6. Kết cấu của luận văn
4.1.5. Kiểm định mô hình hồi quy
4.1.5.1. Kiểm định mức độ phù hợp của mô hình
Kết quả cho thấy mô hình (Bảng 2.8) có độ phù hợp đạt yêu cầu (R2=0.669). Hệ số R2 hiệu chỉnh (Adjusted Square) trong mô hình này là 0.650 nghĩa là mô hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức 65.0%. Điều này cũng có nghĩa là có 65.0% sự biến thiên động lực làm việc thông qua công tác thi đua khen thưởng được giải thích chung bởi 5 biến độc lập trong mô hình.
Bảng 2. 8. Độ phù hợp của mô hình
Model Summaryb
Model R R2 R2 hiệu chỉnh Std. Error of the
Estimate Durbin-Watson
a. Predictors: (Constant), Phan_thuong, Chinh_sach, Ghi_nhan, Kho_khan, Muc_tieu b. Dependent Variable: Dong_luc
Theo kết quả phân tích phương sai ANOVA (bảng 2.9) cho thấy, giá trị thống kê F = 36.730 tại mức ý nghĩa (Sig.) = 0.000 < 0.05 nên có thể kết luận rằng mô hình đưa ra phù hợp với dữ liệu khảo sát.
Bảng 2. 9. Phân tích phƣơng sai Anova mô hình hồi quy
ANOVAa
Model Sum of Squares Df Mean Square F Sig. 1 Regression 20.653 5 4.131 36.730 .000b
Residual 10.234 91 .112
Total 30.887 96
a. Dependent Variable: Dong_luc
b. Predictors: (Constant), Phan_thuong, Chinh_sach, Ghi_nhan, Kho_khan, Muc_tieu
4.1.5.2. Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính bội
Kết quả (bảng 2.10) cho thấy: Kết quả phân tích mô hình hồi quy lần 1 cho thấy giá trị Sig. của yếu tố Khó khăn trong công việc là 0.832 lớn hơn 10%, điều này cho thấy yếu tố Khó khăn trong công việc không có ý nghĩa thống kê trong mô hình hồi quy. Do đó, tác giả tiến hành loại yếu tố Khó khăn trong công việc và thực hiện mô hình hồi quy lần 2 với 4 yếu tố độc lập còn lại.
Bảng 2. 10. Phân tích hồi quy lần 1
Coefficientsa
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 VIF
1 (Constant) .517 .261 1.980 .051 Ghi_nhan .212 .069 .223 3.061 .003 .685 1.461 Chinh_sach .243 .061 .284 4.005 .000 .723 1.384 Muc_tieu .334 .071 .400 4.673 .000 .497 2.012 Kho_khan .015 .072 .018 .212 .832 .499 2.005 Phan_thuong .115 .055 .151 2.080 .040 .689 1.451 a. Dependent Variable: Dong_luc
Kết quả phân tích các hệ số hồi quy tuyến tính lần 2 (Bảng 2.11) cho thấy giá trị Sig. tổng thể của các nhân tố độc lập đều nhỏ hơn 10%, điều này chứng tỏ 4 yếu tố: (1) Chính sách phát triển và thăng tiến, (2) Ghi nhận và tuyên dương, (3) Phần thưởng vật chất, (4) Mục tiêu trong công việc đều có ý nghĩa 90% trong mô hình và đều có tác động đến yếu tố Động lực làm việc thôn qua công tác thi đua khen thưởng.
Bảng 2. 11. Phân tích hồi quy lần 2
Coefficientsa
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 VIF
1 (Constant) .523 .258 2.029 .045
Ghi_nhan .216 .066 .227 3.257 .002 .739 1.353 Chinh_sach .246 .058 .288 4.216 .000 .772 1.296 Muc_tieu .341 .062 .409 5.468 .000 .645 1.551 Phan_thuong .114 .055 .150 2.081 .040 .692 1.446 a. Dependent Variable: Dong_luc
Mức tác động của các yếu tố độc lập tới biến độc lập: Mục tiêu trong công việc (β = 0.409) > Chính sách phát triển và thăng tiến (β = 0.288) > Ghi nhận và tuyên dương (β = 0.227) > Phần thưởng vật chất (β = 0.150).
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 “Mục tiêu trong công việc” có Sig. = 0.000 < 0.01 do đó có ý nghĩa tác động với “Động lực làm việc" thông qua công tác thi đua khen thưởng của người lao động ở mức ý nghĩa 99%. Hệ số Beta chuẩn hóa = 0.409 > 0 cho thấy mối quan hệ giữa nhân tố “Mục tiêu trong công việc” và
“Động lực làm việc” có tác động cùng chiều dương. Có nghĩa là khi Mục tiêu trong công việc càng cao thì Động lực làm việc của nhân viên sẽ gia tăng. Vậy, giả thuyết H4 được chấp nhận.
- Nhân tố “Chính sách phát triển và thăng tiến” có Sig. = 0.000 < 0.01 do đó có ý nghĩa tác động với “Động lực làm việc" thông qua công tác thi đua khen thưởng của người lao động ở mức ý nghĩa 99%. Hệ số Beta chuẩn hóa = 0.288 > 0 cho thấy mối quan hệ giữa nhân tố “Chính sách phát triển và thăng tiến” và “Động lực làm việc” có tác động cùng chiều dương. Có nghĩa là khi Chính sách phát triển và thăng tiến càng cao thì Động lực làm việc của nhân viên sẽ gia tăng. Vậy, giả thuyết H1 được chấp nhận.
- Nhân tố “Ghi nhận và tuyên dương” có Sig. = 0.002 < 0.01 do đó có ý nghĩa tác động với “Động lực làm việc" thông qua công tác thi đua khen thưởng của người lao động ở mức ý nghĩa 99%. Hệ số Beta chuẩn hóa = 0.227 > 0 cho thấy mối quan hệ giữa nhân tố “Ghi nhận và tuyên dương” và “Động lực làm việc” có tác động cùng chiều dương. Có nghĩa là khi Ghi nhận và tuyên dương càng cao thì Động lực làm việc của nhân viên sẽ gia tăng. Vậy, giả thuyết H2 được chấp nhận.
- Nhân tố “Phần thưởng vật chất” có Sig. = 0.040 < 0.1 do đó có ý nghĩa tác động với “Động lực làm việc" thông qua công tác thi đua khen thưởng của người lao động ở mức ý nghĩa 90%. Hệ số Beta chuẩn hóa = 0.150 > 0 cho thấy mối quan hệ giữa nhân tố “Phần thưởng vật chất” và “Động lực làm việc” có tác động cùng chiều dương. Có nghĩa là khi Phần thưởng vật chất càng cao thì Động lực làm việc của nhân viên sẽ gia tăng. Vậy, giả thuyết H3 được chấp nhận.
Mô hình hồi quy đã chuẩn hóa :
Dong_luc = 0.409* Muc_tieu + 0.288*Chinh_sach + 0.227*Ghi_nhan + 0.150*Phan_thuong
Động lực làm việc = 0.409*Mục tiêu công việc + 0.288* Chính sách phát triển và thăng tiến + 0.227* Ghi nhận và tuyên dương + 0.150* Phần thưởng vật chất
Mô hình kiểm định có thay đổi so với mô hình lý thuyết ban đầu, từ 05 biến độc lập còn lại 04 biến độc lập tác động đến biến phụ thuộc động lực làm việc của người lao động thông qua công tác thi đua - khen thưởng, cụ thể:
Hình 2. 2. Mô hình nghiên cứu hiệu chỉnh