Biến
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy chuẩn hóa Giá trị thống kê t Giá trị ý nghĩa thống kê Sig. Đa cộng tuyến B Sai số
chuẩn Beta Dung sai B
1 (Hằng số) -.859 .465 -1.848 .067 LD .223 .079 .196 2.821 .006 .868 1.151 MT .174 .090 .131 1.934 .055 .913 1.095 DTTT .319 .072 .308 4.417 .000 .863 1.159 TNPL .205 .081 .176 2.531 .013 .870 1.149 TC .395 .085 .325 4.674 .000 .873 1.146
Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả Mức tác động của các yếu tố độc lập tới biến độc lập: Tự chủ trong công việc (β = 0.325) > Cơ hội đào tạo và thăng tiến (β = 0.308) > Lãnh đạo (β = 0.196) > Thu nhập và phúc lợi (β = 0.176) > Môi trường làm việc (β = 0.131)
Đa cộng tuyến là hiện tượng xảy ra khi các biến độc lập có tương quan chặt chẽ với nhau. Điều này làm cho hệ số R bình phương và các hệ số hồi quy có sự sai lệch. Việc kiểm tra có đa cộng tuyến trong mô hình hay không được tiến hành bằng cách xem xét hệ số VIF. Ở đây tất cả các hệ số VIF của các biến độc lập đều nhỏ hơn 5. Như vậy, trong mô hình không hề có đa cộng tuyến.
- Nhân tố “Lãnh đạo” có Sig. = 0.006 < 0.01 do đó có ý nghĩa tác động với “Động lực làm việc" của nhân viên ở mức ý nghĩa 99%. Hệ số Beta chuẩn hóa = 0.196> 0 cho thấy mối quan hệ giữa nhân tố “Lãnh đạo” và “Động lực làm việc” có tác động cùng chiều dương. Có nghĩa là khi Lãnh đạo càng cao thì Động lực làm việc của nhân viên sẽ gia tăng. Vậy, giả thuyết H2được chấp nhận.
- Nhân tố “Môi trường làm việc” có Sig. = 0.055 < 0.1 do đó có ý nghĩa tác động với “Động lực làm việc" của nhân viên ở mức ý nghĩa 90%. Hệ số Beta chuẩn hóa = 0.131 > 0 cho thấy mối quan hệ giữa nhân tố “Môi trường làm việc” và “Động lực làm việc” có tác động cùng chiều dương. Có nghĩa là khi Môi trường làm việc càng cao thì Động lực làm việc của nhân viên sẽ gia tăng. Vậy, giả thuyết H1được chấp nhận.
- Nhân tố “Cơ hội đào tạo và thăng tiến” có Sig. = 0.000 < 0.01 do đó có ý nghĩa tác động với “Động lực làm việc" của nhân viên ở mức ý nghĩa 99%. Hệ số Beta chuẩn hóa = 0.308 > 0 cho thấy mối quan hệ giữa nhân tố “Cơ hội đào tạo và thăng tiến” và “Động lực làm việc” có tác động cùng chiều dương. Có nghĩa là khi Cơ hội đào tạo và thăng tiến càng cao thì Động lực làm việc của nhân viên sẽ gia tăng. Vậy, giả thuyết H5 được chấp nhận.
- Nhân tố “Thu nhập và phúc lợi” có Sig. = 0.013 < 0.1 do đó có ý nghĩa tác động với “Động lực làm việc" của nhân viên ở mức ý nghĩa 90%. Hệ số Beta chuẩn hóa = 0.176> 0 cho thấy mối quan hệ giữa nhân tố “Thu nhập và phúc lợi” và “Động lực làm việc” có tác động cùng chiều dương. Có nghĩa là khi Thu nhập và phúc lợi càng cao thì Động lực làm việc của nhân viên sẽ gia tăng. Vậy, giả thuyết H3 được chấp nhận.
- Nhân tố “Tự chủ trong công việc” có Sig. = 0.000 < 0.01 do đó có ý nghĩa tác động với “Động lực làm việc" của nhân viên ở mức ý nghĩa 99%.
Hệ số Beta chuẩn hóa = 0.325> 0 cho thấy mối quan hệ giữa nhân tố “Tự chủ trong công việc” và “Động lực làm việc” có tác động cùng chiều dương. Có nghĩa là khi Tự chủ trong công việc càng cao thì Động lực làm việc của nhân viên sẽ gia tăng. Vậy, giả thuyết H6 được chấp nhận.
Mô hình hồi quy đã chuẩn hóa :
DL = 0.325*TC + 0.308*DTTT + 0.196*LD + 0.176*TNPL + 0.131*MT Động lực làm việc = 0.325 * Tự chủ trong công việc + 0.308 * Cơ hội đào tạo thăng tiến + 0.196 * Lãnh đạo + 0.176 * Thu nhập và phúc lợi + 0.131 * Môi trường làm việc
Kiểm tra giả định về phân phối phần dư chuẩn hóa cho thấy: Độ lệch chuẩn bằng 0,980 xấp xỉ bằng 1 và giá trị trung bình xấp xỉ bằng 0 (Hình 4.2), như vậy có thể nói, phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn. Như vậy: Giả thiết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Hình 4.2.Phân phối phần dư chuẩn hóa
Biểu đồ P - P Plot Hình 4.3 cho thấy đường thẳng kỳ vọng gần các các điểm quan sát. Trên 1 đường chéo được tập trung bằngcác điểm phân vị trong phân phối của phần dư, như vậy, giảđịnh phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Hình 4.3. Biểu đồ tần số Q-Q Plot
Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả Kết quả ở Hình 4.4 cho thấy, phần dư chuẩn hóa đã phân tán ngẫu nhiên trên đồ thị, không tạo thành hình dạng nhất định nào. Xung quanh đường hoành độ 0 được bao quanh bởi phần dư chuẩn hóa, do vậy giả định quan hệ tuyến tính không bị vi phạm. Như vậy, độ phù hợp của mô hình hồi quy là chuẩn.
Hình 4.4. Biểu đồ phân tán của phần dư
Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả
4.4.3. Kiểm định sự khác biệt của các biến định tính đến “Động lực làm việc” của nhân viên việc” của nhân viên
4.4.3.1. Kiểm định sự khác biệt theo “Giới tính” bằng kiểm định Independent - sample T- test
Kiểm định Independent - sample T- test sẽ cho ta biết có sự khác biệt về “Động lực làm việc” của nhân viên tại Công ty về “Giới tính” giữa 02 phái: Nam và Nữ. Giả thuyết H0, không có sự khác nhau về 2 trị trung bình của tổng thể (tức là khác biệt giữa 2 trung bình là bằng 0).
Kiểm định F (Levene) giá trị Sig. = 0.350 > 0.05 nên phương sai giữa hai giới tính là không khác nhau. Giá trị Sig. của giả định phương sai không bằng nhau = 0.413 > 0.05. Kết luận: Ở độ tin cậy 95% không có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về mức độĐộng lực làm việc của nhân viên khác nhau ở giới tính.