8. Cấu trúc của luận văn
3.4.KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH ĐỘ TIN CẬY CỦA THANG ĐO
Trước khi sử dụng thang đo cho những phân tích tiếp theo, tác giả đánh giá độ tin cậy của thang đo trích được từ phân tích EFA bằng hệ số Cronbach’s Alpha để loại các biến rác (nếu có). Các biến có hệ số tương quan biến tổng (Corrected Item-Total Correlation) nhỏ hơn 0.3 sẽ bị loại và hệ số độ tin cậy Alpha từ 0.6 trở lên là đạt yêu cầu.
3.4.1. Các thang đo thuộc các yếu tố ảnh hƣởng đến động lực làm việc
Kết quả kiểm định thang đo các nhân tố ảnh hưởng đến động lực nhân viên tại Nhà khách Cục quản trị T.26 bằng phân tích Cronbach’s Alpha được trình bày ở bảng 3.5 , kết quả cụ thể như sau:
* Thang đo “ có Cronbach’s Alpha là khá lớn = 0.829>0.6, các biến quan sát trong thành phần này có hệ số tương quan biến tổng lớn (>0.3). Vì vậy thang đo này đạt độ tin cậy cho các phân tích tiếp theo.
* Thang đo “Thu nhập và phúc lợi” có Cronbach Alpha là khá lớn = 0.874>0.6, các biến quan sát trong thành phần này có hệ số tương quan biến tổng lớn (>0.3). Vì vậy thang đo này đạt độ tin cậy cho các phân tích tiếp theo.
* Thang đo “Sự hỗ trợ của cấp trên” có Cronbach Alpha là khá lớn = 0.829>0.6, các biến quan sát trong thành phần này có hệ số tương quan biến tổng lớn (>0.3). Vì vậy thang đo này đạt độ tin cậy cho các phân tích tiếp theo.
* Thang đo “Cảm giác thể hiện” có Cronbach Alpha = 0.787>0.6, các biến quan sát trong thành phần này có hệ số tương quan biến tổng lớn (>0.3). Vì vậy thang đo này đạt độ tin cậy cho các phân tích tiếp theo.
= 0.892>0.6, các biến quan sát trong thành phần này có hệ số tương quan biến tổng lớn (>0.3). Vì vậy thang đo này đạt độ tin cậy cho các phân tích tiếp theo.
* Thang đo “Mối quan hệ với đồng nghiệp” có Cronbach Alpha là khá lớn = 0.822>0.6, các biến quan sát trong thành phần này có hệ số tương quan biến tổng lớn (>0.3). Vì vậy thang đo này đạt độ tin cậy cho các phân tích tiếp theo.
* Thang đo “Cơ hội học tập và thăng tiến” có Cronbach Alpha là khá lớn = 0.891>0.6, các biến quan sát trong thành phần này có hệ số tương quan biến tổng lớn (>0.3). Vì vậy thang đo này đạt độ tin cậy cho các phân tích tiếp theo.
* Thang đo “Sự tự hào về tổ chức” có Cronbach Alpha là khá lớn = 0.886>0.6, các biến quan sát trong thành phần này có hệ số tương quan biến tổng lớn (>0.3). Vì vậy thang đo này đạt độ tin cậy cho các phân tích tiếp theo.
Bảng 3.5. Đánh giá hệ số tin cậy của các thang đo ảnh hưởng đến động lực làm việc
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phƣơng sai thang đo nếu
loại biến Tƣơng quan biến - tổng Bình phƣơng nhiều tƣơng quan Cronbach Alpha nếu loại biến * Thu nhập và phúc lợi Cronbach's Alpha = 0.874
TNPL1 12.96 12.263 .730 .555 .840
TNPL2 12.70 13.616 .586 .377 .874
TNPL3 12.87 12.011 .771 .642 .830
TNPL4 12.75 12.796 .716 .537 .844
TNPL5 12.70 12.493 .709 .524 .846
* Thang đo điều kiện làm việc Cronbach's Alpha = 0.829
DK1 10.27 6.343 .580 .355 .817
DK2 10.32 5.994 .696 .486 .766
DK3 10.26 5.914 .690 .496 .768
DK4 10.45 5.990 .658 .461 .783
* Sự hỗ trợ của cấp trên Cronbach's Alpha = 0.803
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phƣơng sai thang đo nếu
loại biến Tƣơng quan biến - tổng Bình phƣơng nhiều tƣơng quan Cronbach Alpha nếu loại biến CT2 18.68 5.760 .595 .430 .767 CT3 18.59 4.951 .686 .536 .741 CT4 18.59 5.682 .546 .375 .776 CT5 18.64 5.873 .574 .235 .792 CT6 18.53 5.352 .607 .444 .762
* Cảm giác thể hiện Cronbach's Alpha = 0.787
CGTH1 7.06 3.413 .677 .465 .659
CGTH2 6.78 3.444 .636 .426 .702
CGTH3 6.77 3.582 .572 .331 .771
* Công việc thú vị và thử thách Cronbach's Alpha = 0.892
CV1 13.40 12.073 .688 .519 .879
CV2 13.42 12.459 .774 .609 .861
CV3 13.50 11.903 .790 .664 .855
CV4 13.43 12.561 .660 .496 .885
CV5 13.60 11.759 .774 .624 .859
*Mối quan hệ với đồng nghiệp Cronbach's Alpha = 0.822
DN1 7.09 3.637 .658 .448 .774
DN2 7.04 3.768 .645 .429 .786
DN3 7.04 3.487 .729 .532 .701
*Cơ hội học tập và thăng tiến Cronbach's Alpha = 0.891
HTTT1 9.60 6.747 .697 .493 .886 HTTT2 9.56 6.787 .784 .623 .852 HTTT3 9.45 6.900 .765 .608 .859 HTTT4 9.42 6.538 .803 .647 .844 * Sự tự hào về tổ chức Cronbach's Alpha = 0.886 TH1 10.12 4.306 .772 .632 .846 TH2 10.21 3.839 .827 .701 .823 TH3 9.94 4.710 .656 .435 .887 TH4 10.15 4.237 .755 .576 .852
3.4.2. Thang đo động lực làm việc
Bảng 3.6. Đánh giá hệ số tin cậy của thang đo động lực làm việc
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phƣơng sai thang đo nếu
loại biến Tƣơng quan biến - tổng Bình phƣơng nhiều tƣơng quan Cronbach Alpha nếu loại biến DL1 9.80 5.203 .599 .377 .744 DL2 9.72 5.506 .619 .386 .736 DL3 9.63 5.009 .635 .406 .726 DL4 9.71 5.544 .564 .333 .761 Cronbach's Alpha = 0.793
Thang đo động lực làm việc của cán bộ công nhân viên có hệ số Cronbach’s Alpha = 0.793. Các hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3. Thang đo đạt yêu cầu về mặt thống kê.
Tóm lại kết quả phân tích đánh giá độ tin cậy của thang đo trong mô hình nghiên cứu bằng hệ số Cronbach’s Alpha có những điểm chính sau:
- Các thang đo đều có hệ số Cronbach’s Alpha>0.6. - Các hệ số tương quan biến – tổng đều lớn hơn 0.3. - Không có biến nào bị loại ra khỏi mô hình.
- Các thang đo đều đạt độ tin cậy cho những nghiên cứu tiếp theo.
3.5. HIỆU CHỈNH MÔ HÌNH SAU PHÂN TÍCH EFA VÀ CRONBACH’S ALPHA
Từ 36 biến quan sát đo lường cho 8 nhóm nhân tố ban đầu sau khi phân tích EFA và kiểm định thang đo bằng Cronbach’s Alpha còn 34 biến trích được 8 nhân tố. Các nhân tố được xác định tên là
(1) Điều kiện làm việc gồm có 4 biến quan sát (2) Thu nhập và phúc lợi gồm 5 biến quan sát (3) Sự hỗ trợ của cấp trên gồm 6 biến quan sát
(4) Mối quan hệ với đồng nghiệp còn 3 biến quan sát (5) Cơ hội học tập và thăng tiến còn 4 biến quan sát (6) Cảm giác được thể hiện có 3 biến quan sát
(7) Sự tự hào về tổ chức có 4 biến quan sát
(8) Công việc thú vị và thử thách có 5 biến quan sát
Nhìn chung mô hình sau khi nghiên cứu thực tế không thay đổi so với mô hình lý thuyết ban đầu
Hình 3.1. Mô hình nghiên cứu sau phân tích điều tra
Các giả thuyết được đặt ra là:
H1: Nhân tố “Điều kiện làm việc” có mối quan hệ thuận với mức độ tạo động lực làm việc cho người lao động
H2: Nhân tố “Thu nhập và phúc lợi” có mối quan hệ thuận với mức độ Điều kiện làm việc
Thu nhập và phúc lợi
Động lực làm việc của nhân viên
Sự tự hào về tổ chức Cảm giác được thể hiện
Sự hỗ trợ của cấp trên Mối quan hệ với đồng nghiệp
Cơ hội học tập và thăng tiến Công việc thú vị và thử thách H1” H2” H3” H6” H7” H5” H8” H4”
tạo động lực làm việc cho người lao động
H3: Nhân tố “Sự hỗ trợ của cấp trên” có mối quan hệ thuận với mức độ tạo động lực làm việc cho người lao động
H4: Nhân tố “Cảm giác được thể hiện” có mối quan hệ thuận với mức độ tạo động lực làm việc cho người lao động
H5: Nhân tố “Công việc thú vị và thử thách” có mối quan hệ thuận với mức độ tạo động lực làm việc cho người lao động.
H6: Nhân tố “Mối quan hệ với đồng nghiệp” có mối quan hệ thuận với mức độ tạo động lực làm việc cho người lao động.
H7: Nhân tố “Cơ hội học tập và thăng tiến” có mối quan hệ thuận với mức độ tạo động lực làm việc cho người lao động.
H8: Nhân tố “Sự tự hào về tổ chức” có mối quan hệ thuận với mức độ tạo động lực làm việc cho người lao động.
3.6. MÔ HÌNH HỒI QUY VÀ KIỂM ĐỊNH CÁC GIẢ THUYẾT
Nhằm nghiên cứu mức độ tác động của từng nhân tố đến động lực làm việc của nhân viên, ta tiến hành phân tích hồi quy tương quan. Sử dụng mô hình hồi quy bội (hồi quy đa biến) để nghiên cứu ảnh hưởng của các biến độc lập: Điều kiện làm việc (DK), Thu nhập và phúc lợi (TNPL), Sự hỗ trợ của cấp trên (CT), Cảm giác thể hiện (CGTH), Mối quan hệ với đồng nghiệp (DN), Cơ hội học tập và thăng tiến (HTTT), Sự tự hào về tổ chức (TH), công việc thú vị và thử thách (CV) đến động lực làm việc.
Để tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính bội, các biến được đưa vào mô hình theo phương pháp Enter. Tiêu chuẩn kiểm định là tiêu chuẩn được xây dựng vào phương pháp kiểm định giá trị thống kê F và xác định xác suất tương ứng của giá trị thống kê F, kiểm định mức độ phù hợp giữa mẫu và tổng thể thông qua hệ số xác định R2. Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến bằng hệ số VIF, tự tương quan bằng hệ số Durbin – Watson.
3.6.1. Thống kê hiện tƣợng tự tƣơng quan và đa cộng tuyến trong mô hình
Tác giả kiểm tra hiện tượng tự tương quan bằng hệ số Durbin – Watson (d) và bảng tra thống kê Durbin – Watson. Với cỡ mẫu là 179 biến giải thích là 8 ta có giá trị mức ý nghĩa là 5%: dU=1.686, dL=1.852. Giá trị Durbin – Watson của đề tài d=1.748 như vậy d thuộc khoản dU <d <dL nên không hiện tượng tự tương quan xảy ra trong mô hình hồi quy.
Để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến tác giả sử dụng nhân tử phóng đại phương sai (VIF). Trường hợp có (k-1) biến giải thích: VIF = 1/(1-R2
j) Với R2
j là giá trị R2
trong hàm hồi quy của Xj theo (k-2) biến giải thích còn lại. Theo quy tắc kinh nghiệm, nếu VIF của 1 biến vượt quá 10 (khi R2j>0,9) thì biến này được coi là có cộng tuyến cao (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005, 218).
Hệ số VIF của các biến số trong mô hình hồi quy nằm trong khoảng 1.576 – 2.244 <10 như vậy không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra trong mô hình hoặc hiện tượng đa cộng tuyến rất thấp không đáng kể.
3.6.2. Mô hình hồi quy bội và kiểm định độ phù hợp của mô hình
Mô hình hồi quy bội được xây dựng như sau:
Mức độ tạo động lực (DL) = β0 + β1DK + β2 TNPL + β3 CT + β4 CGTH + β5 CV + β6 DN + β7 HTTT+ β8 TH + ε
* Kết quả hồi quy lần 1 (bảng biểu ở phụ lục)
Ta có:
- R bình phương bằng 0.779, R bình phương hiệu chỉnh là 0.768 => Mô hình hồi quy tuyến tính có độ phù hợp khá cao.
- 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.
- Các biến độc lập TNPL, CT, CGTH, CV, HTTT, TH có hệ số hồi quy (β) lớn hơn 0 và Sig <0.05 nên đạt điều kiện có tham gia vào mô hình hồi quy.
- Nhân tố DK (Điều kiện làm việc) có hệ số β = 0.050, có Sig >0.05, DN (Mối quan hệ với đồng nghiệp) có β = 0.053, có Sig >0.05 nên không đủ điều kiện, bị loại ra khỏi mô hình hồi quy bội. Trong thực tế hai nhân tố này cũng ảnh hưởng đến động lực làm việc của nhân viên, điều này đã đã kiểm chứng bởi các tác giả khác, ở nhiều công ty. Tuy nhiên có thể tại Nhà khách Cục Quản trị T.26 có môi trường làm việc đặc thù riêng, hoặc tại thời điểm tác giả khảo sát hai nhân tố này không ảnh hưởng hoặc ảnh hưởng không đáng kể đến động lực làm việc của cán bộ công nhân viên.
* Kết quả phân tích hồi quy lần 2
Sau khi loại nhân tố DK, DN ra khỏi mô hình hồi quy bội. Kết quả như sau:
Bảng 3.7. Hệ số phù hợp của mô hình hồi quy bội
Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 .881a .777 .769 .38357 1.748
(Nguồn: Khảo sát điều tra của tác giả)
Qua bảng trên ta thấy: R2
= 0.777, R2 hiệu chỉnh = 0.769. R2>
R2 hiệu chỉnh nên dùng R2 hiệu chỉnh 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. Ta thấy hệ số phù hợp của mô hình ở mức tốt. R2
hiệu chỉnh =0.769 (>0.5), nghĩa là 76,9% sự biến thiên của biến phụ thuộc là động lực làm việc được giải thích bởi biến thiên của các biến độc lập.
giả thuyết H0 đặt ra là không có mối quan hệ giữa các biến độc lập DK, TNPL, CT, CGTH, CV, HTTT, TH và biến phụ thuộc động lực làm việc. Ta có:
Bảng 3.8. Phân tích ANOVA về sự phù hợp của phân tích hồi quy
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1
Regression 88.057 6 14.676 99.751 .000b
Residual 25.306 172 .147
Total 113.363 178
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 3.9. Hệ số hồi quy và thống kê đa cộng tuyến
Unstandardized Coefficients Standardiz ed Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error Beta Toleranc e VIF Hằng số -.373 .154 -2.417 .017 TNPL .218 .054 .216 4.029 .000 .451 2.218 CT .114 .040 .129 2.862 .005 .634 1.576 CGTH .194 .052 .187 3.710 .000 .511 1.959 CV .243 .050 .250 4.904 .000 .500 2.000 HTTT .120 .049 .123 2.477 .014 .525 1.904 TH .221 .059 .200 3.714 .000 .446 2.244 a. Dependent Variable: DL
nên các thành phần đều tham dự vào mô hình hồi quy bội và đảm bảo về mặt thống kê.
Từ kết quả kết quả trên ta xây dựng được mô hình hồi quy bội như sau: - Mô hình chưa chuẩn hóa:
Mức độ tạo động lực (DL) = -0.373+ 0.218TNPL + 0.114CT + 0.194 CGTH + 0.243 CV + 0.120 HTTT+ 0.221TH
- Mô hình hồi quy đã chuẩn hóa:
Mức độ tạo động lực (DL) = 0.216TNPL + 0.129CT + 0.187CGTH + 0.250 CV + 0.123 HTTT+ 0.200TH
Hay:
Mức độ tạo động lực làm việc = 0.216Thu nhập và phúc lợi+ 0.129Sự hỗ trợ của cấp trên + 0.187Cảm giác được thể hiện + 0.250Công việc thú vị và thử thách + 0.123Cơ hội học tập và thăng tiến + 0.200Sự tự hào về tổ chức
Dựa vào mô hình hồi quy đã chuẩn hóa ta thấy thành phần công việc thú vị và thử thách ảnh hưởng nhiều nhất đến mức độ tạo động lực làm việc với hệ số β = 0.250, thành thu nhập và phúc lợi cũng ảnh hưởng khá lớn đến mức độ tạo động lực làm việc với giá trị β = 0.216. Thành phần Sự tự hào về tổ chức có β = 0.200 ảnh hưởng lớn thứ 3 đến mức độ tạo động lực làm việc. Ngoài ra thành phần cảm giác được thể hiện cũng có mức ảnh hưởng khá lớn với β = 0.187. Hai thành phần còn lại là sự hỗ trợ của cấp trên và cơ hội học tập, thăng tiến cũng có ảnh hưởng đến mức độ tạo động lực làm việc nhưng không cao. Ngoài các nhân tố trên thì động lực làm việc còn chịu ảnh hưởng bởi các yếu tố thuộc về bản thân người lao động như khả năng, trình độ, ý thức làm việc… và một số yếu tố khác.
3.6.3. Kiểm định giả thuyết trong mô hình hồi quy bội
Có 8 thành phần ảnh hưởng đến động lực làm việc tương đương với 8 giả thuyết cần kiểm chứng. Sau khi phân tích hồi quy ta có thể kết quả như sau:
Bảng 3.10. 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