5: Sự công nhận có ảnh hưởng tích cực đến động lực làm việc của nhân viên. Cụ thể, khi yếu tố Sự công nhận tăng thêm 1 mức độ thì động lực làm việc của nhân viên sẽ tăng thêm 0,237 mức độ và ngược lại. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Kovach (1987), Tan và cộng sự (2011), Nguyễn Thị Thùy Quyên (2017), Vũ Minh Hùng (2017) khi xét đến sự công nhận là một trong những yếu tố có tác động mạnh nhất đến động lực làm việc của nhân. Điều này, chứng tỏ cho thấy ban lãnh đạo bệnh viện có sự quan tâm và công nhận đầy đủ thành tích của các nhân viên trong tổ chức.
Hệ số β6 = 0,178 với Sig. = 0.000 < 0,05; kết quả phân tích hồi quy chấp nhận giả thuyết H6: Thu nhập và phúc lợi có ảnh hưởng tích cực đến động lực làm việc của nhân viên. Cụ thể, khi yếu tố Thu nhập và phúc lợi tăng thêm 1 mức độ thì động lực làm việc của nhân viên sẽ tăng thêm 0,178 mức độ và ngược lại. Kết quả này
phù hợp với nghiên cứu của Kovach (1987), Tan và cộng sự (2011), Nguyễn Thị Thùy Quyên (2017), Vũ Minh Hùng (2017). Mức độ tác động của yếu tố này ở mức trung bình cho thấy chính sách phân phối thu nhập và phúc lợi của tổ chức được đánh giá chưa cao. Hiện nay trong ngành y tế hiện đang áp dụng cơ chế tiền lương theo vị trí chức danh công việc, các khoản phúc lợi thể hiện sự quan tâm của lãnh đạo, khuyến khích nhân viên nâng cao năng suất và hiệu quả công việc để đóng góp vào thành quả chung của tổ chức.
Hệ số β7 = 0,155 với Sig. = 0.000 < 0,05; kết quả phân tích hồi quy chấp nhận giả thuyết H7: Cơ hội đào tạo và thăng tiến và phúc có ảnh hưởng tích cực đến động lực làm việc của nhân viên. Cụ thể, khi yếu tố Cơ hội đào tạo và thăng tiến tăng thêm 1 mức độ thì động lực làm việc của nhân viên sẽ tăng thêm 0,155 mức độ và ngược lại. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu Kovach (1987), Tan và cộng sự (2011), Nguyễn Thị Thùy Quyên (2017), Vũ Minh Hùng (2017) bất cứ nhân viên nào cũng mong muốn được đào tạo và phát triển nghề nghiệp thì đào tạo và thăng tiến là một trong những yếu tố quan trọng hàng đầu kích thích nhân viên có động lực làm việc tốt hơn. Tuy nhiên, bệnh viện đánh giá chưa cao yếu tố này khi có mức tác động thấp nhất trong tất cá các yếu tố trong mô hình nghiên cứu thực nghiệm.
Bảng 4.18: Tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Giả thuyết Kết quả
Sig. Kết luận Giả thuyết H1: Bản chất công việc có ảnh hưởng
tích cực đến động lực làm việc của nhân viên. 0,001 (<0,05)
Chấp nhận
Giả thuyết H2: Môi trường làm việc có ảnh hưởng
tích cực đến động lực làm việc của nhân viên 0,007 (<0,05)
Chấp nhận
Giả thuyết H3: Lãnh đạo có ảnh hưởng tích cực đến
động lực làm việc của nhân viên. 0,002 (<0,05)
Chấp nhận
Giả thuyết H4: Đồng nghiệp có ảnh hưởng tích cực
đến động lực làm việc của nhân viên 0,002 (<0,05)
Giả thuyết Kết quả
Sig. Kết luận Giả thuyết H5: Sự công nhận có ảnh hưởng tích cực
đến động lực làm việc của nhân viên 0,000 (<0,05)
Chấp nhận
Giả thuyết H6: Thu nhập và phúc lợi có ảnh hưởng
tích cực đến động lực làm việc của nhân viên. 0,002 (<0,05)
Chấp nhận
Giả thuyết H7: Cơ hội đào tạo và thăng tiến có ảnh hưởng tích cực đến động lực làm việc của nhân viên.
0,001 (<0,05)
Chấp nhận
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả)
Qua kết quả nghiên cứu, cho thấy 7/7 yếu tố đều ảnh hưởng tích cực đến động lực làm việc của nhân viên y tế tại Bệnh viện Y học Cổ truyền tỉnh Bà Rịa – Vũng Tàu, phương trình hồi quy chuẩn hóa của nghiên cứu này như sau:
DL = 0,184 BC + 0,158 MT + 0,169 LD + 0,168 DN + 0,237 CN + 0,178 TN + 0,155 DT
Động lực làm việc = 0,184 Bản chất công việc + 0,158 Môi trường làm việc + 0,169 Lãnh đạo + 0,168 Đồng nghiệp + 0,237 Sự công nhận + 0,178 Thu nhập
+ 0,184 + 0,158 + 0,169 + 0,168 + 0,237 + 0,178 + 0,155
Hình 4.4: Mô hình kết quả nghiên cứu
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả)
TÓM TẮT CHƯƠNG 4
Chương 4 trình bày các kết quả có được sau khi thu thập dữ liệu. Trong đó, mẫu nghiên cứu n = 168, thang đo nghiên cứu được đánh giá thang đo bằng hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA. Sau khi phân tích hồi quy, có 7/7 yếu tố có ý nghĩa trong mô hình và có ảnh hưởng đến động lực làm việc của nhân viên: Trong đó, yếu tố ảnh hưởng mạnh nhất đến Động lực làm việc dựa trên hệ số hồi quy chuẩn hóa là Sự công nhận (β5 = 0,237), theo sau đó là Bản chất công việc (β1 = 0,184), Thu nhập và phúc lợi (β6 = 0,178), Lãnh đạo (β3 = 0,169), Đồng