Đánh giá thang đo bằng hệ số tin cậy Cronbach Alpha nhằm mục đích loại bỏ những biến rác. Kết quả phân tích được thể hiện trong Bảng 4.4.
Thành phần Cơ hội thăng tiến gồm 04 biến quan sát là chtt1 – chtt4. Cả bốn biến này đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0.3 nên được chấp nhận. Ngoài ra hệ số Cronbach’s Alpha đạt 0.853 (lớn hơn 0.6) nên thang đo thành phần Cơ hội thăng tiến đạt yêu cầu. Các biến quan sát này sẽ được đưa vào phân tích nhân tố tiếp theo.
Bảng 4. 4: Hệ số Cronbach Alpha của các thành phần thang đo
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến Tương quan biến tổng Cronbach's Alpha nếu loại biến
Thành phần Cơ hội thăng tiến: Cronbach’s Alpha = 0.853
chtt1 10.85 3.752 0.650 0.842
chtt2 10.89 4.095 0.771 0.784
chtt3 10.93 3.948 0.759 0.786
chtt4 10.89 4.469 0.629 0.840
Thành phần Thu nhập và phúc lợi: Cronbach’s Alpha = 0.818
tnpl1 11.51 2.598 0.642 0.770
tnpl2 11.41 2.497 0.624 0.780
tnpl3 11.36 2.725 0.633 0.776
tnpl4 11.42 2.471 0.665 0.759
Thành phần Điều kiện làm việc: Cronbach’s Alpha = 0.847
dkvl1 7.28 2.602 0.654 0.844
dkvl2 7.25 2.070 0.819 0.681
dkvl3 7.27 2.346 0.683 0.818
Thành phần Công nhận sự đóng góp cá nhân (Đánh giá cá nhân): Cronbach’s Alpha = 0.830
dgcn1 6.15 1.957 0.673 0.781
dgcn2 6.47 1.731 0.745 0.708
dgcn3 6.40 1.961 0.653 0.800
Thành phần Quan hệ công việc: Cronbach’s Alpha = 0.850
qhcv1 11.13 8.537 0.781 0.785
qhcv2 11.36 9.151 0.667 0.818
qhcv3 11.56 9.622 0.688 0.813
50
Thành phần Động lực làm việc: Cronbach’s Alpha = 0.828
dllv1 11.32 3.578 0.605 0.806
dllv2 11.56 3.354 0.649 0.786
dllv3 11.44 3.114 0.702 0.762
dllv4 11.52 3.025 0.673 0.777
Thành phần Thu nhập và phúc lợi gồm 04 biến quan sát là tnpl1 - tnpl4. Cả 04 biến này đều có hệ số tương quan biến tổng > 0.3 nên được chấp nhận. Ngoài ra hệ số Cronbach’s Alpha đạt 0.818 ( > 0.6 ) nên thang đo thành phần Thu nhập và phúc lợi đạt yêu cầu. Các biến quan sát này sẽ được đưa vào phân tích nhân tố tiếp theo.
Thành phần Điều kiện làm việc gồm 03 biến quan sát là dklv1 – dklv3. Cả 03 biến này đều có hệ số tương quan biến tổng > 0.3 nên được chấp nhận. Ngoài ra hệ số Cronbach’s Alpha đạt 0.847 ( > 0.6 ) nên thang đo thành phần Điều kiện làm việc đạt yêu cầu. Các biến quan sát này sẽ được đưa vào phân tích nhân tố tiếp theo.
Thành phần Đánh giá cá nhân có hệ số Cronbach’s Alpha đạt 0.830 ( > 0.6 ), thêm vào đó các biến quan sát thuộc thang đo này đều có hệ số tương quan với biến tổng > 0.3 nên được chấp nhận. Do vậy các biến quan sát thuộc thang đo sẽ tiếp tực được đưa vào phân tích nhân tố. Thành phần Đánh giá cá nhân này gồm 03 biến quan sát là dgcn1 - dgcn3.
Thành phần Quan hệ công việc gồm 05 biến quan sát là qhcv1 -qhcv5. Cả 05 biến này đều có hệ số tương quan biến tổng > 0.3 nên được chấp nhận. Ngoài ra hệ số Cronbach’s Alpha đạt 0.850 ( > 0.6 ) nên thang đo thành phần Quan hệ công việc đạt yêu cầu. Các biến quan sát này sẽ được đưa vào phân tích nhân tố tiếp theo.
Thành phần Động lực làm việc gồm 04 biến quan sát là dllv1 – dllv4. Cả bốn biến này đều có hệ số tương quan biến tổng > 0.3 nên được chấp nhận. Ngoài ra hệ số Cronbach’s Alpha đạt 0.828 ( > 0.6 ) nên thang đo thành phần
51
Động lực làm việc đạt yêu cầu. Các biến quan sát này sẽ được đưa vào phân tích nhân tố tiếp theo.
4.2.2. Đánh giá độ giá trị của thang đo bằng phân tích nhân tố khám phá EFA
Sau khi phân tích Cronbach’s Alpha để kiểm tra độ tin cậy của thang đo, phân tích nhân tố khám phá được tiến hành nhằm đánh giá độ giá trị của thang đo, cụ thể là giá trị hội tụ và giá trị phân biệt. Phương pháp rút trích được sử dụng để phân tích nhân tố trong nghiên cứu này là phương pháp Principal Axis Factoring với phép quay không vuông góc (Promax).
4.2.2.1. Kết quả phân tích EFA của các yếu tố độc lập
Chỉ số KMO là 0.824 > 0.5 và mức ý nghĩa của kiểm định Bartlett là 0.00 < 0.05.0 chứng tỏ dữ liệu nghiên cứu phù hợp để phân tích EFA
19 biến quan sát đo lường cho 05 yếu tố được đề xuất như trong mô hình nghiên cứu ban đầu được rút trích vào 05 nhân tố ảnh hưởng tại Eigenvalue = 1.123 và phương sai trích đạt 70.637%. Đồng thời, tất cả biến quan sát được rút trích vào các nhân tố đều có trọng số tải nhân tố ( Factor Loading ) đạt tiêu chuẩn lớn hơn 0.5 và chênh lệch trọng số tải giữa các nhân tố đều nhỏ hơn 0.3.
Theo Nguyễn Đình Thọ ( 2013 ) để đánh giá thang đo chúng ta cần xem xét ba thuộc tính quan trọng trong kết quả của EFA. Thứ nhất, số lượng nhận tố rút trích được, thứ hai là trọng số nhân tố và thứ ba là tổng phương sai trích.
Theo mô hình lý thuyết đề xuất có 05 thành phần độc lập với 19 biến quan sát đã được đưa vào phân tích EFA, kết quả phân tích đã rút trích được 05 nhân tố. Điều này cho thấy thang đo đã rút trích được đúng với số lượng thành phần trong mô hình lý thuyết đề xuất và đúng với kỳ vọng mà mô hình lý thuyết đã đặt ra. Như vậy, thang đo đạt được giá trị phân biệt trên tất cả các
52
Bảng 4. 5: Kết quả EFA của thang đo các thành phần độc lập
Biến quan sát Các yếu tố
1 2 3 4 5 qhcv1 0.894 qhcv3 0.826 qhcv2 0.776 qhcv5 0.666 qhcv4 0.644 chtt3 0.863 chtt2 0.784 chtt1 0.744 chtt4 0.743 tnpl1 0.792 tnpl3 0.752 tnpl4 0.711 tnpl2 0.706 dkvl2 0.915 dkvl1 0.815 dkvl3 0.810 dgcn2 0.840 dgcn1 0.810 dgcn3 0.787
Extraction Method: Principal component analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization.
Xem xét trọng số của các biến quan sát tải lên khái niệm tương ứng của lần phân tích EFA cuối cùng đều > 0.5 và có chênh lệch hệ số tải nhân tố của các biến với các nhóm nhân tố đều < 0.3 điều này cho thấy thang đo đạt được giá trị hội tụ.
53
Tóm lại, kết quả phân tích EEA ở trên cho thấy thang đo các thành phần độc lập đã đạt được độ giá trị hội tụ và độ giá trị phân biệt. Kết quả này được sử dụng cho bước phân tích hồi quy nhằm kiểm định các giả thuyết ở phần tiếp theo.
4.2.2.2. Kết quả phân tích EFA của biến phụ thuộc
Theo kết quả phân tích EFA tại bảng 4.6 cho thấy, hệ số KMO là 0.769 với mức ý nghĩa là 0.00 trong kiểm định Bartlett. Như vậy, thỏa mãn điều kiện trong phân tích nhân tố khám phá. Tổng phương sai trích là 66.159% > 50% và chỉ số Eigenvalue là 2.646 > 1. Các biến quan sát có hệ số tải > 0.5. Điều này cho thấy thang đo đạt được giá trị phân biệt khi chỉ rút trích đúng một nhân tố như mô hình lý thuyết đề xuất, đồng thời cũng đạt được độ giá trị hội tụ do có hệ số tải nhân tố > 0.5, tổng phương sai trích trên 50%
Bảng 4. 6: Kết quả phân tích EFA của Động lực làm việc
Hệ số KMO = 0.769
Mức ý nghĩa của kiểm định Bartlett = 0.000
Biến quan sát Động lực làm việc
dllv3 0.842 dllv4 0.824 dllv2 0.810 dllv1 0.776 Chỉ số Eigenvalue 2.646 Phương sai trích 66.159% Cronbach’s Alpha 0.828
Do đó, thang đo Động lực làm việc vẫn giữ nguyên 04 biến quan sát và đạt được độ giá trị để tiếp tục các phân tích tiếp theo.
54
4.3. Kiểm định mô hình nghiên cứu bằng phân tích hồi qui bội
Sau khi phân tích nhân tố, có 05 nhân tố được đưa vào kiểm định mô hình. Giá trị của nhân tố là trung bình của các các biến quan sát thành phần thuộc nhân tố đó. Phân tích tương quan Pearson được sử dụng để đánh giá sự phù hợp khi đưa các thành phần vào mô hình hồi quy. Kết quả của phân tích hồi quy sẽ được sử dụng để kiểm định các giả thuyết từ H1 đến H5 như đã mô tả ở trên.
4.3.1. Phân tích tương quan
Trước khi tiến hành phân tích hồi quy bội, chúng ta phải xem xét mối tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc và từng biến độc lập, cũng như giữa các biến độc lập với nhau. Nếu giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập có mối tương quan tuyến tính thì phân tích hồi quy được xem là phù hợp. Ngoài ra cũng cần phải lưu ý mối tương quan giữa các biến độc lập với nhau, nếu tương quan mạnh thì phải lưu ý đến hiện tượng đa cộng tuyến có thể xảy ra trong mô hình hồi quy chúng ta đang xem xét.
Theo Bảng 4.7, ta thấy có tồn tại mối tương quan giữa biến phụ thuộc (Động lực làm việc) với các biến độc lập ( Cơ hội thăng tiến, Thu nhập và phúc lợi, Điều kiện làm việc, Quan hệ công việc và Sự đánh giá cá nhân) với mức ý nghĩa 1%. Như vậy các biến độc lập có thể đưa vào mô hình để giải thích cho động lực làm việc của cán bộ công chức Chi cục Thuế TP. Nha Trang. Ngoài ra, hệ số tương quan giữa các biến độc lập cũng đều tồn tại thấp nhất từ 0.166 đến cao nhất là 0.493 nên không gây quan ngại về hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong quá trình phân tích hồi quy. Tuy nhiên cũng cần có thêm những đánh giá khi tiến hành phân tích hồi quy để xem xét hiện tượng này.
55
Bảng 4. 7: Ma trận hệ số tương quan giữa các biến nghiên cứu
DLLV CHTT TNPL DKLV QHCV DGCN DLLV 1 0.380** 0.656** 0.395** 0.286** 0.493** CHTT 0.380** 1 0.479** 0.166* 0.375** 0.384** TNPL 0.656** 0.479** 1 0.351** 0.173* 0.462** DKLV 0.395** 0.166* 0.351** 1 0.239** 0.205* QHCV 0.286** 0.375** 0.173* 0.239** 1 0.352** DGCN 0.493** 0.384** 0.462** 0.205* 0.352** 1
**. Tương quan tại mức ý nghĩa 0.01 (2 - tailed). *. Tương quan tại mức ý nghĩa 0.05 (2 - tailed).
Trong đó: DLLV: Động lực làm việc, CHTT: Cơ hội thăng tiến, ĐKLV: Điều kiện làm việc, QHCV: Quan hệ công việc, TNPL: Thu nhập và phúc lợi, DGCN: Sự đánh giá cá nhân (Ghi nhận sự đóng góp cá nhân)
4.3.2. Phân tích hồi quy bội
Dựa vào các kết quả phân tích ở trên, chúng ta sẽ đưa tất cả 08 biến độc lập trong mô hình nghiên cứu vào phân tích hồi quy bội bằng phương pháp đưa vào cùng một lúc (Enter)
Bảng 4.9 cho thấy, trị thống kê F được tính từ R square của mô hình với mức ý nghĩa quan sát rất nhỏ (sig = 0.000) cho thấy mô hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
Bảng 4.8 cho thấy hệ số R bình phương hiệu chỉnh bằng 0.557 nghĩa là mô hình hồi quy tuyến tính bội đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu là 55.7%. Tức là có khoảng 55.7% biến thiên của động lực làm việc của cán bộ công chức Chi cục Thuế TP. Nha Trang được giải thích bởi 4 thành phần: Thu nhập và phúc lợi, Đánh giá cá nhân, Quan hệ công việc, và Cơ hội thăng tiến.
56
Kết quả xác định hệ số hồi quy của các biến độc lập được thể hiện trên Bảng 4.10 cho thấy: sự giải thích của 04 biến độc lập có ý nghĩa thống kê nhỏ hơn 0.05. Theo đó, có 04 biến độc lập đều có tương quan thuận chiều với động lực làm việc của cán bộ công chức Chi cục Thuế TP. Nha Trang. Trong khi đó có 01 biến độc lập đó là điều kiện làm việc không có ý nghĩa thống kê khi tác động đến biến phụ thuộc động lực làm việc do có hệ số chuẩn hóa β = 0.064 ( sig = 0.303 > 0.05 ). Cụ thể thành phần thu nhập và phúc lợi có tác động mạnh nhất đến động lực làm việc với hệ số beta chuẩn hóa β = 0.391 ( sig = 0.000 < 0.05 ), tiếp đến là thành phần Cơ hội thăng tiến với hệ số β = 0.279 ( sig = 0.000 < 0.05 ), tiếp theo là thành phần Quan hệ công việc với hệ số β = 0.132 ( sig = 0.049 < 0.05 ), và cuối cùng là thành phần Đánh giá cá nhân ( Ghi nhận đóng góp cá nhân ) có tác động yếu nhất đến động lực làm việc với hệ số β = 0.131 ( sig = 0.048 < 0.05 ).
Bảng 4. 8: Chỉ tiêu đánh giá mô hình hồi quy Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin-Watson
1 0.756 0.572 0.557 0.39000 1.935
a. Predictors: ( Constant ), DGCN, DKLV, QHCV, CHTT, TNPL b. Dependent Variable: DLLV
Bảng 4. 9: Phân tích ANOVA trong mô hình Hồi quy ANOVAa Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 29.465 5 5.893 38.743 0.000b Residual 22.055 145 0.152 Total 51.520 150 a. Predictors: ( Constant ), DGCN, DKLV, QHCV, CHTT, TNPL b. Dependent Variable: DLLV
57
Bảng 4. 10: Hệ số hồi quy chuẩn hóa và chưa chuẩn hóa Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) 0.230 0.264 0.873 0.384 TNPL 0.441 0.076 0.391 5.772 0.000 0.644 1.553 DKLV 0.050 0.048 0.064 1.035 0.303 0.774 1.292 DGCN 0.117 0.059 0.131 1.992 0.048 0.680 1.471 CHTT 0.269 0.065 0.279 4.108 0.000 0.640 1.562 QHCV 0.110 0.056 0.132 1.985 0.049 0.664 1.507 a. Predictors: (Constant), DGCN, DKLV, QHCV, CHTT, TNPL. b. Dependent Variable: DLLV
Do vậy, phương trình hồi quy tuyến tính được trích theo hệ số Beta chuẩn hóa có dạng như sau:
Động lực làm việc = 0.391 Thu nhập và phúc lợi + 0.279 Cơ hội thăng tiến + 0.132 Quan hệ công việc + 0.131 Đánh giá cá nhân.
4.3.3. Kiểm định giả thuyết
Dựa trên kết qua phân tích hồi quy để giải thích, kiểm định các giả thuyết đã đưa ra trong mô hình nghiên cứu đề xuất.
Một là, trong số 5 giả thuyết nêu ra trong mô hình đề xuất, có 04 giả
thuyết gồm: H1, H2, H4 và H5 được chấp nhận ở mức ý nghĩa 95%, và có 01 giả thuyết H3 bị bác bỏ.
58
Bảng 4. 11: Tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Giả
thuyết Nội dung
Kết quả kiểm
định
H1
Cơ hội thăng tiến ảnh hưởng cùng chiều đến động lực làm việc của cán bộ công chức tại Chi cục Thuế TP. Nha Trang
Chấp nhận
H2
Thu nhập và phúc lợi ảnh hưởng cùng chiều đến động lực làm việc của cán bộ công chức tại Chi cục Thuế TP. Nha Trang.
Chấp nhận
H3
Điều kiện làm việc ảnh hưởng cùng chiều đến động lực làm việc của cán bộ công chức tại Chi cục Thuế TP. Nha Trang.
Từ chối
H4
Quan hệ công việc ảnh hưởng cùng chiều đến động lực làm việc của cán bộ công chức tại Chi cục Thuế TP. Nha Trang.
Chấp nhận
H5
Công nhận sự đóng góp cá nhân ảnh hưởng cùng chiều đến động lực làm việc của cán bộ công chức tại Chi cục Thuế TP. Nha Trang.
Chấp nhận
Thứ hai, mức độ ảnh hưởng (quan trọng) của từng nhân tố ảnh hưởng
đến động lực làm việc của cán bộ công chức Chi cục Thuế TP. Nha Trang dựa trên hệ số Beta chuẩn hóa được xác định như sau:
Thu nhập và phúc lợi là nhân tố có ảnh hưởng mạnh nhất đến Động lực làm việc. Cụ thể là, khi Thu nhập và phúc lợi tăng, giảm 01 đơn vị thì Động lực làm việc của công chức Chi cục Thuế TP. Nha Trang tăng, giảm 0.391 đơn vị.
59
thể là, khi đánh giá đối với khen thưởng tăng, giảm 01 đơn vị thì Động lực làm việc của cán bộ công chức Chi cục Thuế TP. Nha Trang tăng, giảm 0.279 đơn vị.
Quan hệ Công việc là nhân tố có ảnh hưởng mạnh tiếp theo đến Động lực làm việc. Cụ thể là, khi cải thiện làm tăng hoặc giảm đánh giá của công chức về mối quan hệ công việc 01 đơn vị thì Động lực làm việc của công chức Chi cục Thuế TP. Nha Trang tăng, giảm 0.132 đơn vị.
Công nhận sự đóng góp cá nhân (Đánh giá cá nhân) có ảnh hưởng mạnh cuối cùng đến Động lực làm việc. Cụ thể là, khi đánh giá đối với công nhận sự đóng góp cá nhân tăng, giảm 01 đơn vị thì Động lực làm việc của cán bộ công chức Chi cục Thuế TP. Nha Trang tăng, giảm 0.131 đơn vị.
4.3.4. Dò tìm sự vi phạm các giả định cần thiết
Giả định về liên hệ tuyến tính: Giả định này sẽ được kiểm tra bằng biểu đồ phân tán Scatter cho phần dư chuẩn hóa (Standardized residual) và giá trị