6. Tổng quan tài liệu nghiên cứu
3.3. PHÂN TÍCH NHÂN TỐ KHÁM PHÁ EFA
Phân tích nhân tố khám phá là kỹ thuật đƣợc sử dụng để thu nhỏ và tóm tắt các dữ liệu. Phƣơng pháp này rất hữu ích trong việc xác định các tập hợp biến cần thiết cho vấn đề nghiên cứu và đƣơc sử dụng để tìm mối quan hệ giữa các biến với nhau.
Trong phân tích nhân tố khám phá, trị số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) là chỉ số dùng để xem xét sự thích hợp của các phân tích nhân tố. Trị số KMO phải có giá trị trong khoảng từ 0.5 – 1.0 thì phân tích này mới thích hợp, còn nếu nhỏ hơn 0.5 thì phân tích nhân tố có khả năng không thích hợp với các dữ liệu.
Ngoài việc sử dụng trị số KMO, có thể sử dụng kiểm định Barlett. Kiểm định Barlett xem xét giả thiết H0: Độ tƣơng quan giữa các biến quan sát bằng không trong tổng thể. Nếu kiểm định này có ý nghĩa trong thống kê (Sig ến quan sát có tƣơng quan với nhau trong tổng thể. Ngoài ra
phân tích nhân tố còn dựa vào Eigenvalue để xác định số lƣợng nhân tố. Chỉ những nhân tố có Eigenvalue lớn hơn 1 thì mới đƣợc giữ lại trong mô hình. Đại lƣợng Eigenvalue đai diện cho lƣợng biến thiên đƣợc giải thích bởi nhân tố. Những nhân tố có Eigenvalue nhỏ hơn 1 sẽ không có tác dụng tóm tắt thông tin tốt hơn một biến gốc.
Factor loading (FL) – Hệ số tải nhân tố: là chỉ tiêu để đảm bảo mức ý nghĩa thiết thực của EFA phụ thuộc và kích thƣớc mẫu quan sát và mục đích nghiên cứu. Nếu FL > 0.3 là đạt mức tối thiểu với kích thƣớc mẫu khoảng 350, FL > 0.4 là quan trọng và FL > 0.5 là có ý nghĩa thực tiễn. Khi kích thƣớc mẫu khoảng 100 thì nên chọn FL > 0.55, còn nếu kích thƣớc mẫu 50 thì nên chọn FL > 0.75.
Component Matrix (Rotated Component Matrix) – Ma trận nhân tố (Ma trận nhân tố xoay): Một phần quan trọng trong kết quả phân tích nhân tố là ma trận nhân tố. Ma trận nhân tố chứa các hệ số biểu diễn các biến chuẩn hoá bằng các nhân tố (mỗi biến là một đa thức của các nhân tố). Hệ số tải nhân tố (factor loading) biểu diễn tƣơng quan giữa các biến và các nhân tố. Hệ số này cho biết nhân tố và biến có liên quan chặt chẽ với nhau. Nghiên cứu sử dụng phƣơng pháp trích nhân tố principal components nên các hệ số tải nhân tố phải có trọng số lớn hơn 0.5 thì mới đạt yêu cầu.
3.3.1. P ân tí EFA đối với các nhân tố ản ƣởn đến động lực làm việ đối với nhân viên
Sau khi loại biến rác từ đánh giá độ tin cậy cronbach’s alpha số biến còn lại đƣa vào phân tích EFA là 24 biến. Kết quả phân tích nhƣ sau:
Hệ số KMO and Bartlett's Test = 0.861>0.5 phân tích EFA có ý nghĩa. Từ 28 biến quan sát trích đƣợc 7 nhân tố với phƣơng sai trích 72.769%>50%, trị số Eigenvalue =1.008>1. Các hệ số Factor loading đều lớn hơn 0.5.
Bảng 3.15. Kết quả phân tích EFA các biến số ảnh hưởng đến động lực làm việc của nhân viên văn phòng tại Ngân hàng TMCP Việt Á
Rotated Component Matrixa
Component 1 2 3 4 5 6 7 DN4 .876 DN2 .855 DN1 .855 DN3 .831 DN5 .737 .370 CT1 .770 CT2 .761 CT4 .745 CT3 .720 .301 DK3 .828 DK4 .785 DK2 .744 DK1 .312 .621 PL2 .867 PL1 .855 PL3 .818 DT3 .803 DT1 .364 .790 DT2 .434 .781 TL2 .792 TL1 .783 TL3 .770 CV1 .875 CV2 .719
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization. a. Rotation converged in 7 iterations.
Nhóm (1) gồm 5 biến quan sát DN1, DN2, DN3, DN4, DN5 đƣợc đặt tên là “Đồng nghiệp”.
Nhóm (2) gồm 4 biến quan sát CT1, CT2, CT3, CT4 đƣợc đặt tên là “Cấp trên”.
Nhóm (3) gồm 5 biến quan sát ĐK1, ĐK2, ĐK3, ĐK4 đƣợc đặt tên là “Điều kiện làm việc”.
Nhóm (4) gồm 4 biến quan sát PL1, PL2, PL3 đƣợc đặt tên là “Phúc lợi”.
Nhóm (5) gồm 4 biến quan sát DT1, DT2, DT3 đƣợc đặt tên là “Đào tạo”.
Nhóm (6) gồm 4 biến quan sát TL1, TL2, TL3 đƣợc đặt tên là “Tiền lƣơng”.
Nhóm (7) gồm 4 biến quan sát CV1, CV2 đƣợc đặt tên là “Bản chất công việc”.
3.3.2 Phân tích EFA đối với các biến số động lực làm việc
Bảng 3.16. Hệ số KMO của thành phần động lực làm việc
KMO and Bartlett's Test KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .693 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 202.763
df 3
Sig. .000
Total Variance Explained
Component
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative %
1 2.070 68.987 68.987 2.070 68.987 68.987
2 .526 17.526 86.513
3 .405 13.487 100.00
Hệ số KMO của thành phần động lực =0.693>0.5 nên kết quả phân tích này có ý nghĩa.
Từ 3 biến quan sát trích đƣợc 1 nhân tố duy nhất với phƣơng sai trích 68.987%. Trị số Eigenvalue = 2.070>1.Các hệ số loading đều lớn hơn 0.5.
3.4. MÔ HÌNH HIỆU CHỈNH
Mô hình lý thuyết đề xuất 7 nhân tố ảnh hƣởng đến động lực làm việc của nhân viên văn phòng tại Ngân hàng TMCP Việt Á. Có 29 biến quan sát giải thích cho 7 nhân tố này. Sau khi đánh giá thang đo bằng Cronbach’s alpha và EFA hầu nhƣ các nhóm biến quan sát thuộc các nhân tố không thay đổi. Chỉ có một biến quan sát PL4 – Ngân hàng thƣờng xuyên tổ chức cho Anh (chị) đi du lịch, nghỉ dƣỡng loại ra khỏi thang đo do có hệ số tƣơng quan biến tổng nhỏ hơn 0.3.
Nhìn chung mô hình nghiên cứu thực tiễn giống với mô hình lý thuyết đề xuất.
Hình 3.4. Mô hình nghiên cứu sau phân tích đánh giá thang đo
Giả thuyết nghiên cứu:
Đồng nghiệp Cấp trên
Điều kiện làm việc Phúc lợi
Đào tạo Tiền lƣơng
Bản chất công việc
- Giả thuyết H1: Đồng nghiệp có ảnh hƣởng thuận chiều đến động lực làm việc của nhân viên.
- Giả thuyết H2: Cấp trên có ảnh hƣởngthuận chiều đến động lực làm
việc của nhân viên.
- Giả thuyết H3: Điều kiện làm việc có ảnh hƣởngthuận chiều đến động lực làm việc của nhân viên.
- Giả thuyết H4: Phúc lợi có ảnh hƣởng thuận chiều đến động lực làm
việc của nhân viên.
- Giả thuyết H5: Đào tạo có ảnh hƣởng thuận chiều đến động lực làm
việc của nhân viên.
- Giả thuyết H6: Tiền lƣơng có ảnh hƣởng thuận chiều đến động lực làm việc của nhân viên.
- Giả thuyết H7: Bản chất công việc có ảnh hƣởng thuận chiều đến động lực làm việc của nhân viên.
3.5. PHÂN TÍCH HỒI QUY ĐA BIẾN
Nhằm nghiên cứu mức độ tác động của từng nhân tố đến động lực làm việc của ngƣời nhân viên văn phòng, ta tiến hành phân tích hồi quy tƣơng quan. Sử dụng mô hình hồi quy bội (hồi quy đa biến) để nghiên cứu ảnh hƣởng của các biến độc lập: X1, X2, X3, X4, X5, X6, X7 đến động lực làm việc (Y).
3.5.1Xem xét ma trận tƣơn qu n ữa các nhân tố
Bảng 3.15. Kết quả kiểm định giả thiết về hệ số tương quan r
Nhân tố Động lực
làm việc
X1 – Đồng nghiệp Pearson Correlation 0.772
Sig. (2-tailed) 0.000
X2 – Cấp trên Pearson Correlation 0.720
Sig. (2-tailed) 0.000
X3 – Điều kiện làm việc Pearson Correlation 0.721
Sig. (2-tailed) 0.000
X4 – Phúc lợi Pearson Correlation 0.642
Sig. (2-tailed) 0.000
X5 – Đào tạo Pearson Correlation 0.681
Sig. (2-tailed) 0.000
X6 – Tiền lƣơng Pearson Correlation 0.674
Sig. (2-tailed) 0.000
X7- Bản chất công việc Pearson Correlation 0.664
Sig. (2-tailed) 0.000
Từ kết quả kiểm định hệ số tƣơng quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc ở bảng trên cho thấy có mối liên hệ tƣơng quan giữa biến động lực làm việc với các biến độc lập với mức độ tƣơng quan khác nhau. Cụ thể là: động lực làm việc có tƣơng quan chặt chẽ với các nhân tố: Đồng nghiệp (X1), Cấp trên (X2), Điều kiện làm việc (X3), Phúc lợi (X4). Đào tạo (X5), Tiền lƣơng (X6), Bản chất công việc (X7)cũng có tƣơng quan khá chặt chẽ với yếu tố động lực làm việc.
3.5.2.Sự phù hợp của mô hình hồ quy đ b ến
Phân tích Anova cho chúng ta biết đƣợc sự phù hợp của mô hình hồi quy, giả thuyết H0 đặt ra là không có mối quan hệ giữa các biến độc lập X1,
X2, X3, X4, X5, X6, X7 và biến phụ thuộc động lực làm việc. Ta có:
Bảng 3.16. Phân tích ANOVA về sự phù hợp của phân tích hồi quy
ANOVAb
Model Sum of Squares Df Mean Square F Sig.
1 Regression 178.792 7 25.542 135.361 .000a
Residual 45.664 242 .189
Total 224.456 249
a. Predictors: (Constant), CV, TL, PL, DN, DK, DT, CT b. Dependent Variable: DL
(Nguồn: Số liệu điều tra)
Giá trị sig của phân tích 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 độc lập và biến phụ thuộc.
Bảng 3.17. Hệ số phù hợp của mô hình
Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R Square
Std. Error of the
Estimate Durbin-Watson
1 .893a .797 .791 .43439 1.714
a. Predictors: (Constant), CV, TL, PL, DN, DK, DT, CT b. Dependent Variable: DL
Qua bảng trên ta thấy: R2 = 0.797, R2 hiệu chỉnh = 0.791. R2> R2 hiệu chỉnh nên dùng nó để đánh giá độ phù hợp của mô hình sẽ an toàn hơn vì nó không thổi phồng mức độ phù hợp của mô hình. R2 hiệu chỉnh khá lớn = 0.791 nghĩa là 79,1% sự biến thiên của biến phụ thuộc là động lực làm việc đƣợc giải thích bởi biến thiên của các biến độc lập.
3.5.3. Kiểm tra hiện tƣợng tự tƣơn qu n
mô hình không có hiện tƣợng tự tƣơng quan. (Với mức ý nghĩa α= 95% thì thống kê miền bác bỏ giả thiết H0: Có hiện tƣợng tự tƣơng quan là T nằm trong đoạn (1 đến 2,5).
3.5.4.Hệ số hồi quy và thốn ê đ ộng tuyến
Bảng 3.18. Hệ số hồi quy và thống kê đa cộng tuyến
Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) -.743 .134 -5.553 .000 DN .282 .047 .252 5.998 .000 .428 2.339 CT .169 .042 .162 4.006 .000 .462 2.164 DK .197 .040 .199 4.941 .000 .465 2.149 PL .035 .041 .035 .872 .384 .477 2.095 DT .111 .034 .119 3.248 .001 .564 1.773 TL .155 .042 .143 3.713 .000 .508 1.968 CV .111 .038 .116 2.944 .004 .490 2.040
Từ kết quả bảng trên ta thấy:
-Hệ số VIF nằm trong khoản 1.7 đến 2.3<5 nên không có hiện tƣợng đa cộng tuyến hoặc hiện tƣợng đa cộng tuyến xảy ra không đáng kể.
-Các nhân tố DN, CT, DK, DT, TL,CV có hệ số hồi qui (β) lớn hơn 0 và Sig <0.05 nên đạt điều kiện có tham gia vào mô hình hồi qui.
-Nhân tố PL (Phúc lợi) có hệ số β = 0.035, có Sig=0.384 >0.05 nên không đủ điều kiện, bị loại ra khỏi mô hình hồi qui bội. Trong thực tế nhân tố này cũng ảnh hƣởng đến động lực làm việc của ngƣời lao động, điều này đã đã kiểm chứng bởi các tác giả khác, ở nhiều công ty. Tuy nhiên có thể tại Ngân hàng Việt Á có môi trƣờng làm việc đặc thù riêng, hoặc tại thời điểm
tác giả khảo sát yếu tố này không ảnh hƣởng hoặc ảnh hƣởng không đáng kể đến động lực làm việc của nhân viên văn phòng.
Từ kết quả kết quả trên ta xây dựng đƣợc mô hình hồi qui bội nhƣ sau:
Mô hình hồi quy:
Y = β0 + β1 X1 +β2 X2 + β3X + β4 X4 + β5 F5 + β6 X6 + β7 X7 + ε
+ Mô hình với hệ số hồ quy ƣ uẩn hóa:
Y = -0.743 + 0.282X1 + 0.169 X2 + 0.197 X3 + 0.035 X4 + 0.111 X5+ 0.155 X6 + 0.111 X7
+ Mô hình với hệ số đã uẩn hóa:
Y = 0.252X1 + 0.162 X2 + 0.199 X3 + 0.119 X5+ 0.143 X6 + 0.116 X7
Hay:
Mứ độ tạo động lực làm việc= 0.252 Đồng nghiệp + 0.162 Cấp trên
+ 0.199 điều kiện làm việc + 0.119 đào tạo + 0.143 tiền lƣơng + 0.116 bản chất công việc
Dựa vào mô hình hồi qui đã chuẩn hóa ta thấy thành phần đồng nghiệp ảnh hƣởng nhiều nhất đến mức độ tạo động lực việc với hệ số β = 0.252, thành phần cấp trên và điều kiện làm việc cũng ảnh hƣởng khá lớn đến mức độ tạo động lực làm việc. Các thành phần còn lại có mức độ ảnh hƣởng thấp hơn và mức độ cũng gần bằng nhau.
3.5.5. Kiểm định các giả thuyết của mô hình
Bảng 3.19. Kết quả kiểm định giả thuyết và thống kê mức độ ảnh hưởng của các nhân tố tới động lực làm việc
Giả thuyết nghiên cứu Kết luận (Chấp nhận/ Bác bỏ)
Mứ độ ảnh ƣởng
H1: Đồng nghiệp việc có ảnh
hƣởng thuận chiều đến động lực làm việc của nhân viên.
Chấp nhận H1
Nhiều nhất
H2: Cấp trên việc có ảnh hƣởng thuận chiều đến động lực làm việc của nhân viên
Chấp nhận H2
Thứ 3
H3: Điều kiện làm việc có ảnh hƣởng thuận chiều đến động lực làm việc của nhân viên.
Chấp nhận H3
Thứ 2
H4: Phúc lợi có ảnh hƣởng thuận chiều đến động lực làm việc của nhân viên. Bác bỏ H4 Không ảnh hƣởng hoặc ảnh hƣởng không đáng kể
H5: Đào tạo có ảnh hƣởng thuận chiều đến động lực làm việc của nhân viên.
Chấp nhận H5
Nhiều 5
H6: Tiền lƣơng có ảnh hƣởng
thuận chiều đến động lực làm việc của nhân viên.
Chấp nhận H6
Thứ 4
H7: Bản chất công việc có ảnh hƣởng thuận chiều đến động lực làm việc của nhân viên.
Chấp nhận H7
Tóm lại:
+ Mô hình hồi quy bội của đề tài đã tìm ra được 6 nhân tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của người lao động với (1) Đồng nghiệp; (2) Điều kiện làm việc; (3) Cấp trên; (4) Tiền lương; (5) Đào tạo; (6) Bản chất công việc
+ 79.1% sự biến thiên của biến phụ thuộc là động lực làm việc được giải thích bởi biến thiên của 6 biến độc lập nêu trên.
+ Mô hình hồi quy không xảy ra hiện tượng tự tương quan hoặc đa cộng tuyến.
+ Các hệ số hồi quy (β) của biến độc lập có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 95%.
+ Riêng hệ số hồi qui của biến PL (Phúc lợi) không đảm bảo về mặt thống kê.
3.6.PHÂN TÍCH MÔ TẢ CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƢỞNG ĐẾN ĐỘNG LỰC LÀM VIỆC TỪ MÔ HÌNH HỒI QUY LỰC LÀM VIỆC TỪ MÔ HÌNH HỒI QUY
Để có căn cứ xây dựng các giải pháp nhằm nâng cao động lực thúc đẩy, tác giả đi phân tích thực mức đánh giá của ngƣời lao động đối với từng biến số thuộc các nhóm tiêu chí trích ra từ mô hình hồi qui bội.
Với than đo Liker 5 điểm, các tiêu chí đƣợc tính điểm từ 1-5 với (1) Rất không đồng ý, (2) Không đồng ý, (3) Bình thƣờng, (4) Đồng ý, (5) Rất đồng ý.
Khi đó Giá trị khoản cách = (Maximum – Minimum)/n= (5-1)/5=0.8 Nhƣ vậy ta có các khoản giá trị trung bình ứng với mức ý nghĩa nhƣ sau:
Bảng 3.20. Giá trị trung bình tương ứng với mức ý nghĩa Giá trị trung bình Ý n ĩ 1.00 – 1.80 Rất không đồng ý 1.81 – 2.60 Không đồng ý 2.61 – 3.40 Bình thƣờng 3.41 – 4.20 Đồng ý 4.21 – 5.00 Rất đồng ý
* Yếu tố “ Bản chất công việc”
Một trong những yếu tố quan trọng giúp ngƣời lao động đam mê và hăng say với công việc chính là bản chất của công việc đó. Một công việc hấp dẫn, nhiều thách thức và phù hợp với năng lực của ngƣời lao động, công ty ghi nhận đầy đủ và hoan nghênh khi ngƣời lao động hoàn thành tốt công việc sẽ làm cho họ gắn bó, hăng say với công việc, chủ động với công việc hơn, nâng cao năng suất, hiệu quả và động lực làm việc.
Bảng 3.21. Đánh giá về yếu tố bản chất công việc
Yếu tố bản chất công việc Giá trị trung bình
Ý n ĩ
Công việc đòi hỏi nhiều kỹ năng 4.09 Đồng ý
Công việc có vai trò nhất định trong công ty 4.14 Đồng ý
Công việc phù hợp với khả năng 4.16 Đồng ý
Công việc thử thách và thú vị 3.82 Đồng ý
(Nguồn: Khảo sát điều tra của tác giả)
* Yếu tố “Đào tạo t ăn t ến”
Trong năm bậc nhu cầu của Maslow, nhu cầu về sự khẳng định mình trong công việc thuộc nhu cầu bậc cao, khi mà các nhu cầu bậc thấp đã đƣợc thỏa mãn thì nhu cầu này ngày càng lớn. Nếu doanh nghiệp thƣờng xuyên tạo
điều kiện cho ngƣời lao động học tập và thăng tiến trong công việc thì ngƣời lao