a. Mô hình hiệu chỉnh
Mô hình lý thuyết ựề xuất 7 nhân tố ảnh hưởng ựến ựộng lực làm việc của nhân viên tại BIDV Ờ Chi nhánh Bắc Quảng Bình. Có 26 biến quan sát giải thắch cho 7 nhân tố này. Sau khi ựánh giá thang ựo bằng CronbachỖs alpha và EFA hầu như các nhóm biến quan sát thuộc các nhân tố không thay ựổi. Chỉ có một biến quan sát DDCV5 Ờ Công việc ựang thực hiện thú vị bị loại ra khỏi thang ựo do có hệ số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0.3.
Nhìn chung mô hình nghiên cứu thực tiễn giống với mô hình lý thuyết ựề xuất.
Hình 2.3. Mô hình nghiên cứu sau phân tắch ựánh giá thang ựo
Giả thuyết nghiên cứu:
- Giả thuyết H1: đặc ựiểm công việc có ảnh hưởng thuận chiều ựến ựộng lực làm việc của nhân viên.
- Giả thuyết H2: điều kiện làm việc có ảnh hưởng thuận chiều ựến ựộng lực làm việc của nhân viên.
- Giả thuyết H3: Tiền lương có ảnh hưởng thuận chiều ựến ựộng lực làm việc của nhân viên.
- Giả thuyết H4: Cấp trên có ảnh hưởng thuận chiều ựến ựộng lực làm việc của nhân viên.
- Giả thuyết H5: đào tạo và thăng tiến có ảnh hưởng thuận chiều ựến ựộng lực làm việc của nhân viên.
- Giả thuyết H6: Sự công nhận có ảnh hưởng thuận chiều ựến ựộng lực làm việc của nhân viên. đặc ựiểm công việc điều kiện công việc Tiền lương Cấp trên đào tạo và thăng tiến Sự công nhận đồng nghiệp động lực làm việc
làm việc của nhân viên.
b. Phân tắch hồi quy ựa biến
Nhằm nghiên cứu mức ựộ tác ựộng của từng nhân tố ựến ựộng lực làm việc của nhân viên, ta tiến hành phân tắch hồi quy tương quan. Sử dụng mô hình hồi quy bội (hồi quy ựa biến) ựể nghiên cứu ảnh hưởng của các biến ựộc lập: X1, X2, X3, X4, X5, X6, X7 ựến ựộng lực làm việc (Y).
Ớ Xem xét ma trận tương quan giữa các nhân tố
Kết quả kiểm ựịnh hệ số tương quan r như sau:
Bảng 2.13. Kết quả kiểm ựịnh giả thiết về hệ số tương quan r
Nhân tố động lực làm việc
X1 Ờ Tiền lương Pearson Correlation 0.515 Sig. (2-tailed) 0.000
X2 Ờ đặc ựiểm công việc Pearson Correlation 0.425 Sig. (2-tailed) 0.000
X3 Ờ cấp trên Pearson Correlation 0. 413 Sig. (2-tailed) 0.000
X4 Ờ đào tạo và thăng tiến Pearson Correlation 0.215 Sig. (2-tailed) 0.000
X5 Ờ đồng nghiệp Pearson Correlation 0.681 Sig. (2-tailed) 0.000
X6 Ờ Sự công nhận Pearson Correlation 0.232 Sig. (2-tailed) 0.000
X7- điều kiện công việc Pearson Correlation 0.674 Sig. (2-tailed) 0.000
Sig. (2-tailed) 0.000
Từ kết quả kiểm ựịnh hệ số tương quan giữa các biến ựộc lập và biến phụ thuộc ở bảng trên cho thấy có mối liên hệ tương quan giữa biến ựộng lực làm việc với các biến ựộc lập với mức ựộ tương quan khác nhau. Cụ thể là: ựộng lực làm việc có tương quan chặt chẽ với các nhân tố: Tiền lương (X1), ựặc ựiểm công việc (X2), cấp trên (X3), ựào tạo và thăng tiến (X4), ựồng nghiệp (X5), sự công nhận (X6), ựiều kiện công việc (X7), cũng có tương quan khá chặt chẽ với yếu tốựộng lực làm việc.
Ớ Sự phù hợp của mô hình hồi quy ựa biến
Phân tắch Anova cho chúng ta biết ựược sự phù hợp của mô hình hồi quy, giả thuyết H0 ựặt ra là không có mối quan hệ giữa các biến ựộc lập X1, X2, X3, X4, X5, X6, X7 và biến phụ thuộc ựộng lực làm việc. Ta có:
Bảng 2.14. Phân tắch ANOVA về sự phù hợp của phân tắch hồi quy Model Sum of Squares df Mean
Square
F Sig.
Regression 119.259 7 17.037 125.689 .000a Residual 24.357 85 .286
Total 143.616 92
(Nguồn: Số liệu ựiều tra)
Giá trị sig của phân tắch Anova về sự phù hợp của mô hình hồi quy bằng 0.000 < 0,05, ta bác bỏ giả thiết H0, nghĩa là có mối quan hệ giữa các ựộc lập và biến phụ thuộc. Bảng 2.15. Hệ số phù hợp của mô hình Mode l R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 .791a .626 .619 .388 1.985
Qua bảng trên ta thấy: R2 = 0.626, R2 hiệu chỉnh = 0.619 có nghĩa là 61.9% sự biến thiên của biến phụ thuộc là ựộng lực làm việc ựược giải thắch bởi biến thiên của các biến ựộc lập. R2 > R2 hiệu chỉnh nên dùng R2
ựểựánh giá ựộ phù hợp của mô hình sẽ an toàn hơn vì nó không thổi phồng mức ựộ phù hợp của mô hình.
Ớ Kiểm tra hiện tượng tự tương quan
Thống kê Durbin Watson bằng 1.985 nằm trong ựoạn 1,5 ựến 2,5 vì vậy mô hình không có hiện tượng tự tương quan. (Với mức ý nghĩa α= 95% thì thống kê miền bác bỏ giả thiết H0: Có hiện tượng tự tương quan là T nằm trong ựoạn (1,5 ựến 2,5).
Ớ Hệ số hồi quy và thống kê ựa cộng tuyến
Bảng 2.16. Hệ số hồi quy và thống kê ựa cộng tuyến Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error Beta Toleran VIF
1 -.793 .125 -5.553 .000 TL .392 .047 .352 5.998 .000 .428 2.939 DDCV .269 .042 .262 4.006 .000 .462 2.864 CT .338 .040 .259 4.941 .000 .465 2.149 DTTT .135 .041 .135 .872 .000 .477 2.795 DN .141 .034 .159 3.248 .001 .564 1.673 SCN .155 .042 .183 3.713 .000 .508 1.968 DKCV .141 .038 .186 2.944 .125 .490 2.767 Từ kết quả bảng trên ta thấy:
- Các nhân tố TL, DDCV, CT, DTTT, DN, SCN có hệ số hồi qui (β) lớn hơn 0 vàSig <0.05 nên ựạt ựiều kiện có tham gia vào mô hình hồi qui.
- Nhân tố DKCV (điều kiện làm việc) có hệ số β = 0.186, có Sig = 0.125>0.05 nên không ựủựiều kiện, bị loại ra khỏi mô hình hồi qui bội. Trong thực tế nhân tố này cũng ảnh hưởng ựến ựộng lực làm việc của nhân viên, ựiều này ựã ựã kiểm chứng bởi các tác giả khác, ở nhiều công ty. Tuy nhiên có thể tại ngân hàng BIDV- Chi nhánh Bắc Quảng Bình có môi trường làm việc ựặc thù riêng, hoặc tại thời ựiểm tác giả khảo sát yếu tố này không ảnh hưởng hoặc ảnh hưởng không ựáng kểựến ựộng lực làm việc của nhân viên.
Từ kết quả kết quả trên ta xây dựng ựược mô hình hồi qui bội như sau:
Mô hình hồi quy:
Y = β0 + β1 X1 +β2 X2 + β3X + β4 X4 + β5 X5 + β6 X6 + β7 X7 + ε
+ Mô hình với hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa:
Y = -0.793 + 0.392X1 + 0.269 X2 + 0.338 X3 + 0.135 X4 + 0.141 X5+ 0.155 X6 + 0.141 X7
+ Mô hình với hệ sốựã chuẩn hóa:
Y = 0.352X1 + 0.262 X2 + 0.259 X3 + 0.135 X4 + 0.159 X5+ 0.183 X6
Hay:
Mức ựộ tạo ựộng lực làm việc= 0.352 Tiền lương +0.262 đặc ựiểm công
việc + 0.259 Cấp trên + 0.135 đào tạo và thăng tiến+ 0.159 đồng nghiệp +
0.183 Sự công nhận
Dựa vào mô hình hồi qui ựã chuẩn hóa ta thấy thành phần (X1) tiền lương ảnh hưởng nhiều nhất ựến mức ựộ tạo ựộng lực việc với hệ số β = 0.352, thành phần ựặc ựiểm công việc và cấp trên cũng ảnh hưởng khá lớn ựến mức ựộ tạo ựộng lực làm việc. Các thành phần còn lại có mức ựộ ảnh hưởng thấp hơn và mức ựộ cũng gần bằng nhau.
tiến, ựồng nghiệp và sự công nhận thì ựộng lực làm việc còn chịu ảnh hưởng bới các yếu tố thuộc về bản thân của nhân viên như khả năng, trình ựộ, ý thức làm việcẦ và một số yếu tố khác. Ớ Kiểm ựịnh các giả thuyết của mô hình Bảng 2.17. Kết quả kiểm ựịnh giả thuyết và thống kê mức ựộảnh hưởng của các nhân tố tới ựộng lực làm việc Giả thuyết nghiên cứu Kết luận (Chấp nhận/ Bác bỏ) Mức ựộảnh hưởng H1: đặc ựiểm công việc có ảnh
hưởng thuận chiều ựến ựộng lực làm
việc của nhân viên. Chấp nhận H1 Nhiều nhì
H2: điều kiện công việc có ảnh hưởng thuận chiều ựến ựộng lực làm
việc của nhân viên Bác bỏ H2
Không ảnh hưởng hoặc ảnh hưởng
không ựáng kể
H3: Tiền lương có ảnh hưởng thuận chiều ựến ựộng lực làm việc của nhân
viên. Chấp nhận H3 Nhiều nhất
H4: Cấp trên có ảnh hưởng thuận chiều ựến ựộng lực làm việc của nhân viên.
Chấp nhận H4 Nhiều thứ 3
H5: đào tạo và thăng tiến có ảnh hưởng thuận chiều ựến ựộng lực làm
việc của nhân viên. Chấp nhận H5 Nhiều thứ 6
H6: Sự công nhận có ảnh hưởng thuận chiều ựến ựộng lực làm việc
của nhân viên. Chấp nhận H6 Nhiều thứ 4
H7: đồng nghiệp có ảnh hưởng thuận chiều ựến ựộng lực làm việc của nhân viên.
Chấp nhận H7
Tóm lại:
+ Mô hình hồi quy bội của ựề tài ựã tìm ra ựược 6 nhân tốảnh hưởng ựến ựộng lực làm việc của nhân viên với (1) đặc ựiểm công việc; (2) Tiền lương; (3) Cấp trên; (4) Sự công nhận; (5) đồng nghiệp; (6) đào tạo và thăng tiến.
+ 61,9% sự biến thiên của biến phụ thuộc là ựộng lực làm việc ựược giải thắch bởi biến thiên của 6 biến ựộc lập nêu trên.
+ Mô hình hồi quy không xảy ra hiện tượng tự tương quan hoặc ựa cộng tuyến.
+ Các hệ số hồi quy (β) của biến ựộc lập có ý nghĩa thống kê với ựộ tin cậy 95%.
+ Riêng hệ số hồi qui của biến DKCV (ựiều kiện công việc) không ựảm bảo về mặt thống kê.