Bảng 2 .1 Ngành nghề kinh doanh của công ty
Bảng 2. 8 Kiểm định KMO và Bartlett cho các biến độc lập
TT THÔNG SỐ Giá trị Điều kiện Nhận xét
1 KMO 0,716 ≥0,5 Đạt yêu cầu
2 Sig, của Bartlett’s Test 0,000 ≤0,05 Đạt yêu cầu
3 Eigenvalues 1,174 >1 Đạt yêu cầu
4 Tổng phương sai trích 76,296% ≥50% Đạt yêu cầu
(Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích trên SPSS)
Chỉ số KMO= 0.716 > 0.5: Phù hợp cho phân tích dữ liệu thực tế.
Chỉ số Bartlett có Sig. = 0 < 0,05, các biến quan sát có tương quan tuyến tính với nhân tố đại diện.
Eigenvalues = 1,174 > 1, đại diện cho phần biến thiên được giải thích bởi mỗi nhân tố, thì nhân tố rút ra có ý ghĩa tóm tắt thơng tin tốt nhất.
Cumulative cho biết trị số phương sai trích là 76,296%. Sự biến thiên của nhân tố được giải thích 76,296% sự thay đổi của biến quan sát.
Khóa Luận Tốt Nghiệp GVHD: Hà Ngọc Thùy Liên Bảng 2. 9 : Ma trận xoay nhân tố. 1 2 3 4 5 6 7 ĐĐ4 0.849 ĐĐ3 0.829 ĐĐ2 0.807 ĐĐ1 0.788 ĐĐ5 0.774 PC1 0.859 PC3 0.856 PC4 0.790 PC5 0.731 PC2 0.701 VH5 0.833 VH4 0.789 VH3 0.673 VH1 0.533 VH2 0.526 ĐT4 0.835 ĐT3 0.794 ĐT1 0.714 ĐT2 0.710 CS1 0.788 CS3 0.756 CS5 0.715 CS4 0.675 CS2 0.600 QH3 0.834 QH1 0.793 QH4 0.641 QH2 0.592 ĐK3 0.814 ĐK4 0.739 ĐK1 0.709 ĐK2 0.561
Khóa Luận Tốt Nghiệp GVHD: Hà Ngọc Thùy Liên Dựa vào bảng kết quả ma trận trên, ta thấy tất cả các hệ số tải nhân tố của tất cả
các biến đều lớn hơn 0,5. Sau khi thực hiện phép xoay, các nhân tố khơng có sự xáo trộn giữa các biến quan sát, Cho thấy các biến quan sát trong cùng một nhân tố đều có giá trị hội tụ và giá trị riêng biệt. Như vậy, căn cứ vào kết quả ma trận xoay nhân tố cho thấy tất cả 32 biến quan sát ban đầu thông qua phân tích nhân tố đã trích được 7 nhân tố như mơ hình nghiên cứu ban đầu.
2.5.3.2. Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA biến phụ thuộc
Tiến hành phân tích nhân tố khám phá (EFA) đối với biến phụ thuộc “Động lực làm việc” ta thu được kết quả sau:
Bảng 2. 10 : Kiểm định KMO và Bartlett cho các biến phụ thuộc. TT THÔNG SỐ Giá trị Điều kiện Nhận xét TT THÔNG SỐ Giá trị Điều kiện Nhận xét
1 KMO 0,760 ≥0,5 Đạt yêu cầu
2 Sig, của Bartlett’s Test 0,000 ≤0,05 Đạt yêu cầu
3 Eigenvalues 2,587 >1 Đạt yêu cầu
4 Tổng phương sai trích 86,218% ≥50% Đạt yêu cầu
(Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích trên SPSS)
Chỉ số KMO= 0.760 > 0.5: Phù hợp cho phân tích dữ liệu thực tế.
Chỉ số Bartlett có Sig. = 0 < 0,05, các biến quan sát có tương quan tuyến tính với nhân tố đại diện.
Eigenvalues = 2,587 > 1, đại diện cho phần biến thiên được giải thích bởi mỗi nhân tố, thì nhân tố rút ra có ý ghĩa tóm tắt thông tin tốt nhất.
Cumulative cho biết trị số phương sai trích là 86,218%. Sự biến thiên của nhân tố được giải thích 86,218% sự thay đổi của biến quan sát.
2.5.4. Xác định mức ảnh hưởng của các yếu tố tác động đến động lực làm việc của người lao động bằng phương pháp hồi quy tương quan người lao động bằng phương pháp hồi quy tương quan
Sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA, có 7 nhân tố được đưa vào kiểm định mơ hình. Giá trị của từng yếu tố là giá trị trung bình của các biến quan sát thành phần thuộc yếu tố đó. Tiến hành phân tích tương quan giữa 7 nhân tố được tìm ra sau khi phân tích EFA với biến phụ thuộc “Động lực làm việc” trước khi tiến hành hồi quy đa biến để kiểm tra được mức độ tác động của các nhân tố đến “Động lực làm việc” như thế nào.
Khóa Luận Tốt Nghiệp GVHD: Hà Ngọc Thùy Liên
2.5.5. Xây dựng mơ hình hồi quy
Trong mơ hình phân tích hồi quy, biến phụ thuộc là “Động lực làm việc”. Các biến độc lập là các yếu tố được rút trích ra từ các biến quan sát từ phân tích nhân tố EFA. Mơ hình hồi quy như sau:
ĐL = β0 + β1*ĐĐ + β2*CS + β3*ĐK + β4*ĐT + β5*PC + β6*QH + β7*VH + ei
Trong đó:
ĐL: Giá trị của biến phụ thuộc
ĐĐ: Giá trị của biến độc lập thứ hai là “Đặc điểm công việc”
CS: Giá trị của biến độc lập thứ nhất là “ Chính sách Lương, thưởng ” ĐK: Giá trị của biến độc lập thứ bảy là “Điều kiện làm việc”
ĐT: Giá trị của biến độc lập thứ sáu là “Đào tạo và thăng tiến” PC: Giá trị của biến độc lập thứ ba là “ Phong cách lãnh đạo” QH: Giá trị của biến độc lập thứ năm là “Quan hệ đồng nghiệp” VH: Giá trị của biến độc lập thứ tư là “ Văn hóa cơng ty”
ei : Các nhân tố khác ngồi biến độc lập. Các giả thuyết được đặt ra như sau:
H0: Các nhân tố khơng có tương quan với biến phụ thuộc là “Động lực làm việc” của người lao động tại Công Ty TNHH thương mại và dịch vụ Thanh Cơng.
β1: Nhân tố “ĐĐ” có tương quan với động lực làm việc của người lao động. β2: Nhân tố “CS” có tương quan với động lực làm việc của người lao động. β3: Nhân tố “ĐK” có tương quan với động lực làm việc của người lao động. β4: Nhân tố “ĐT” có tương quan với động lực làm việc của người lao động. β5: Nhân tố “PC” có tương quan với động lực làm việc của người lao động. β6: Nhân tố “QH” có tương quan với động lực làm việc của người lao động. β7: Nhân tố “VH” có tương quan với động lực làm việc của người lao động. Trường Đại học Kinh tế Huế
Khóa Luận Tốt Nghiệp GVHD: Hà Ngọc Thùy Liên
2.5.6. Kiểm định hệ số tương quan
Bảng 2. 11 : Phân tích tương quan Pearson.
Nhân tố Động lực chung ĐĐ Pearson Correlation Sig. (2-tailed) 0,679 0,000 CS Pearson Correlation Sig. (2-tailed) 0,656 0,000 ĐT Pearson Correlation Sig. (2-tailed) 0,727 0,000 PC Pearson Correlation Sig. (2-tailed) 0,614 0,000 ĐK Pearson Correlation Sig. (2-tailed) 0,483 0,000 QH Pearson Correlation Sig. (2-tailed) 0,669 0,000 VH Pearson Correlation Sig. (2-tailed) 0,576 0,000
(Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích trên SPSS)
Với kết quả trên cho thấy các biến độc lập có mức tương quan khá cao với biến độc lập động lực làm việc , mức độ tương quan giao động từ 0.483 đến 0.727. Ngoài ra, các biến độc lập cịn có tương quan khá mạnh với nhau, nên rất dễ xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến làm cho mơ hình ước lượng khơng cịn tốt. Vậy nên để xem xét hiện tượng này tác giả tiến hành kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến trong bước chạy hồi quy của mơ hình.
2.5.7. Phân tích hồi quy
Phân tích hồi quy đa biến là để ước lượng mức độ ảnh hưởng của các nhân tố lên biến phụ thuộc và để kiểm định các giả thuyết đề xuất trong mơ hình nghiên cứu.
Phương pháp thực hiện hồi quy trên SPSS là đưa vào cùng một lúc các yếu tố (Enter). Để đánh giá mức độ giải thích của các nhân tố lên biến phụ thuộc qua hệ số R- square điều chỉnh (Adjusted R-square) để đánh giá độ phù hợp của mơ hình và mức độ giải thích của các biến vì nó khơng thổi phồng mức độ phù hợp của mơ hình (Hồng
Khóa Luận Tốt Nghiệp GVHD: Hà Ngọc Thùy Liên Hệ số Beta chuẩn hóa được dùng để đánh giá mức độ quan trọng của từng nhân tố,
hệ số Beta chuẩn hóa của biến nào càng cao thì mức độ tác động của biến đó vào sự thỏa mãn chất lượng dịch vụ của khách hàng càng lớn (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Vì giá trị của hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa (B) phụ thuộc vào thang đo cho nên chúng ta không thể dùng chúng để so sánh mức độ tác động của các biến độc lập vào biến phụ thuộc trong cùng một mơ hình được. Hệ số hồi quy chuẩn hóa (beta, ký hiệu β) là hệ số chúng ta đã chuẩn hóa các biến. Vì vậy chúng được dùng để so sánh mức độ tác động của các biến phụ thuộc vào biến độc lập. Biến độc lập nào có trọng số này càng lớn có nghĩa là biến đó có tác động mạnh vào biến phụ thuộc. Hơn nữa, hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa giải thích sự thay đổi một biến phụ thuộc dựa vào một biến độc lập thay đổi với điều kiện các biến độc lập khác giữ nguyên không đổi, các giải thích mang tính tốn học nhiều hơn, vậy nên tác giả sử dụng hệ số hồi quy chuẩn hóa để giải mức độ tác động của các nhân tố trong mơ hình nghiên cứu.
Kiểm định F được sử dụng để kiểm tra tính phù hợp của mơ hình với tập dữ liệu gốc. Nếu mức ý nghĩa của kiểm định <0,05 thì có thể kết luận mơ hình hồi quy phù hợp với tập dữ liệu (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Kết quả hồi quy sử dụng phương pháp Enter được trình bày trong các bảng sau:
2.5.7.1. Hồi quy tuyến tính bội
Bảng 2. 12 : Kết quả hồi quy và hiện tượng đa cộng tuyến. Mơ hình Mơ hình
Hệ số chưa chuẩn hóa
Hệ số
chuẩn hóa T Sig.
Thống kê đa cộng tuyến
B Std. Error Beta Tolerance VIF
(Constant) -1.605 0.401 -4.006 0.000 ĐĐ 0.209 0.115 0.177 1.818 0.076 0.503 1.990 CS 0.229 0.116 0.182 1.972 0.055 0.561 1.784 ĐT 0.287 0.117 0.241 2.448 0.019 0.494 2.024 PC 0.223 0.117 0.169 1.905 0.064 0.609 1.642 ĐK 0.156 0.089 0.139 1.744 0.089 0.749 1.335 QH 0.309 0.132 0.236 2.347 0.024 0.474 2.111 VH 0.124 0.127 0.098 0.977 0.334 0.477 2.098
(Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích trên SPSS) Trường Đại học Kinh tế Huế
Khóa Luận Tốt Nghiệp GVHD: Hà Ngọc Thùy Liên Tại cột giá trị Sig ta thấy có 6 nhân tố ĐĐ, CS, ĐT, PC, ĐK, QH đều có sig. < 0.1
nghĩa là các biến đều có ý nghĩa thống kê ở mức 10 %. Riêng biến VH lại có giá trị Sig. > 0.1, nên có thể kết luận rằng yếu tố này khơng có sự tác động tới động lực làm việc.
Bảng trên cho thấy các giá trị Tolerance đều > 0.1 và hệ số VIF đều <3. Kết luận: Khơng có hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình.
2.5.7.2. Kiểm định độ phù hợp mơ hình
Trong kết quả phân tích hồi quy bội cho thấy R² điều chỉnh (Adjusted R Square) 𝑅2 ℎiệu chỉnh = 0.766, các nhân tố ĐĐ, CS, ĐT, PC, ĐK, QH có thể giải thích 76,6 % sự biến thiên của biến ĐL ( Động lực làm việc )
Hệ số Durbin-Watson (d) = 2.221, nằm trong khoảng từ 1-3. Mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư trong mơ hình, mơ hình có ý nghĩa thực tiễn.
Bảng 2. 13 : Kiểm định độ phù hợp của mơ hình Mơ hình R R2 R2 Mơ hình R R2 R2 Hiệu chỉnh Sai số ước lượng Hệ số Durbin -Watson 1 .894a 0.799 0.766 0.47989 2.221 Biến độc lập: ĐĐ, CS, ĐT, PC, ĐK, QH, VH Biến phụ thuộc: ĐL
(Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích trên SPSS)
2.6. Phân tích ANOVA
Kết quả bảng phân tích phương sai ANOVA với biến phụ thuộc cho thấy trị thống kê F là 23.908 với giá trị Sig. rất nhỏ (= 0.000 < 0.05), kết luận rằng mơ hình lý thuyết phù hợp với thực tế. Các biến độc lập có tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc trong
Khóa Luận Tốt Nghiệp GVHD: Hà Ngọc Thùy Liên
Bảng 2. 14 : Phân tích ANOVA về sự phù hợp của mơ hình hồi quy. Mơ hình Tổng các bình phương Bậc tự do df Bình phương độ lệch Giá trị F Hệ số Sig. Hồi quy 38.541 7 5.506 23.908 .000b Phần dư 9.672 42 0.230 Tổng 48.213 49 Biến độc lập: ĐĐ, CS, ĐT, PC, ĐK, QH, VH Biến phụ thuộc: ĐL
(Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích trên SPSS)
Phương trình hồi quy bội thể hiện các yếu tố ảnh hưởng đến động lực có dạng:
ĐL = 0.241*ĐT + 0.236*QH + 0.182*CS + 0.177*ĐĐ + 0.169*PC + 0.139*ĐK Trong đó: Động lực làm việc = 0.241 * Đào tạo và phát triển.
0.236 * Quan hệ đồng nghiệp.
0.182 * Chính sách lương thưởng phúc lợi. 0.177 * Đặc điểm công việc.
0.169 * Phong cách lãnh đạo. 0.139 * Điều kiện làm việc.
Mức độ ảnh hưởng (tầm quan trọng) của các yếu tố đến yếu tố Động lực làm việc được xác định thơng qua hệ số beta chuẩn hóa như sau:
- Đặc điểm cơng việc là yếu tố ảnh hưởng cùng chiều tới động lực làm việc, cụ thể là Đặc điểm công việc tăng giảm 1 đơn vị độ lệch chuẩn trong điều kiện các biến cịn lại khơng thay đổi thì động lực làm việc tăng giảm 0.177 đơn vị độ lệch chuẩn.
- Chính sách lương thưởng là yếu tố ảnh hưởng cùng chiều tới động lực làm việc, cụ thể là Chính sách tăng giảm 1 đơn vị độ lệch chuẩn trong điều kiện các biến cịn lại khơng thay đổi thì động lực làm việc tăng giảm 0.182 đơn vị độ lệch chuẩn.
- Điều kiện làm việc là yếu tố ảnh hưởng cùng chiều tới động lực làm việc, cụ thể là Điều kiện làm việc tăng giảm 1 đơn vị độ lệch chuẩn trong điều kiện các biến còn lại khơng thay đổi thì động lực làm việc tăng giảm 0.139 đơn vị độ lệch chuẩn.
Khóa Luận Tốt Nghiệp GVHD: Hà Ngọc Thùy Liên - Đào tạo và thăng tiến là yếu tố ảnh hưởng lớn nhất đến động lực làm việc của người
lao động vì có hệ sơ beta lớn nhất là 0.241, và ảnh hưởng cùng chiều tới động lực làm việc, cụ thể là đào tạo tăng giảm 1 đơn vị độ lệch chuẩn trong điều kiện các biến cịn lại khơng thay đổi thì động lực làm việc tăng giảm 0.241 đơn vị độ lệch chuẩn. Tại công ty TNHH thương mại và dịch vụ Thanh Công, qua quan sát và thực tế và quá trình nghiên cứu cho thấy công tác đào tạo và phát triển cán bộ công nhân việc là vấn đề hết sức cần thiết nên cơng ty có nhiều chương trình đạo tạo nâng cao tay nghề, đào tạo tại chổ, cầm tay chỉ việc giữa các nhân viên mới và nhân viên kinh nghiệm, bồi dưỡng cán bộ nhân viên điều này tạo nên động lực làm việc cho người lao động khi người lao động có đủ năng lực, sự giúp đỡ giữa các nhân viên tạo nên sự tự tin để nhân viên nâng cao năng suất lao động cũng như doanh thu cho công ty. Đi đôi với đào tạo là vấn đề thăng tiến giúp công ty giữu chân được những nhân tài, những nhân viên có kinh nghiệm, năng lực cao để giúp công ty phát triển vững mạnh. Vì vậy cơng ty cần câng nhắc đặt công tác đạo tạo và phát triển ưu tiên hàng đầu để tạo động lực cho người lao động.
- Phong cách lãnh đạo là yếu tố ảnh hưởng cùng chiều tới động lực làm việc, cụ thể là phong cách lãnh đạo của cấp trên tăng giảm 1 đơn vị độ lệch chuẩn trong điều kiện các biến cịn lại khơng thay đổi thì động lực làm việc tăng giảm 0.169 đơn vị độ lệch chuẩn.
- Quan hệ đồng nghiệp là yếu tố ảnh hưởng cùng chiều tới động lực làm việc, cụ thể là các mối quan hệ đồng nghiệp tăng giảm 1 đơn vị độ lệch chuẩn trong điều kiện các biến cịn lại khơng thay đổi thì động lực làm việc tăng giảm 0.236 đơn vị độ lệch chuẩn.
Sau khi thực hiện các kiểm định thang đo, phân tích nhân tố khám phá EFA, phân tích hồi quy tương qua thì có 7 nhân tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của người lao động đề xuất ban đầu thì qua nghiên cứu thì có 6 nhân tố: Đặc điểm cơng việc, điều kiện làm việc, chính sách lương thưởng, đào tạo và phát triển, phong cách lãnh đạo, quan hệ lao động có ảnh hưởng đến động lực làm việc của người lao động tại cơng ty, riêng nhân tố văn hóa công ty không ảnh hưởng đến động lực làm việc của người lao động tại công ty TNHH thương mại và dịch vụ Thanh Công.
Kết quả kiểm định mô hình lý thuyết: Sau khi tiến hành hồi quy để tìm ra được những nhân tố thực sự có ảnh hưởng tới động lực làm việc của người lao động tại Công ty TNHH thương mại và dịch vụ Thanh Cơng, mơ hình nghiên cứu được điều chỉnh lại như sau:
Khóa Luận Tốt Nghiệp GVHD: Hà Ngọc Thùy Liên