73 Kiểm định giả thuyết

Một phần của tài liệu Các yếu tố tác động đến động lực làm việc của cán bộ, công chức tại cục dự trữ nhà nước khu vực đông nam bộ luận văn thạc sĩ (Trang 61)

Trong kiểm định t, các giá trị Sig đều < 0 05 nên cả 7 biến độc lập đều có ý nghĩa

Mô hình Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa Giá trị kiểm định t Mức ý nghĩa (Sig ) Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Dung sai VIF 1 (Constant) 1 064 0 131 8 097 0 000 TLPL 0 130 0 032 123 4 093 0 000 0 616 1 624 DTPT 0 394 0 017 397 28 255 0 000 0 913 1 096 LD 0 122 0 029 122 4 132 0 000 0 633 1 580 DN 0 092 0 030 085 3 060 0 003 0 713 1 403 CNTT 0 118 0 027 134 4 429 0 000 0 605 1 652 DDCV 0 125 0 031 120 4 340 0 000 0 698 1 433 DKLV 0 080 0 026 086 3 030 0 003 0 697 1 436

thống kê, hệ số Beta chuẩn hóa (β) đều mang giá trị dương, nghĩa là các biến độc lập này đều tác động cùng chiều (tác động tích cực) lên biến phụ thuộc Vì vậy, 4các giả thuyết đều được chấp nhận Cụ thể như sau:

(TLPL) Tiền lương và phúc lợi, (DTPT) Cơ hội đào tạo và phát triển, (LD) Lãnh đạo, (DN) Đồng nghiệp, (CNTT) Sự công nhận thành tích, (DDCV) Đặc điểm công việc và (DKLV) Điều kiện làm việc

Giả thuyết H1: Tiền lương và phúc lợi có tác động cùng chiều đến động lực làm việc của cán bộ công chức

Thông qua kết quả từ bảng 4 9 cho thấy, yếu tố Tiền lương và phúc lợi có tác động dương đến biến động lực làm việc của cán bộ công chức với hệ số Beta chuẩn hóa bằng 0 123 và mức ý nghĩa thống kê Sig = 0 000 < 0 05 Khi các yếu tố khác không đổi, nếu yếu tố Tiền lương và phúc lợi được cải thiện thì động lực làm việc của của cán bộ công chức càng được nâng cao Thực tế cho thấy cán b ộ công ch ứ c làm việc trong Cục Dự trữ Nhà nước khu vực Đông Nam Bộ đa phần là làm việc toàn thời gian, vì vậy đối vơi họ thu nhập và phúc lợi có được ở đây là rất quan trọng đối với họ và cả gia đình họ Do đó lương tháng, tiền ca trực, phụ cấp và các khoản phúc lợi khác sẽ tạo cho họ phấn khởi vui vẻ và có động lực làm việc cao hơn với công việc mà mình đang làm Vì vậy kết quả này là hoàn toàn phù hợp và giả thuyết H1 được chấp nhận

Giả thuyết H2: Cơ hội đào tạo và phát triển có tác động cùng chiều đến động lực làm việc của của cán bộ công chức

Kết quả từ bảng 4 9 cho thấy, yếu tố Cơ hội đào tạo và phát triển có tác động dương và lớn nhất đến biến động lực làm việc của cán bộ công chức với hệ số Beta chuẩn hóa bằng 0 397 và mức ý nghĩa thống kê Sig = 0 000 < 0 05 Khi các yếu tố khác không đổi, yếu tố Cơ hội đào tạo và phát triển được cải thiện thì động lực làm việc của cán b ộ công ch ứ c càng được nâng cao Thực tế cho thấy tại Cục Dự trữ Nhà nước khu vực Đông Nam Bộ hầu hết đều mong muốn được tiếp tục học tập nâng cao trình độ, bởi thấy với một đơn vị mới thành lập chưa lâu nên cơ hội để có thể thăng tiến nghề nghiệp là rất lớn Vấn đề còn lại là họ có đủ điều kiện về trình độ, bằng cấp để đảm nhiệm các vị trí trong đơn vị Hơn nữa đây là đơn vị nhà nước nên chứng chỉ, bằng cấp là một trong những tiêu chí cân nhắc khi phát triển cán bộ của đơn vị, do đó nó cũng là những định hướng lớn của họ Vì vậy kết quả này là hoàn toàn phù hợp và giả thuyết H2 được chấp

nhận

Giả thuyết H3: Lãnh đạo có tác động cùng chiều đến động lực làm việc của cán bộ, công chức

Kết quả từ bảng 4 9 cho thấy, yếu tố Lãnh đạo có tác động dương đến biến Động lực làm việc của cán bộ công chức với hệ số Beta chuẩn hóa bằng 0 122 và mức ý nghĩa thống kê Sig = 0 000 < 0 05 Khi các yếu tố khác không đổi, nếu yếu tố Lãnh đạo được cải thiện thì động lực làm việc của cán bộ công chức càng được nâng cao Thực tế cho thấy tại một đơn vị sản xuất kinh doanh hay dịch vụ nói chung và tại Cục Dự trữ Nhà nước khu vực Đông Nam Bộ nói riêng thì mối quan hệ giữa người qu ả n lý: Cục trưởng, c ục phó, trưởng, phó phòng ban, chi c ục trưở ng và chi c ục phó v ới nhân viên có vai trò quan trọng trong thái độ làm vi ệc cũng như mức độ c ống hi ế n c ủ a mỗ i cán bộ công ch ứ c Khi cán b ộ công ch ứ c đế n v ới đơn vị làm vi ệc đa phầ n là vì ki ế m ngh ề và có thu nh ậ p cho cu ộc s ống, nhưng về lâu dài cán b ộ công ch ứ c gắ n bó là vì Tình c ả m, s ự tôn tr ọng Do đó người lãnh đạ o bi ế t t ạo được tình c ả m, s ự tôn tr ọ ng cho nhân viên thì t ạo động lự c làm vi ệc cao hơn, gắ n bó với đơn vị hơn Vì vậy kết quả này là hoàn toàn phù hợp và giả thuyết H3 được chấp nhận

Giả thuyết H4: Đồng nghiệp có tác động cùng chiều đến động lực làm việc của cán bộ công ch ứ c

Kết quả từ bảng 4 9 cho thấy, yếu tố Đồng nghiệp có tác động dương đến biến động lực làm việc của cán bộ công chức với hệ số Beta chuẩn hóa bằng 0 085 và mức ý nghĩa thống kê Sig = 0 003 < 0 05 Khi các yếu tố khác không đổi, nếu yếu tố Đồng nghiệp được cải thiện thì động lực làm việc của người cán bộ công chức càng được nâng cao Trên thực tế đồng nghiệp chính là những người cùng làm việc với nhau, cùng hoàn thành một sản phẩm vì vậy mối quan hệ rất khăng khít Đối với Cục Dự trữ Nhà nước khu vực Đông Nam Bộ thì l ạ i càng quan tr ọng vì đặc thù là đơn vị mớ i nên cán b ộ công ch ứ c có điể m chung là t ừ các c ục thành viên khác chuyển đế n Do v ậ y sự hỗ tr ợ và giúp đỡ lẫn nhau có ý nghĩa quan trọng để hoàn thành nhi ệ m v ụ được giao Công vi ệ c mới, đơn vị mới c ầ n l ắ m có s ự trao đổi, giúp đỡ, h ợ p tác v ới nhau trong công vi ệc Điề u này tạ o nên s ự vui v ẻ, hưng phấ n giúp cán b ộ công ch ứ c hoàn thành công vi ệ c t ốt hơn Vì vậy kết quả này là hoàn toàn phù hợp và giả thuyết H4 được chấp nhận

việc của cán bộ công chức

Kết quả từ bảng 4 9 cho thấy, yếu tố Sự công nhận thành tích có tác động dương và lớn thứ hai đến biến động lực làm việc của cán bộ công chức với hệ số Beta chuẩn hóa bằng 0 134 và mức ý nghĩa thống kê Sig = 0 000 < 0 05 Khi các yếu tố khác không đổi, nếu yếu tố Sự công nhận thành tích được cải thiện thì động lực làm việc của cán bộ công chức càng được nâng cao Thật vậy, cán bộ công chức sẽ làm việc hiệu quả hơn nếu họ được công nhận đầy đủ những đóng góp, thành tích của họ cho tổ chức Ban lãnh đạo có sự quan tâm và ghi nhận những công lao của nhân viên đóng góp cho tổ chức Có những chế độ khen thưởng kịp thời và đầy đủ xứng đáng, phải có tiêu chí đánh giá rõ ràng, có khả năng lượng hóa được kết quả làm việc sẽ làm cho cán b ộ công ch ứ c có thêm động lực làm việc hơn Vì vậy kết quả này là hoàn toàn phù hợp và giả thuyết H5 được chấp nhận

Giả thuyết H6: Đặc điểm công việc có tác động cùng chiều đến động lực làm việc của cán bộ công chức

Kết quả từ bảng 4 9 cho thấy, yếu tố Đặc điểm công việc có tác động dương và lớn nhất đến biến Động lực làm việc của cán bộ công chức với hệ số Beta chuẩn hóa bằng 0 120 và mức ý nghĩa thống kê Sig = 0 000 < 0 05 Khi các yếu tố khác không đổi, nếu yếu tố Đặc điểm công việc được cải thiện thì Động lực làm việc của cán b ộ công chức càng được nâng cao Trên thực tế mỗi người đều yêu thích một công việc nào đó, nhưng khi sự yêu thích đó lại phù hợp với khả năng, sở trường của mình thì công việc sẽ rất thuận lợi và phát triển nghề nghiệp của họ Tại Cục Dự trữ Nhà nước khu vực Đông Nam Bộ đặc thù công việc rất thầm lặng nhưng vô cùng vất vả nhưng lại đem lại niềm vui, sự ổn định cho người dân, cho xã hội nên họ cũng cảm thấy rất đỗi tự hào Việc trực ca, thức đêm, chạy theo kế hoạch chỉ tiêu của từng thời điểm rất quan trọng nhưng nó cũng tạo áp lực họ phải đối mặt hàng ngày Chỉ có lòng yêu nghề mới có thể tạo động lực lớn để cán bộ công chức của Cục hoàn thành tốt công việc Vì vậy kết quả này là hoàn toàn phù hợp và giả thuyết H6 được chấp nhận

Giả thuyết H7: Điều kiện làm việc có tác động cùng chiều đến động lực làm việc của cán bộ công chức

Kết quả từ bảng 4 9 cho thấy, yếu tố Điều kiện làm việc có tác động dương đến biến sự hài lòng về công việc của cán bộ công chức với hệ số Beta chuẩn hóa bằng 0 086

và mức ý nghĩa thống kê Sig = 0 003 < 0 05 Khi các yếu tố khác không đổi, nếu yếu tố Điều kiện làm việc được cải thiện thì Động lực làm việc của cán bộ công chức càng được nâng cao Đối với công việc tại Cục Dự trữ Nhà nước khu vực Đông Nam Bộ

ngoài đội ngũ lao động c ủa b ộ phận văn phòng thì hầ u hết người lao độ ng là cán b ộ công ch ứ c phả i tham gia tr ự c ti ế p vào công vi ệ c v ậ n chuyể n, b ả o qu ả n, xu ất kho… Vì v ậ y các điề u ki ệ n trang thi ế t b ị, an toàn cá nhân để phục v ụ công vi ệ c c ầ n r ấ t nhi ề u Hiện nay đơn vị cũng đã trang bị khá đầy đủ trang thiết bị, an toàn vệ sinh, máy tính, xe vận

tải, kho bảo quản hiện đại, tuy nhiên so với yêu cầu hiện nay thì vẫn chưa thể đáp ứng hoàn toàn Vì vậy kết quả này là hoàn toàn phù hợp và giả thuyết H7 được chấp nhận

4 7 4 Dò tìm sự vi phạm về các giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tính 4 7 4 1 Giả định về đa cộng tuyến

Theo Nguyễn Đình Thọ (2011), trong mô hình hồi quy bội chúng ta có thêm một giả định nữa là các biến độc lập không có tương quan hoàn toàn với nhau Vì khi các biến độc lập có quan hệ với nhau thì các biến này hầu như không có giá trị giải thích sự biến thiên của biến phụ thuộc trong mô hình hồi quy tuyến tính bội (Theo Hair và cộng sự, 2009)

Hiện tượng các biến độc lập tương quan với nhau gọi là hiện tượng đa cộng tuyến (VIF – Variance Inflation Factor) Khi VIF của một biến độc lập > 10 thì biến đó sẽ không có giá trị giải thích biến thiên của biến phụ thuộc trong mô hình và VIF của một biến độc lập < 2 thì được chấp nhận (Nguyễn Đình Thọ 2011)

Bảng 4 9 Kết quả hệ số VIF của biến độc lập

(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)

Dựa trên bảng 4 9 Kết quả hệ số VIF của biến độc lâp thì kết quả phân tích cho thấy chỉ số VIF của các biến độc lập như sau: Tiền lương và phúc lợi hệ số VIF = 1 624; Cơ hội đào tạo và phát triển hệ số VIF = 1 096; Lãnh đạo hệ số VIF = 1 580; Đồng nghiệp hệ số VIF = 1 403; Sự công nhận thành tích hệ số VIF = 1 652; Đặc điểm công việc hệ số VIF = 1 433; Điều kiện làm việc hệ số VIF = 1 436 tất cả đều nhỏ hơn 2 Vậy nên không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập

TLPL DTPT LD DN CNTT DDCV DKLV

4 7 4 2 Giả định liên hệ tuyến tính và phương sai không đổi

Sử dụng đồ thị phân tán phần dư chuẩn hóa theo giá trị dự đoán chuẩn hóa để kiểm định giả định này với phần dư chuẩn hóa trên trục tung và giá trị dự đoán chuẩn hóa trên trục hoành

Hình 4 1 Đồ thị phân tán của phần dư chuẩn hóa và giá trị dự đoán chuẩn hóa

(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)

Quan sát đồ thị ta thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đường đi qua tung độ 0 chứ không tạo thành một hình dạng nào Do đó giá trị dự đoán và phần dư độc lập nhau và phương sai của phần dư không thay đổi Như vậy giả định tuyến tính và phương sai không đổi được thỏa mãn (Hoàng Trọng – Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008)

4 7 4 3 Giả định về phân phối chuẩn của phần dư

Căn cứ vào kết quả phân tích hồi quy chúng ta có Biểu đồ Histogram của phần dư chuẩn hóa cho thấy một đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số, tức là các phần dư trong mẫu quan sát có phân phối xấp xỉ chuẩn Đây là điều chấp nhận được Độ lệch chuẩn Std Dev là 0 982 (gần bằng 1) nên giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm

Hình 4 2 Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa

(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)

4 7 4 4 Kiểm định về tính độc lập của phần dư

Mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển còn có thêm một giả định là không có sự tương quan giữa các phần dư Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), giả định này được kiểm định thông qua đại lượng d trong bảng thống kê Dubin – Watson Đại lượng d có giá trị biến thiên trong khoảng từ 0 đến 4 Nếu giá trị d gần bằng 2 thì các phần dư không có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau

Bảng 4 10 Kết quả phân tích các yếu tố và biến đo lường sau khi phân tích EFA

(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)

Theo bảng 4 10 Kết quả phân tích các yếu tố và biến đo lường sau khi phân tích EFA, đại lượng d trong kiểm định Dubin – Watson bằng 1 835 (gần bằng 2) vì vậy, không có sự tương quan giữa các phần dư

Mô hình R 2 R 2 R hiệu chỉnh Ước lượng sai số chuẩn Chỉ số Durbin- Watson 1 a 946 896 892 22899 1 741 Biến độc lập: DKLV, DTPT, DDCV, DN, CNTT, LD, TLPL Biến phụ thuộc: Y

4 8 Phân tích sự khác biệt về động lực làm việc theo các đặc điểm cá nhân

4 8 1 So sánh sự khác biệt về động lực làm việc theo giới tính

Kiểm định t - mẫu độc lập (Independent - sample T-Test) được sử dụng để kiểm định sự khác biệt về động lực làm việc giữa nam và nữ Trước hết tác giả kiểm định sự đồng nhất về phương sai giữa giới tính nam và giới tính nữ với giả thuyết:

H0: Phương sai giữa giới tính nam và giới tính nữ đồng nhất H1: Có sự khác biệt phương sai giữa giới tính nam và giới tính nữ

Trong kiểm định Levene về phương sai bằng nhau, giá trị Sig = 0 293 > 0 05 nên ta chấp nhận giả thuyết H0, nghĩa là có sự đồng nhất về phương sai của 2 nhóm biến này Do đó tác giả sử dụng kết quả ở phần giả định phương sai đồng nhất cho kiểm định t với giả thuyết:

H0: Không có sự khác biệt về động lực làm việc giữa hai giới tính H1: Có sự khác biệt về động lực làm việc giữa hai giới tính

Bảng 4 11 Kiểm định t mẫu độc lập đối với biến giới tính

(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)

Theo bảng 4 11 Kiểm định t mẫu độc lập đối với biến giới tính ta thấy trong kiểm định t mẫu độc lập giá trị Sig = 0 682 > 0 05 nên sẽ chấp nhận giả thuyết H0, nghĩa là

Kiểm định mẫu độc lập - Independent Samples Test

Kiểm định Levene

Kiểm định sự đồng nhất của giá trị trung bình (t-test)

F Sig t df Sig 2- tailed Độ lệch trung bình Độ lệch chuẩn Độ tin cậy 95% Thấp hơn Cao hơn Y Phươ ng sai đồng nhất 1 110 293 410 194 682 040 99 100 03 - 238 27 156 30 Phươ ng sai khôn g đồng nhất 413 192 131 680 040 99 099 23 - 236 72 154 74

không có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê sự về động lực làm việc giữa đối tượng nam và nữ

4 8 2 So sánh sự khác biệt về động lực làm việc theo độ tuổi

Kiểm định ANOVA một chiều (One – Way ANOVA) được sử dụng để so sánh các thuộc tính

Một phần của tài liệu Các yếu tố tác động đến động lực làm việc của cán bộ, công chức tại cục dự trữ nhà nước khu vực đông nam bộ luận văn thạc sĩ (Trang 61)

Tải bản đầy đủ (DOCX)

(115 trang)
w