Bảng 4.6: Kết quả kiểm định Conbach’s Alpha của biến tiền lương và phúc lợi Biến quan
sát
Trung bình thang đo, nếu loại biến.
Phương sai thang đo, nếu loại biến.
Hệ số tương quan biến tổng.
Cronbach’s Alpha, nếu loại biến này.
Sự tin cậy: = 0,904 TLPL1 14.60 9.752 .772 .880 TLPL2 14.57 10.071 .762 .883 TLPL3 14.59 9.570 .752 .886 TLPL4 14.51 10.362 .750 .885 TLPL5 14.62 10.015 .771 .881
Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu của tác giả
Kết quả kiểm định thang đo từ SPSS 22.0, thì hệ số tin cậy Conbach’s Alpha cho biến “tiền lương và phúc lợi” là Alpha = 0.904. Hệ số Alpha này lớn hơn 0.60 nên thang đo này đạt tiêu chuẩn. Bên cạnh đó, các biến đều có hệ số tương quan biến tổng > 0.3, thấp nhất là 0.750, nên tất cả các biến này đều phù hợp và đảm bảo độ tin cậy.
4.2.2.2 Điều kiện làm việc
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định Conbach’s Alpha của biến điều kiện làm việc Biến quan
sát
Trung bình thang đo, nếu loại biến.
Phương sai thang đo, nếu loại biến.
Hệ số tương quan biến tổng.
Cronbach’s Alpha, nếu loại biến này.
Sự tin cậy: = 0,882
DKLV1 10.81 7.398 .782 .832
DKLV2 10.80 7.719 .765 .840
DKLV3 10.81 7.539 .770 .837
DKLV4 10.82 7.899 .660 .880
Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu của tác giả
Theo kết quả kiểm định thang đo từ SPSS 22.0, thì hệ số tin cậy Conbach’s Alpha cho biến “điều kiện làm việc” là Alpha = 0.882. Hệ số Alpha này lớn hơn 0.60 nên thang đo này đạt tiêu chuẩn. Bên cạnh đó, các biến đều có hệ số tương quan biến tổng >0.3, thấp nhất là 0.660, nên tất cả các biến này đều phù hợp và đảm bảo độ tin cậy.
4.2.2.3 Quan hệ đồng nghiệp
Bảng 4.8: Kết quả kiểm định Conbach’s Alpha của biến quan hệ đồng nghiệp Biến quan
sát
Trung bình thang đo, nếu loại biến.
Phương sai thang đo, nếu loại biến.
Hệ số tương quan biến tổng.
Cronbach’s Alpha, nếu loại biến này.
Sự tin cậy: = 0,869 QHDN1 14.50 8.961 .687 .843 QHDN2 14.44 9.336 .654 .851 QHDN3 14.41 8.879 .734 .831 QHDN4 14.51 8.961 .660 .850 QHDN5 14.43 9.048 .733 .832
Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu của tác giả
Theo kết quả kiểm định thang đo từ SPSS 22.0, thì hệ số tin cậy Conbach’s Alpha cho biến “quan hệ đồng nghiệp” là Alpha = 0.869. Hệ số Alpha này lớn hơn 0.60 nên thang đo này đạt tiêu chuẩn. Bên cạnh đó, các biến đều có hệ số tương quan biến tổng > 0.3, thấp nhất là 0.654, nên tất cả các biến này đều phù hợp và Đảm bảo độ tin cậy.
4.2.2.4 Văn hoá doanh nghiệp
Bảng 4.9: Kết quả kiểm định Conbach’s Alpha của biến văn hoá doanh nghiệp Biến quan
sát
Trung bình thang đo, nếu loại biến.
Phương sai thang đo, nếu loại biến.
Hệ số tương quan biến tổng.
Cronbach’s Alpha, nếu loại biến này.
Sự tin cậy: = 0,823
VHDN1 10.82 6.019 .652 .774
VHDN2 10.91 6.227 .655 .774
VHDN3 10.84 5.985 .634 .783
VHDN4 10.77 6.168 .646 .777
Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu của tác giả
Theo kết quả kiểm định thang đo từ SPSS 22.0, thì hệ số tin cậy Conbach’s Alpha cho biến “văn hoá doanh nghiệp”, là Alpha = 0.823. Hệ số alpha này lớn hơn 0.60 nên thang đo này đạt tiêu chuẩn. Bên cạnh đó, các biến đều có hệ số tương quan biến tổng >0.3, thấp nhất là 0.634, nên tất cả các biến này đều phù hợp và đảm bảo độ tin cậy.
4.2.2.5 Đào tạo phát triển nhân lực
Bảng 4.10: Kết quả kiểm định Conbach’s Alpha của biến đào tạo phát triển nhân lực Biến quan
sát
Trung bình thang đo, nếu loại biến.
Phương sai thang đo, nếu loại biến.
Hệ số tương quan biến tổng.
Cronbach’s Alpha, nếu loại biến này.
Sự tin cậy: = 0,886
DTPT1 10.92 6.122 .718 .868
DTPT2 10.98 5.986 .816 .829
DTPT3 10.89 6.242 .735 .860
DTPT4 10.92 6.288 .741 .858
Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu của tác giả
Theo kết quả kiểm định thang đo từ SPSS 22.0, thì hệ số tin cậy Conbach’s Alpha cho biến “đào toạ phát triển nhân lực” là Alpha = 0.886. Hệ số alpha này lớn hơn 0.60 nên thang đo này đạt tiêu chuẩn. Bên cạnh đó, các biến đều có hệ số tương quan biến tổng >0.3, thấp nhất là 0.718, nên tất cả các biến này đều phù hợp và đảm bảo độ tin cậy.
4.2.2.6 Động lực làm việc
Bảng 4.11: Kết quả kiểm định Conbach’s Alpha của biến động lực làm việc Biến quan
sát
Trung bình thang đo, nếu loại biến.
Phương sai thang đo, nếu loại biến.
Hệ số tương quan biến tổng.
Cronbach’s Alpha, nếu loại biến này.
Sự tin cậy: = 0,777
DLLV1 11.12 4.705 .479 .775
DLLV2 11.12 4.244 .652 .686
DLLV3 11.13 4.485 .530 .750
DLLV4 11.12 4.152 .672 .675
Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu của tác giả
Theo kết quả kiểm định thang đo từ SPSS 22.0, thì hệ số tin cậy Conbach’s Alpha cho biến phụ thuộc “động lực làm việc” là Alpha = 0.777. Hệ số alpha này lớn hơn 0.60 nên thang đo này đạt tiêu chuẩn. Bên cạnh đó, các biến đều có hệ số tương quan biến tổng > 0.3, thấp nhất là 0.479, nên tất cả các biến này đều phù hợp và đảm bảo độ tin cậy.
Nhận xét: Thông qua kết quả của SPSS qua bảng Item-Total Statistics chúng ta thấy rằng hệ số Conbach’s Alpha của tất cả các thành phần thang đo các yếu tố tác động đến động lực làm việc của nhân viên kỹ thuật tại VNPT Bà Rịa Vũng Tàu đều đạt chuẩn Conbach’s Alpha > 0.60, đồng thời tất cả các hệ số tương quan biến tổng đều đạt yêu cầu và có độ tin cậy cao Corrected Item-Total Correlation > 0.30, thấp nhất là 0.479 nên không biến nào bị loại. Từ kết quả nghiên cứu, ta thấy các biến đo lường của các thành phần này đều có thể sử dụng để tiến hành phân tích nhân tố khám phá EFA tiếp theo.
4.2.3 Phân tích nhân tố khám phá (EFA)
4.2.3.1 Phân tích nhân tố khám phá (EFA) cho các biến độc lập
Kết quả phân tích EFA cho thấy 22 biến quan sát được gom thành 6 nhân tố, với hệ số mức độ phù hợp của mô hình phân tích nhân tố KMO= 0.924 > 0.5 nên phân tích nhân tố hoàn toàn phù hợp, đáng tin cậy và hệ số Sig.(Bartlett’s Test of Sphericity)=0.000 (sig.<0.05) chứng tỏ các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể.
Bảng 4.12: Hệ số KMO và kiểm định Bartlett các thành phần
KMO and Bartlett's Test.
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .924 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 2902.705
df 231
Total Variance Explained.
Component
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings
Rotation Sums of Squared
Loadingsa
Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % Total 1 9.351 42.503 42.503 9.351 42.503 42.503 7.214 2 2.116 9.620 52.123 2.116 9.620 52.123 5.763 3 1.803 8.197 60.320 1.803 8.197 60.320 6.566 4 1.306 5.937 66.257 1.306 5.937 66.257 5.931 5 1.079 4.907 71.164 1.079 4.907 71.164 5.181 6 .668 3.035 74.199 7 .588 2.674 76.872 8 .516 2.343 79.216 9 .482 2.193 81.408 10 .439 1.996 83.405 11 .426 1.937 85.341 12 .417 1.898 87.239 13 .365 1.657 88.896 14 .347 1.577 90.473 15 .329 1.496 91.969 16 .312 1.417 93.385 17 .301 1.368 94.753 18 .281 1.279 96.033 19 .252 1.144 97.177 20 .240 1.092 98.269 21 .205 .934 99.202 22 .175 .798 100.000
Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu của tác giả
Kết quả cho ta thấy, các nhân tố đều có giá trị Eigenvalues >1. Phương sai trích theo kết quả nghiên cứu là 71.16% > 50% đạt yêu cầu. Với phương pháp rút trích và phép xoay Varimax. Có 5 yếu tố được rút trích ra từ các biến quan sát. Điều này cho thấy 5 nhân tố rút trích ra thể hiện được khả năng giải thích được 71.16% sự thay đổi của biến phụ thuộc trong tổng thể (xem phần phụ lục 4).
Bảng 4.13: Ma Trận xoay nhân tố Thành phần 1 2 3 4 5 TLPL5 .939 TLPL3 .842 TLPL2 .803 TLPL4 .793 TLPL1 .786 QHDN5 .897 QHDN3 .814 QHDN1 .807 QHDN4 .750 QHDN2 .742 DTPT2 .897 DTPT3 .880 DTPT4 .855 DTPT1 .764 DKLV3 .938 DKLV2 .910 DKLV1 .869 DKLV4 .579 VHDN3 .862 VHDN4 .825 VHDN1 .813 VHDN2 .713
Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu của tác giả
Như vậy, ta có 22 biến quan sát có hệ số tải nhân số (Factor loading) lớn hơn 0.50. Các nhân tố này sẽ không bị loại trong phân tích EFA (xem phần phụ lục 4). Dựa vào bảng phân tích nhân tố EFA, ta thấy so với mô hình nghiên cứu đề xuất, các yếu tố tác động đến động lực làm việc của nhân viên kỹ thuật tại VNPT Bà Rịa Vũng Tàu chia thành 5 yếu tố, kết quả tóm tắt như sau:
- Yếu tố 1: Được trích lại thành 5 biến quan sát gồm: TLPL1, TLPL2, TLPL3, TLPL4, TLPL5. So với mô hình nghiên cứu đề xuất, thành phần các biến quan sát không có sự thay đổi. Nên vẫn giữ tên nhóm yếu tố là “Tiền lương và phúc lợi” và các giá trị hệ số tải nhân tố (Factor Loading) đều đủ điều kiện, thỏa mãn để đưa vào phân tích hồi quy.
- Yếu tố 2: Được trích lại thành 4 biến quan sát gồm: DKLV1, DKLV2, DKLV3, DKLV4. So với mô hình nghiên cứu đề xuất, thành phần các biến quan sát không đổi nên vẫn giữ tên nhóm yếu tố là “Điều kiện làm việc” và các giá trị hệ số tải nhân tố (Factor Loading) đều đủ điều kiện, thỏa mãn để đưa vào phân tích hồi quy.
- Yếu tố 3: Được trích lại thành 5 biến quan sát gồm: QHDN1, QHDN2, QHDN3, QHDN4, QHDN5. So với mô hình nghiên cứu đề xuất, thành phần các biến quan sát không đổi nên vẫn giữ tên nhóm yếu tố là “Quan hệ đồng nghiệp” và các giá trị hệ số tải nhân tố (Factor Loading) đều đủ điều kiện, thỏa mãn để đưa vào phân tích hồi quy.
- Yếu tố 4: Được trích lại thành 4 biến quan sát gồm VHDN1, VHDN2, VHDN3, VHDN4. So với mô hình nghiên cứu đề xuất, thành phần các biến quan sát không đổi nên vẫn giữ tên nhóm yếu tố là “Văn hoá doanh nghiệp” và các giá trị hệ số tải nhân tố (Factor Loading) đều đủ điều kiện, thỏa mãn để đưa vào phân tích hồi quy.
- Yếu tố 5: Được trích lại thành 4 biến quan sát gồm DTPT1, DTPT2, DTPT3, DTPT4. So với mô hình nghiên cứu đề xuất, thành phần các biến quan sát không đổi nên vẫn giữ tên nhóm yếu tố là “Đào tạo phát triển nhân lực” và các giá trị hệ số tải nhân tố (Factor Loading) đều đủ điều kiện, thỏa mãn để đưa vào phân tích hồi quy.
Kết luận: Sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA thì mô hình khảo sát không có sự thay đổi.
4.2.3.2 Phân tích nhân tố khám phá (EFA) cho động lực làm việc
Kết quả phân tích nhân tố EFA cho thấy 4 biến quan sát được gom thành 1 nhân tố, với hệ số mức độ phù hợp của mô hình phân tích nhân tố KMO=0.763>0.5 nên phân tích nhân tố hoàn toàn phù hợp, đáng tin cậy và Sig. (Bartlett’s Test of Sphericity) = 0.0 (sig.<0.05) do đó chứng tỏ các biến quan sát có tương quan tổng thể với nhau.
Kết quả cho thấy, tất cả các biến số có hệ số tải nhân tố (Factor Loading) > 0.5 cho nên không có biến nào bị loại.
Bảng 4.14: Bảng kết quả phân tích nhân tố EFA cho biến phụ thuộc
KMO and Bartlett's Test.
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling
Adequacy. .763 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 244.134 df 6 Sig. .000 Component Matrixa Mã Hóa Thành phần 1 DLLV4 .846 DLLV2 .833 DLLV3 .734 DLLV1 .684
Total Variance Explained.
Component Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % 1 2.415 60.374 60.374 2.415 60.374 60.374 2 .672 16.801 77.174
3 .560 13.990 91.164 4 .353 8.836 100.000
Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu của tác giả
Kết quả cho ta thấy, các nhân tố đều có giá trị Eigenvalues >1. Phương sai trích là 60.37% > 50% là đạt yêu cầu.
Kết luận: sau khi phân tích yếu tố khám phá EFA, các biến đều không thay đổi, mô hình gồm 22 biến quan sát cho biến độc lập và mô hình khảo sát vẫn được giữ nguyên như mô hình đề xuất ban đầu.
4.2.4 Quy trình Phân tích hồi quy
Từ kết quả phân tích nhân tố EFA mô hình được gom lại thành 5 nhóm yếu tố độc lập với 22 biến quan sát và một nhóm phụ thuộc với 4 biến quan sát.
Gọi biến độc lập gồm 5 biến là: - Biến “Tiền lương và phúc lợi”, - Biến “Điều kiện làm việc”, - Biến “Quan hệ đồng nghiệp”, - Biến “Văn hoá doanh nghiệp”, - Biến “Đào tạo phát triển nhân lực”. Gọi biến phụ thuộc là:
- Biến “Động lực làm việc” Để phân tích hồi quy, tác giả gọi:
- Yếu tố H1: TLPL là Tiền lương và phúc lợi (là trung bình của các biến TLPL1, TLPL2, TLPL3, TLPL4, TLPL5).
- Yếu tố H2: DKLV là Điều kiện làm việc (là trung bình của các biến DKLV1, DKLV2, DKLV3, DKLV4).
- Yếu tố H3: QHDN là Quan hệ đồng nghiệp (là trung bình của các biến QHDN1, QHDN2, QHDN3, QHDN4, QHDN5).
- Yếu tố H4: VHDN là Văn hoá doanh nghiệp (là trung bình của các biến VHDN1, VHDN2, VHDN3, VHDN4).
- Yếu tố H5: DTPT là Đào tạo phát triển nhân lực (là trung bình của các biến DTPT1, DTPT2, DTPT3, DTPT4).
Gọi DLLV là Động lực làm việc của nhân viên kỹ thuật (là trung bình của các biến DLLV1, DLLV2, DLLV3, DLLV4).
Ta thấy mối quan hệ giữa biến phụ thuộc “Động lực làm việc” và 5 biến độc lập được thể hiện trong phương trình hồi quy có dạng sau:
Hay:
DLLV = a0 +a 1* TLPL + a 2* DKLV + a 3 * QHDN + a 4* VHDN + a 5* DTPT
Nghiên cứu được tác giả thực hiện chạy hồi quy tuyến tính đa biến với phương pháp Enter (phương pháp đưa vào một lượt).
Bảng 4.15: Tóm tắt mô hình Mô hình Hệ số R Hệ số R2 Hệ số R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng.
Thống kê thay đổi
Durbin- Watson Hệ só R2 sau khi thay đổi Hệ số F khi đổi Bậc tự do 1 Bậc tự do 2 Hệ số Sig.F sau thay đổi 1 .839a .703 .696 .37158 .703 100.526 5 212 .000 2.005 a. Predictors: (Constant), DTPT, VHDN, QHDN, DKLV, TLPL b. Dependent Variable: DLLV
Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu của tác giả
- Hệ số tương quan R (0.839) được chứng minh là hàm số không giảm theo số biến độc lập được ta đưa vào mô hình (tổng cộng 5 biến).
- R2 = 0.703 đã thể hiện thực tế của mô hình.
- R2 điều chỉnh từ R2 sẽ được sử dụng để phản ánh mức độ phù hợp của mô hình hồi quy đa biến, vì nó không hề phụ thuộc vào độ lệch phóng đại của R2. Qua mô hình khảo sát cho thấy 69,6% động lực làm việc của nhân viên kỹ thuật VNPT tại Bà Rịa Vũng Tàu phụ thuộc vào 5 biến khảo sát, phần còn lại phụ thuộc vào các yếu tố khác.
- Như vậy, với R2 điều chỉnh là 0.696 cho thấy sự tương thích của mô hình với biến quan sát là rất lớn và biến động lực làm việc của nhân viên kỹ thuật VNPT tại Bà Rịa Vũng Tàu phần lớn được giải thích bởi 5 biến độc lập trong mô hình.
Kết quả phân tích trong Bảng 4.15 cho thấy, giá trị Sig. của kiểm định F bằng 0,0 < 0,05. Như vậy về tổng thể, các biến độc lập có tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc, do đó mô hình hồi quy tuyến tính phù hợp với thực tế.
4.2.4.2 Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Để kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến ta dựa vào hệ số phóng đại phương sai VIF. Giá trị hệ số phóng đại phương sai VIF của các biến độc lập của các yếu tố trong mô hình (Bảng 4.17) rất nhỏ, có giá trị từ 1.497 – 2.242 đều nhỏ hơn 10, chứng tỏ mô hình hồi quy không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến và các biến trong mô hình được chấp nhận.
4.2.4.3 Kiểm định hiện tượng tự tương quan
Tự tương quan là hiện tượng có diễn ra sự tương quan giữa các giá trị trong cùng một thành phần của các biến. Kết quả phân tích hồi quy bội cho thấy hệ số