4 3 Mô ì điều chỉnh
Sau khi tiến hành kiểm định và đánh giá thang đo (thông qua phân tích Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố khám phá (EFA), mô hình nghiên cứu được điều chỉnh lại như sau:
Hình 4.1: Mô hình nghiên cứu điều chỉnh
Công việc thú vị Công việc ổn định
Lương cao
Cơ hội đào tạo và thăng tiến Môi trường và điều kiện làm việc tốt
Người lãnh đạo, quản lý Khen thưởng và phúc lợi
Đồng nghiệp
Động viên nhằm giữ chân người lao động
60
4.3.2. Các giả thi sa k i điều chỉnh
(1) Giả thuyết H1: Cảm nhận về công việc càng thú vị thì sự động viên nhằm giữ chân người lao động càng tăng và ngược lại.
(2) Giả thuyết H4: Công việc của người lao động càng có tính ổn định lâu dài thì sự động viên nhằm giữ chân người lao động càng tăng và ngược lại.
(3) Giả thuyết H5: Tiền lương của người lao động càng cao, công bằng và hợp lý thì sự động viên nhằm giữ chân người lao động càng tăng và ngược lại.
(4) Giả thuyết H6: Cơ hội đào tạo, thăng tiến trong nghề nghiệp của người lao động càng tăng thì sự động viên nhằm giữ chân người lao động càng tăng và ngược lại.
(5) Giả thuyết H7: Môi trường, điều kiện làm việc của người lao động càng được cải thiện thì sự động viên nhằm giữ chân người lao động càng tăng và ngược lại.
(6) Giả thuyết H8: Lãnh đạo càng có thái độ tôn trọng và công bằng trong đối xử với cấp dưới thì sự động viên nhằm giữ chân người lao động càng tăng và ngược lại.
(7) Giả thuyết H9: Chính sách khen thưởng và các khoản phúc lợi càng tốt và tương xứng với sự đóng góp của mỗi cá nhân thì sự động viên nhằm giữ chân người lao động càng tăng và ngược lại.
(8) Giả thuyết H11: Đồng nghiệp càng thân thiện, hợp tác và hỗ trợ lẫn nhau thì sự động viên nhằm giữ chân người lao động càng tăng và ngược lại.
Các biến quan sát (thang đo) sau khi điều chỉnh (Xem phụ lục 2.2).
4.4. Phân tích hồi quy
Sau khi được kiểm định sự phù hợp và độ tin cậy, các yếu tố động viên người lao động tiếp tục được kiểm định mức độ ý nghĩa trong mô hình lý thuyết thông qua phân tích hồi quy để biết được cụ thể trọng số của từng thành phần tác động lên mức độ được động viên nhằm giữ chân người lao động.
Phân tích hồi quy sẽ được thực hiện với 8 biến độc lập là: công việc thú vị (TV), công việc ổn định (OD), lương cao (LC), cơ hội đào tạo và thăng tiến (TT), môi trường và điều kiện làm việc (MT), người lãnh đạo và quản lý (LD), khen thưởng
61
và phúc lợi (KT), đồng nghiệp (DN) và 1 biến phụ thuộc là: động viên nhằm giữ chân người lao động (DV). Giá trị của từng nhân tố là giá trị trung bình của các biến quan sát thành phần thuộc nhân tố đó.
4 4 P â í ươ q a
Phân tích tương quan được sử dụng để xem xét sự phù hợp khi đưa các thành phần vào mô hình hồi quy. Qua kết quả phân tích tương quan, ta nhận thấy các biến độc lập đều có mối tương quan chặt với biến phụ thuộc với mức ý nghĩa < 0.05. Giữa các biến độc lập cũng có mối tương quan với hệ số không quá lớn. Do vậy, cần kiểm định đa cộng tuyến (Xem phụ lục 4.4).
4.4.2. K t quả phân tích hồi quy
4.4.2.1. Kết quả phân tích hồi quy lần 1 a. Tóm tắt mô hình Bảng 4.4: Tóm tắt mô hình Model Mô hình R R Square R2 Adjusted R Square R2 điều chỉnh Std. Error of the Estimate Độ lệch chuẩn của dự đoán 1 .778a .606 .590 .59098
(Kết quả phân tích của tác giả)
Kết quả hồi quy tuyến tính bội cho thấy mô hình có hệ số xác định R2 (coefficient of determination) là 0.606 và R2 điều chỉnh (Adjusted R square) là 0.590. Như vậy mô hình nghiên cứu là phù hợp và mô hình giải thích được 59% tác động của các yếu tố động viên nhằm giữ chân người lao động, còn lại 41% sự động viên nhằm giữ chân người lao động được giải thích bởi các yếu tố khác.
b. Bảng phân tích ANOVA
62 Model Mô hình Sum of Squares Tổng bình phương df Mean Square Bình phương trung bình F Sig.
1 Regression (Hồi quy) 109.463 8 13.683 39.177 .000a
Residual (phần dư) 71.249 204 .349
Total (Tổng) 180.712 212
(Kết quả phân tích của tác giả)
Trong bảng phân tích ANOVA, mức ý nghĩa của kiểm định F đạt yêu cầu (giá trị sig. = 0.000 < 0.05), điều này chứng tỏ mô hình hồi quy là phù hợp.
c. Bảng hệ số hồi quy Bảng 4.6: Bảng hệ số hồi quy Model Mô hình Unstandardized Coefficients Hệ số hồi quy chưa
chuẩn hóa
Standardized Coefficients Hệ số hồi quy
chuẩn hóa t Sig.
Collinearity Statistics Thống kê đa cộng tuyến B Std. Error Độ lệch chuẩn
Beta Tolerance VIF
1 (Constant) -.987 .264 -3.743 .000 TV .160 .052 .162 3.055 .003 .691 1.447 OD .266 .053 .257 5.029 .000 .738 1.355 LC .210 .061 .178 3.456 .001 .731 1.368 TT .073 .047 .071 1.537 .126 .899 1.112 MT .127 .043 .152 2.984 .003 .747 1.338 LD .052 .046 .056 1.148 .252 .810 1.234 KT .280 .046 .296 6.039 .000 .806 1.241 DN .111 .049 .123 2.273 .024 .664 1.506
(Kết quả phân tích của tác giả)
Các biến đều có hệ số phóng đại phương sai VIF < 2, điều này chứng tỏ không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình.
63
Nhân tố nào có hệ số sig ≤ 0.05 tương đương với độ tin cậy 95% thì nhân tố đó được chấp nhận có nghĩa là nó có sự tác động đến sự động viên nhằm giữ chân người lao động. Kết quả hồi quy cho thấy có 6 biến thỏa mãn điều kiện là: “Công việc thú vị”, “Công việc ổn định”, “Lương cao”, Môi trường và điều kiện làm việc”, “Khen thưởng và phúc lợi” và “Đồng nghiệp”.
Các nhân tố “Cơ hội đào tạo và thăng tiến” và “Người lãnh đạo, quản lý” không đạt yêu cầu (sig. > 0.05) và bị loại khỏi kết quả nghiên cứu mặc dù các biến này về thực tế là rất có ý nghĩa đến việc động viên nhằm giữ chân người lao động. Do đó, việc này có thể do một số các nguyên nhân sau đây:
- Yếu tố “ Cơ hội đào tạo và thăng tiến”: mấy câu hỏi về đào tạo chưa đề cập nhiều đến các yếu tố về động viên nhằm giữ chân người lao động, chỉ đề cập đến những kỹ năng cơ bản để phục vụ công việc hàng ngày. Do đó, yếu tố này vẫn nằm ở nhóm nhân tố duy trì theo quan điểm của Herzberg. Bên cạnh đó, so sánh với thực tế tại công ty thì việc đào tạo là có nhưng không nhiều, cơ hội thăng tiến ít. Do đó, yếu tố này bị loại khỏi mô hình.
- Yếu tố “Người lãnh đạo, quản lý”: Trong thuyết của Herzberg thì có phân ra 2 yếu nhóm yếu tố là duy trì và thúc đẩy, quan hệ đồng nghiệp giữa các nhân viên cấp trên và cấp dưới là nằm trong nhóm những nhân tố duy trì, nhân tố duy trì được đáp ứng thì tạo cho nhân viên làm việc một cách bình thường. Nếu thiếu vắng thì sẽ gây cho nhân viên bất mãn và có thể nhân viên đó sẽ ra đi. Liên hệ thực tế tại công ty thì sự tương tác giữa nhân viên và lãnh đạo chưa cao, khi gặp vấn đề cần xử lý đều phải thông qua từng cấp quản lý. Do đó, yếu tố này bị loại khỏi mô hình.
d. Giả định về phân phối chuẩn của phần dư và giả định về liên hệ tuyến tính
Giả định phân phối chuẩn của phần dư được kiểm tra qua biểu đồ Histogram và biểu đồ P-P plot, giả định liên hệ tuyến tính được sử dụng là biểu đồ phân tán Scatterplot.
64
Hình 4.2: Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa
Nhìn vào biểu đồ Histogram ta thấy phần dư có dạng gần với phân phối chuẩn, giá trị trung bình gần bằng 0 (Mean=-9.59E-16), và độ lệch chuẩn gần bằng 1 (Std.Dev=0.981).
Hình 4.3: Biểu đồ P-P Plot
Biểu đồ P-P plot biểu diễn các điểm quan sát thực tế tập trung khá sát đường chéo những giá trị kỳ vọng. Do đó ta có thể kết luận giả thiết phân phối chuẩn
65
Ngoài ra, qua biểu đồ phân tán Scatterplot ta thấy phần dư không thay đổi theo một trật tự nào đối với giá trị dự đoán. Do đó giả thiết về liên hệ tuyến tính không bị vi phạm.
Hình 4.4: Biểu đồ phân tán – Scatterplot
4.4.2.2. Kết quả phân tích hồi quy lần 2
Từ kết quả phân tích hồi quy lần 1, tác giả tiến hành loại các nhân tố “Người lãnh đạo, quản lý” và “Cơ hội đào tạo và thăng tiến” (do không đạt yêu cầu (sig. > 0.05)) ra khỏi mô hình và tiến hành đưa 6 nhân tố đạt yêu cầu còn lại (thỏa mãn điều kiện (sig. ≤ 0.05) là “Công việc thú vị”, “Công việc ổn định”, “Lương cao”, “Môi trường và điều kiện làm việc”, “Khen thưởng và phúc lợi” và “Đồng nghiệp” vào để phân tích hồi quy lần 2. Sau khi tiến hành phân tích hồi quy lần 2, tác giả có được kết quả như sau:
a. Tóm tắt mô hình
Bảng 4.7: Tóm tắt mô hình
(Kết quả phân tích của tác giả)
Model Mô hình R R Square R2 Adjusted R Square R2 điều chỉnh Std. Error of the Estimate Độ lệch chuẩn của dự đoán 1 .773a .597 .586 .59422
66
Kết quả hồi quy tuyến tính bội cho thấy mô hình có hệ số xác định R2 (coefficient of determination) là 0.597 và R2 điều chỉnh (Adjusted R square) là 0.586. Như vậy mô hình giải thích được 58.6% tác động của các yếu tố động viên nhằm giữ chân người lao động.
b. Bảng phân tích ANOVA
Bảng 4.8: Kết quả phân tích ANOVA
(Kết quả phân tích của tác giả)
Trong bảng phân tích ANOVA, mức ý nghĩa của kiểm định F đạt yêu cầu (giá trị sig. = 0.000 < 0.05), điều này chứng tỏ mô hình hồi quy là phù hợp.
c. Bảng hệ số hồi quy Bảng 4.9: Bảng hệ số hồi quy Coefficientsa Model Mô hình Unstandardized Coefficients Hệ số hồi quy chưa
chuẩn hóa
Standardized Coefficients Hệ số hồi quy
chuẩn hóa t Sig.
Collinearity Statistics Thống kê đa cộng tuyến B Std. Error Độ lệch chuẩn
Beta Tolerance VIF
1 (Constant) -.706 .226 - 3.118 .002 TV .165 .052 .167 3.183 .002 .712 1.404 OD .278 .053 .269 5.274 .000 .752 1.331 LC .200 .061 .169 3.287 .001 .738 1.356 MT .142 .040 .169 3.539 .000 .856 1.168 KT .276 .046 .291 5.975 .000 .824 1.213 DN .129 .048 .143 2.687 .008 .691 1.447
(Kết quả phân tích của tác giả)
Model Mô hình Sum of Squares Tổng bình phương df Mean Square Bình phương trung bình F Sig. 1
Regression (Hồi quy) 107.974 6 17.996 50.965 .000b
Residual (phần dư) 72.738 206 .353
67
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy 6 biến đều đạt yêu cầu (sig. < 0.05). Các biến đều có hệ số phóng đại phương sai VIF < 2, điều này chứng tỏ không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình.
Trong kết quả ở bảng hệ số hồi quy trên, hệ số Beta dùng để đánh giá mức độ quan trọng của các nhân tố tác động vào mức độ động viên nhân viên tuyến đầu. Hệ số Beta của nhân tố nào càng cao thì nhân tố đó tác động đến mức độ động viên nhằm giữ chân người lao động càng cao.
d. Giả định về phân phối chuẩn của phần dư và giả định về liên hệ tuyến tính
Hình 4.5: Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa
Nhìn vào biểu đồ Histogram ta thấy phần dư có dạng gần với phân phối chuẩn, giá trị trung bình gần bằng 0 (Mean=-1.22E-15), và độ lệch chuẩn gần bằng 1 (Std.Dev=0.986).
68
Hình 4.6: Biểu đồ P-P Plot
Biểu đồ P-P plot biểu diễn các điểm quan sát thực tế tập trung khá sát đường chéo những giá trị kỳ vọng. Do đó ta có thể kết luận giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm, có nghĩa là phần dư có phân phối chuẩn.
Ngoài ra, qua biểu đồ phân tán Scatterplot ta thấy phần dư không thay đổi theo một trật tự nào đối với giá trị dự đoán. Do đó giả thiết liên hệ tuyến tính không bị vi phạm.
69
Sau khi tiến hành phân tích hồi quy, tác giả có được phương trình hồi quy như sau:
4.5. Kiểm định giả thiết
Dựa trên kết quả phân tích hồi quy, ta tiến hành kiểm định các giả thuyết của mô hình đã đưa ra. Các biến “Công việc thú vị”, “Công việc ổn định”, “Lương cao”, “Môi trường và điều kiện làm việc”, “Khen thưởng và phúc lợi” và “Đồng nghiệp” đạt yêu cầu (sig. < 0.05) và các hệ số Beta > 0 cho thấy mối quan hệ giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc là quan hệ cùng chiều. Do đó, chúng ta có thể kết luận rằng các giả thuyết H1, H4, H5, H7, H9, H11 được chấp nhận.
Bảng 4.10: Bảng tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết
Giả thuyết Kiểm định
H1: Cảm nhận về công việc càng thú vị thì sự động viên nhằm giữ
chân người lao động càng tăng và ngược lại. Được chấp nhận
H4: Công việc của người lao động càng có tính ổn định lâu dài thì sự
động viên nhằm giữ chân người lao động càng tăng và ngược lại. Được chấp nhận
H5: Tiền lương của người lao động càng cao, công bằng và hợp lý thì sự động viên nhằm giữ chân người lao động càng tăng và ngược lại.
Được chấp nhận
H7: Môi trường, điều kiện làm việc của người lao động càng được
cải thiện thì sự động viên nhằm giữ chân người lao động càng tăng và ngược lại.
Được chấp nhận
H9: Chính sách khen thưởng và các khoản phúc lợi càng tốt và tương xứng với sự đóng góp của mỗi cá nhân thì sự động viên nhằm giữ chân người lao động càng tăng và ngược lại.
Được chấp nhận
H11: Đồng nghiệp càng thân thiện, hợp tác và hỗ trợ lẫn nhau thì sự
động viên nhằm giữ chân người lao động càng tăng và ngược lại. Được chấp nhận
(Kết quả phân tích của tác giả)
70
Như vậy, với kết quả sau khi kiểm định mô hình nghiên cứu chính thức được xác định như sau:
Hình 4.8: Kết quả kiểm định mô hình nghiên cứu
4.6. Kiểm định sự khác biệt theo các đặc tính cá nhân đến sự động viên nhằm giữ chân người lao động giữ chân người lao động
Ta tiến hành phân tích xem có sự khác biệt nào không của từng đặc tính cá nhân đối với sự động viên nhằm giữ chân người lao động tại công ty. Theo kết quả kiểm định thì chỉ có sự khác biệt của biến “giới tính” và “trình độ học vấn” là có ý nghĩa thống kê về sự động viên nhằm giữ chân người lao động.
Khác biệt về giới tính:
Kiểm định Independent-samples T-test sẽ cho ta biết có sự khác biệt về sự động viên giữa phái nam và nữ hay không. Kết quả chi tiết theo bảng 4.11 và 4.12.
Bảng 4.11: Thống kê nhóm GIOITINH N Mean Std. Deviation Std. Error Mean DV 1 118 13.47 4.324 .398 2 95 17.83 3.763 .386
(Kết quả phân tích của tác giả)
0.269 0.167 0.169 0.143 0.291 0.169 Công việc thú vị Công việc ổn định Lương cao
Môi trường và điều kiện làm việc tốt
Khen thưởng và phúc lợi
Đồng nghiệp
Động viên nhằm giữ chân người
71
Bảng 4.12: Kiểm định T-test
Levene's Test for Equality of Variances
t-test for Equality of Means
F Sig. t df Sig. (2-tailed)
DV 1.244 .266 -7.740 211 .000
(Kết quả phân tích của tác giả)
Theo kết quả bảng 4.12 ta thấy trong kiểm định Levene, Sig. = 0.266 > 0.05 nên không có sự khác biệt về phương sai đối với sự động viên giữa hai phái nam và nữ. Với kiểm định t ta có Sig. = 0.000 < 0.05 nên ta có thể nói có sự khác biệt về cảm nhận động viên giữa nam và nữ.
Do đó, ta có thể kết luận ở độ tin cậy 95% có sự khác biệt về cảm nhận động viên nhằm giữ chân người lao động giữa nam và nữ .
Khác biệt về trình độ học vấn
Kết quả của bảng 4.13 cho ta thấy với mức ý nghĩa Sig. = 0.793> 0.05 nên không có sự khác biệt về phương sai giữa các nhóm trình độ học vấn. Như vậy, kết quả phân tích ANOVA có thể sử dụng được.
Bảng 4.13: Kiểm định phương sai đồng nhất
Levene Statistic df1 df2 Sig.
.232 2 210 .793
(Kết quả phân tích của tác giả)
Bảng 4.14: ANOVA Sum of Squares Tổng bình phương df Mean Square Bình phương trung bình F Sig. Between Groups (Giữa nhóm) 21.460 2 10.730 14.149 .000 Within Groups (Trong nhóm) 159.253 210 .758 Total (Tổng) 180.712 212
72
Theo kết quả phân tích ANOVA có Sig. = 0.000< 0.05 nên ta có thể nói có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về sự động viên giữa 3 nhóm trình độ.