5. Bố cục khoá luận
2.4.3. Phân tích nhân tốkhám phá EFA
Phân tích nhân tốkhám phá: 29 biến được đưa vào phân tích
Bảng 7: HệsốKMO và kiểm định Bartlett’s Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. 0.786
Approx. Chi-Square 1289.632
Bartlett’s Test of Sphericity df 325
(Nguồn: Xửlí sốliệu SPSS 2019) HệsốKMO = 0,786 > 0,5 nên việc phân tích nhân tốlà thích hợp với dữliệu nghiên cứu.
Kiểm định Barlett’s có mức ý nghĩa sig = 0,000 < 0,05 nên các biến có tương quan với nhau và dữliệu dùng đểphân tích nhân tốlà thích hợp.
Bảng 8: Ma trận xoay của các nhân tốkhi tiến hành EFA
Biến Nhân tố 1 2 3 4 5 6 LT4 0.794 LT3 0.771 LT6 0.750 LT2 0.713 LT5 0.709 LT1 0.663 DT4 0.889 DT2 0.861 DT1 0.691 DT3 0.681 VH4 0.842 VH2 0.783 VH3 0.717 VH1 0.533 DK3 0.833 DK4 0.747 DK1 0.711 DK2 0.711 BC1 0.807 BC3 0.772 BC2 0.753 BC4 0.563
Lương thưởng và phúc lợi Đào tạo và thăng tiến Văn hóa doanh nghiệp
Điều kiện làm việc Bản chất công việc Đánh giá thành tích DG2 0.773 DG4 0.676 DG1 0.585 DG3 0.522 Eigenvalue 6,914 3,458 2,064 1,701 1,562 1,140 Phương sai trích % 26,592 13,299 7,938 6,542 6,009 4,385 Phương sai trích tích lũy 26,592 39,891 47,829 54,372 60,381 64,766 (Nguồn: Xửlí sốliệu SPSS 2019) Bảng 8 thểhiện kết quảphân tích nhân tố đối với các biến độc lậpảnh hưởng đến động lực làm việc. Kết quảphân tích cho ra 6 nhân tốvà đều phù hợp cho việc phân tích tương quan và hồi quyởcác bước tiếp theo.
Thông qua đánh giá sựphù hợp của các biến bằng hệsốCronbach’s Alpha và phân tích nhân tốkhám phá, mô hình nghiên cứu đượcđiều chỉnh như sau:
Sơ đồ5: Mô hình nghiên cứu đãđiều chỉnh 2.4.4. Kiểm định mô hình nghiên cứu
2.4.4.1. Phân tích tương quan
Phân tích tương quan được thực hiện giữa biến phụthuộc Động lực làm việc với các biến độc lập như: Lương thưởng và phúc lợi, Đào tạo và thăng tiến, Điều kiện làm việc, Văn hóa doanh nghiệp,Đánh giá thành tích, Bản chất công việc. Đồng thời, cùng phân tích tương quan giữa các biến độc lập với nhau nhằm phát hiện những mối tương quan chặt chẽgiữa các biến độc lập. Vì những tương quan như vậy có thể ảnh hưởng lớn đến kết quảcủa phân tích hồi quy.
Bảng 9: Ma trận tương quan giữa các biến độc lập
LT DT DK BC DG VH DL LT Pearson Correlation 1 .000 .000 .000 .000 .000 .194 Sig. (2-tailed) 1.000 1.000 1.000 1.000 1.000 .053 N 100 100 100 100 100 100 100 DT Pearson Correlation .000 1 .000 .000 .000 .000 .362 Sig. (2-tailed) 1.000 1.000 1.000 1.000 1.000 .000 N 100 100 100 100 100 100 100 DK Pearson Correlation .000 .000 1 .000 .000 .000 .397 Sig. (2-tailed) 1.000 1.000 1.000 1.000 1.000 .000 N 100 100 100 100 100 100 100 BC Pearson Correlation .000 .000 .000 1 .000 .000 .210 Sig. (2-tailed) 1.000 1.000 1.000 1.000 1.000 .036 N 100 100 100 100 100 100 100 DG Pearson Correlation .000 .000 .000 .000 1 .000 .311 Sig. (2-tailed) 1.000 1.000 1.000 1.000 1.000 .002 N 100 100 100 100 100 100 100 VH Pearson Correlation .000 .000 .000 .000 .000 1 .372 Sig. (2-tailed) 1.000 1.000 1.000 1.000 1.000 .000 N 100 100 100 100 100 100 100
DL Pearson Correlation .194 .362 .397 .210 .311 .372 1
Sig. (2-tailed) .053 .000 .000 .036 .002 .000
N 100 100 100 100 100 100 100
(Nguồn: Xửlí sốliệu SPSS 2019) Theo kết quảtrên, các biến độc lập đều có tương quan tuyến tính với biến phụthuộc, các hệsốtương quan đều có ý nghĩa thống kê. Cụthể, mối liên hệgiữa các biến như sau:
- Tương quan giữa biến lương, thưởng và phúc lợi và biếnđộng lực làm việc có r = 0,194
- Tương quan giữa biếnđào tạo,thăng tiến và động lực làm việc có r = 0,362 - Tương quan giữa biếnđiều kiện làm việc và động lực làm việc có r = 0,397 - Tương quan giữa biến bản chất công việc và động lực làm việc có r = 0,210 - Tương quan giữa biếnđánh giá thành tích và động lực làm việc có r = 0,311
- Tương quan giữa biến văn hóa doanh nghiệp và biến động lực làm việc có r = 0,372
2.4.4.2. Phân tích hồi quy
Sau khi đánh giá độtin cậy của thang đo và phân tích nhân tốEFA, sốbiến được giữlại đểphân tích là 29 biến.Ta tiến hành phân tích hồi quy đểxác định cụthể trọng sốcủa từng yếu tốtác động đến động lực làm việc. Phân tích hồi quy sẽ được thực hiện với 6 biến độc lập là TL: lương thưởng và phúc lợi, DT: đào tạo và thăng tiến, VH: văn hóa doanh nghiệp, DK: điều kiện làm việc, BC: bản chất công việc, DG: đánh giá thành tích. Giá trịcủa các yếu tố được dùng đểchạy hồi quy là giá trịtrung bình của các biến quan sát đãđược kiểm định. Với giảthuyết ban đầu cho mô hình nghiên cứu, ta có phương trình hồi quy tuyến tính đa biến như sau:
Y=β1*TL+ β2*DT +β3*DK + β4*BC +β5*DG + β6*VH Trong đó: Y là Động lực làm việc
β1 là hệsốhồi của yếu tốlương, thưởng và phúc lợi. β2 là hệsốhồi của yếu tố đào tạo và thăng
tiến. β3 là hệsốhồi của yếu tố điều kiện làm việc. β4 là hệsốhồi của yếu tốbản chất công việc. β5 là hệsốhồi của yếu tố đánh giá thành tích.
β6 là hệsốhồi của yếu tốvăn hóa doanh nghiệp. LT là yếu tốlương, thưởng và phúc lợi.
DT là yếu tố đào tạo và thăng tiến. DK là yếu tố điều kiện làm việc. BC là yếu tốbản chất công việc. DG là yếu tố đánh giá thành tích. VH là yếu tốvăn hóa doanh nghiệp.
Dùng phương pháp xây dựng mô hình Enter là một phương pháp phổbiến để xây dựng mô hình hồi quy, thu được kết quả:
Bảng 10: Mô hình tóm tắt sửdụng phương pháp Enter
Mô hình R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số ước lượng Durbin- Watson 1 0.779a 0.606 0.581 0.64742951 1.551 (Nguồn: Xửlí sốliệu SPSS 2019) Kết quảhồi quy cho thấy mô hình hồi quy là thích hợp đểkiểm định mô hình lý thuyết (sig. F = 0,000) và các biến độc lập giải thíchđược 60,6% sựbiến thiên của biến phụthuộc.
Bảng 11: Kết quảmô hình hồi quy các yếu tố ảnh hưởng đến sựhài lòng về động lực làm việc của nhân viên.
Mô hình Hế số không chuẩn hóa Hệs ố chuẩn hóa t Mức ý nghĩa Sig. Thống kê đa cộng tuyến BetaĐộ lệch chuẩn
Beta Tolerance VIF
1 (Constant) 1.636 0.065 0.000 1.000 LT .194 .065 0.194 2.985 0.004 1.000 1.000 DT .362 .065 0.362 5.564 0.000 1.000 1.000 DK .397 .065 0.397 6.108 0.000 1.000 1.000 BC .210 .065 0.210 3.222 0.002 1.000 1.000 DG .311 .065 0.311 4.784 0.000 1.000 1.000 VH .372 .065 0.372 5.722 0.000 1.000 1.000
(Nguồn: Xửlí sốliệu SPSS 2019) Trong mô hình trên thì cả6 giảthuyếtđều có mức ý nghĩa Sig > 0,05. Hệsố phóng đại phương sai (VIF) trong mô hìnhđều nhỏhơn 10 nên hiện tượng đa cộng tuyến khó xảy ra. Mặt khác, hệsốDurbin-Watson là 1,551 nằm trong khoảng chấp nhận từ1 đến 3 nên có thểchấp nhận hiện tượng tựtương quan giữa các biến độc lập không xảy ra.
Như vậy, mô hình hồi quy tuyến tính sẽlà:
DL = 0,194*LT + 0,362*DT + 0,397*DK + 0,210*BC + 0,311*DG + 0,372*VH Qua đó ta thấy sự ảnh hưởng của từng biến độc lập lên biến phụthuộc. Kết quả ởbảng trên ta thấy:
Lương thưởng và phúc lợicó hệsố β = 0,194 với mức ý nghĩa sig bằng 0,004 < 0,05 nên yếu tốnày cóảnh hưởng ít nhất đến động lực làm việc của nhân viên. Dấu dươngởhệsốhồi quy này cho biết mối quan hệgiữa lương thưởng và phúc lợi và động lực làm việc là thuận chiều, có nghĩađộng lực sẽtăng khi lương thưởng và phúc lợi tăng.
Đào tạo và thăng tiếncó hệsố β = 0,362 với mức ý nghĩa Sig bằng 0,000 < 0,05 nên yếu tốnàyảnh hưởng lớn thứbađến động lực làm việc của nhân viên. Dấu dươngởhệsốhồi quy này cho biết mối quan hệgiữa mức độhài lòng vềchính sách đào tạo thăng tiến và động lực làm việc là thuận chiều.
Điều kiện làm việccó hệsố β = 0,397 với mức ý nghĩa Sig bằng 0,000 < 0,05 nên yếu tốnàyảnh hưởng lớn nhấtđến động lực làm việc của nhân viên. Dấu dươngở hệsốhồi quy này cho biết mối quan hệgiữa mức độhài lòng về điều kiện làm việc và động lực làm việc là thuận chiều.
Bản chất công việccó hệsố β = 0,210 với mức ý nghĩa Sig bằng 0,002 < 0,05 nên yếu tốnàyảnh hưởng lớn thứnămđến động lực làm việc của nhân viên. Dấu dươngởhệsốhồi quy này cho biết mối quan hệgiữa mức độhài lòng vềbản chất công việc và động lực làm việc là thuận chiều.
Đánh giá thành tíchcó hệsố β = 0,311 với mức ý nghĩa Sig bằng 0,000 < 0,05 nên yếu tốnàyảnh hưởng lớn thứtư đến động lực làm việc của nhân viên. Dấu dương
ởhệsốhồi quy này cho biết mối quan hệgiữa mức độhài lòng về đánh giá thành tích và động lực làm việc là thuận chiều.
Văn hóa doanh nghiệpcó hệsố β = 0,372 với mức ý nghĩa Sig bằng 0,000 < 0,05 nên yếu tốnàyảnh hưởng lớn thứhaiđến động lực làm việc của nhân viên. Dấu dươngởhệsốhồi quy này cho biết mối quan hệgiữa mức độhài lòng vềvăn hóa doanh nghiệp và động lực làm việc là thuận chiều.
Như vậy có tất cả6 yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc. Yếu tố ảnh hưởng lớn nhất là điều kiện làm việc,ảnh hưởng lớn thứhai là văn hóa doanh nghiệp,ảnh hưởng lớn thứba là đào tạo và thăng tiến,ảnh hưởng lớn thứtư là đánh giá thành tích, ảnh hưởng lớn thứnăm là bản chất công việc vàảnh hưởng ít nhất là lương, thưởng và phúc lợi.
2.4.5. Kiểm định sựkhác biệt
2.4.5.1. Kiểm định sựkhác biệt vềgiới tính
Bảng 12: Kiểm định phương sai theo giới tính Test of Homogeneity of Variances
Levene Statistic df1 df2 Sig.
0.059 1 98 0.809
(Nguồn: Xửlý sốliệu SPSS 2019) Ta thấy: Sig = 0,809 > 0,05 nên chúng ta khẳng địnhở độtin cậy 95% thì không có sựkhác biệt vềgiá trịphương sai giữa 2 nhóm giới tính nam và nữ. Dođó, chúng ta đủ điều kiện đểphân tích Independent sample t-test.
Bảng 13: Bảng kiểm định Independent sample t-test vềgiới tính
Levene’s Test for Equality of Variances
t-test for Equality of Means
F Sig. t df Sig. (2- tailed) Mean Difference Std. Error Difference 95% Confidence Interval of the Difference Lower Upper Equal variances assumed 0.059 0.809 0.277 98 0.783 0.08265836 0.29874710 -0.5101955 0.67551226 Equal variances not assumed 0.299 16.763 0.768 0.08265836 0.27602865 -0.5003381 0.66565485 (Nguồn: Xửlý sốliệu SPSS 2019) Các giảthuyết sựkhác biệt theo giới tính:
Giảthuyết H0: không có sựkhác biệt về động lực làm việc giữa nam và nữ. Giảthuyết H1: có sựkhác biệt về động lực làm việc giữa nam và nữ.
Kết quảphân tích ANOVA với mức ý nghĩa Sig = 0,809 > 0,05 nghĩa là không có cơ sở đểbác bỏH0, cho thấyở độtin cậy 95% thì không có sựkhác biệt về động lực làm việc giữa nam và nữ.
2.4.5.2. Kiểm định sựkhác biệt về độtuổi
Bảng 14: Kiểm định phương sai theođộtuổi Test of Homogeneity of Variances
Levene Statistic df1 df2 Sig.
3.197 2 97 0.045
Ta thấy Sig = 0,045 < 0,05, như vậy phương sai của các nhóm tuổi này khác nhau nên chúng ta không thểkết luận được. Khôngđủ điều kiện đểphân tích ANOVA về độtuổi nên ta sửdụng kiểm định phi tham số.
Bảng 15: Kiểm định phi tham sốtheođộtuổi Test Statisticsa,b
DL
Chi-Square 2.213
Df 2
Asymp. Sig. 0.331
(Nguồn: Xửlý sốliệu SPSS 2019) Các giảthuyết sựkhác biệt theođộtuổi:
tuổi.
Giảthuyết H0: không có sựkhác biệt về động lực làm việc giữa các nhóm độ Giảthuyết H1: có sựkhác biệt về động lực làm việc giữa các nhóm độtuổi. Kết quảphân tích kiểm định phi tham sốvới mức ý nghĩa Sig = 0,331 > 0,05 nghĩa là không có cơ sở đểbác bỏH0, cho thấyở độtin cậy 95% thì không có sựkhác biệt về động lực làm việc giữa các nhóm độtuổi < 25 tuổi; từ25-40 tuổi; >40 tuổi.
2.4.5.3. Kiểm định sựkhác biệt vềtrìnhđộhọc vấn
Bảng 16: Kiểm định phương sai theo trìnhđộhọc vấn Test of Homogeneity of Variances
Levene Statistic df1 df2 Sig.
1.182 3 96 0.321
(Nguồn: Xửlý sốliệu SPSS 2019) Ta thấy: Sig = 0,321 > 0,05 nên chúng ta khẳng địnhở độtin cậy 95% thì không có sựkhác biệt vềgiá trịphương sai giữa 4 nhóm trìnhđộhọc vấn là THPT, Trung cấp, Cao đẳng và Đại học. Dođó, chúng ta đủ điều kiện đểphân tích ANOVA.
Bảng 17: Bảng kiểm định ANOVA – trìnhđộhọc vấn ANOVA
Sum of Squares
df Mean Square F Sig.
Between Groups 8.859 3 2.953 3.145 0.029
Within Groups 90.141 96 0.939
Total 99.000 99
(Nguồn: Xửlý sốliệu SPSS 2019) Các giảthuyết sựkhác biệt theo trìnhđộhọc vấn:
Giảthuyết H0: không có sựkhác biệt về động lực làm việc giữa các nhóm trình độhọc vấn.
Giảthuyết H1: có sựkhác biệt về động lực làm việc giữa các nhóm trìnhđộ học vấn.
Kết quảphân tích ANOVA với mức ý nghĩa Sig = 0,029 < 0,05 nghĩa là bác bỏ H0, cho thấyở độtin cậy 95% thì có sựkhác biệt về động lực làm việc giữa các trình độhọc vấn là Đại học, cao đẳng, trung cấp và THPT.
2.4.5.4. Kiểm định sựkhác biệt vềthu nhập
Bảng 18: Kiểm định phương sai theo thu nhập Test of Homogeneity of Variances
Levene Statistic df1 df2 Sig.
2.357 3 96 0.077
(Nguồn: Xửlý sốliệu SPSS 2019) Ta thấy: Sig = 0,077 > 0,05 nên chúng ta khẳng địnhở độtin cậy 95% thì không có sựkhác biệt vềgiá trịphương sai giữa các nhóm thu nhập. Dođó, chúng ta đủ điều kiện đểphân tích ANOVA.
Bảng 19: Bảng kiểm định ANOVA – thu nhập ANOVA
Sum of Squares
df Mean Square F Sig.
Between Groups 7.710 3 2.570 2.703 0.050
Within Groups 91.290 96 0.951
Total 99.000 99
(Nguồn: Xửlý sốliệu SPSS 2019) Các giảthuyết sựkhác biệt theo thu nhập:
nhập.
Giảthuyết H0: không có sựkhác biệt về động lực làm việc giữa các nhóm thu Giảthuyết H1: có sựkhác biệt về động lực làm việc giữa các nhóm thu nhập. Kết quảphân tích ANOVA với mức ý nghĩa Sig = 0,050 ≤0,05 nghĩa là bác bỏ H0, cho thấyở độtin cậy 95% thì có sựkhác biệt về động lực làm việc giữa các nhóm thu nhập <5 triệu đồng; từ5-7 triệu đồng; từ7-10 triệu đồng và >10 triệu đồng.
2.4.5.5. Kiểm định sựkhác biệt vềthời gian làm việc tại công ty
Bảng 20: Kiểm định phương sai theo thời gian làm việc tại công ty Test of Homogeneity of Variances
Levene Statistic df1 df2 Sig.
1.613 3 96 0.191
(Nguồn: Xửlý sốliệu SPSS 2019) Ta thấy: Sig = 0,191 > 0,05 nên chúng ta khẳng địnhở độtin cậy 95% thì không có sựkhác biệt vềgiá trịphương sai giữa thời gian làm việc tại công ty. Dođó, chúng ta đủ điều kiện đểphân tích ANOVA.
Bảng 21: Bảng kiểm định ANOVA – thời gian làm việc tại công ty
ANOVA
Sum of Squares
df Mean Square F Sig.
Between Groups 3.293 3 1.098 1.101 0.353
Within Groups 95.707 96 0.997
Total 99.000 99
(Nguồn: Xửlý sốliệu SPSS 2019) Các giảthuyết sựkhác biệt theo thời gian làm việc tại công ty:
Giảthuyết H0: không có sựkhác biệt về động lực làm việc giữa các khoảng thời gian làm việc tại công ty.
Giảthuyết H1: có sựkhác biệt về động lực làm việc giữa các khoảng thời gian làm việc tại công ty.
Kết quảphân tích ANOVA với mức ý nghĩa Sig = 0,353 > 0,05 nghĩa là không có cơ sở đểbác bỏH0, cho thấyở độtin cậy 95% thì không có sựkhác biệt về động lực làm việc giữa các khoảng thời gian làm việc tại công ty.
2.3.6. Tóm tắt kết quảnghiên cứu:
Bảng 22: Tóm tắt kết quảnghiên cứu
Giảthuy ết nghiên cứu Chấp nhận/Bác bỏMức độ ảnh hưởng
H1: Lương, thưởng và phúc lợi cóảnh hưởng thuận chiều đến động lực làm việc của nhân viên.
Chấp nhận H1 Ít nhất
H2: Đào tạo và thăng tiến cóảnh hưởng thuận chiều đến động lực làm việc của nhân viên
Chấp nhận H2 Lớn thứba
H3: Điều kiện làm việc có ảnh hưởng thuận chiều đến động lực làm việc của
nhân viên
H4: Bản chất công việc có ảnh hưởng thuận chiều đến động lực làm việc của nhân viên
Chấp nhận H4 Lớn thứnăm
H5: Đánh giá thành tích cóảnh hưởng thuận chiều đến động lực làm việc của nhân viên
Chấp nhận H5 Lớn thứtư
H6: Văn hóa doanh nghiệp cóảnh hưởng thuận chiều đến động lực làm việc của nhân viên
CHƯƠNG 3: ĐỊNH HƯỚNG VÀ GIẢI PHÁP NÂNG CAO ĐỘNG LỰC LÀM VIỆC CHO NHÂN VIÊN TẠI CÔNG
TY XĂNG DẦU THỪA THIÊN HUẾ
3.1.Định hướng của Công ty Xăng dầu Thừa Thiên Huếtrong thời gian tới
Sau đây là một số định hướng cho Công ty trong thời gian tới, được đưa ra trên cơ sởphân tích tình hình hoạt động của Công ty, tình hình phát triển xăng dầu trên địa bàn tỉnh Thừa Thiên Huếcũng như kết quảnghiên cứu được:
- Trong thời gian tới, Công ty Xăng dầu Thừa Thiên Huếsẽxây dựng và phát triển đểluôn là đơn vịhàng đầu của Tỉnh cung cấp các sản phẩm vềxăng dầu. - Phát huy tối đa mọi nguồn lực đểnâng cao năng lực cạnh tranh, nâng cao uy
tín và thương hiệu trên thương trường.
-Đối với công tác đào tạo và phát triển nguồn nhân lực, hàng năm công ty thường xuyên tuyển dụng lao động để đápứng hoạt động sản xuất kinh doanh cũng như bổsung nhân tài cho công ty.
- Bên cạnh đó, Công ty kiên quyết xửlý nghiêmđối với tập thểvà cá nhân nào vi phạm quy chế, không hoàn thành nhiệm vụ được giao. Đẩy mạnh phong trào