Để đánh giá độ phù hợp của mô hình thì ta phân tích hồi quy và được sử dụng để đánh giá ảnh hưởng của các biến độc lập. Giá trị của các yếu tố được dùng để phân tích hồi quy là trung bình của các biến quan sát đã được kiểm định Cronbach‟s Alpha và EFA. Phân tích được thực hiện bằng phương pháp Enter, các biến được đưa vào cùng một lúc để chọn lọc dựa trên tiêu chí chọn những biến có mức ý nghĩa < 0,05.
Kiểm định R
Bảng 4.5 Kết quả phân tích mô hình - kiểm định R
(Nguồn: kết quả phân tích dữ liệu sơ cấp)
Mô hình R R Square R2 điều chỉnh Sai số điều chỉnh
Kiểm định thống kê Durbin- Watson Gía trị R2 Gía trị F df1 df2 Mức ý nghĩa 1 ,761a ,579 ,565 ,551 ,579 41,488 7 211 ,000 1,994
Giá trị R2 hiệu chỉnh (Adjusted R Square) phản ánh chính xác mức độ phù hợp của mô hình so với tổng thể, ta có giá trị R2 hiệu chỉnh bằng 0,565 (hay 56,6%) với kiểm định F Change, Sig < 0,05 có nghĩa tồn tại mô hình hồi quy tuyến tính giữa động lực làm việc và 7 biến độc lập trong mô hình.
Giá trị R2 bằng 0,565 cho biến 56,5% biến thiên của Động lực làm việc được giải thích bởi 7 nhân tố độc lập, 43,5% còn lại chịu ảnh hưởng của các yếu tố khác và sai số.
Kiểm định F
Bảng 4.6 Kết quả phân tích ANOVAa
- kiểm định
(Nguồn: kết quả phân tích dữ liệu sơ cấp)
Model Sum of Squares
df Mean Square F Sig.
1
Regression 88,242 7 12,606 41,488 ,000b Residual 64,112 211 ,304
Total 152,354 218
Nhìn vào bảng ANOVA ta thấy trị thống kê F có giá trị Sig = 0.000 < 0.05 rất nhỏ cho thấy mô hình sử dụng là phù hợp với tập dữ liệu và các biến đều đạt được tiêu chuẩn chấp nhận.
4.2.7.1 Kiểm định hiện tượng tự tương quan của phần dư (Autocorrelation)
Các nhân tố được trích ra trong phân tích nhân tố được sử dụng cho phân tích hồi quy đa biến để kiểm định mô hình nghiên cứu và các giả thuyết kèm theo. Các kiểm định giả thuyết thống kê đều áp dụng mức ý nghĩa là 5%.Sau khi kết luận là có mối liên hệ tuyến tính thì có thể mô hình hóa mối quan hệ nhân quả của hai biến này bằng hồi quy tuyến tính (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005).
Kiểm tra giả định về hiện tượng đa cộng tuyến (tương quan giữa các biến độc lập) thông qua giá trị của độ chấp nhận (Tolerance) hoặc hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance inflation factor): VIF > 10 thì có thể nhận xét có hiện tượng đa cộng tuyến (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005).
Bảng 4.7 Kết quả phân tích hệ số hồi quy – kiểm định đa cộng tuyến
(Nguồn: kết quả phân tích dữ liệu sơ cấp)
Mô hình Trọng số chưa chuẩn hóa
Trọng số chuẩn hóa
t Sig. Hiện tượng đa cộng tuyến B Sai số
chuẩn
Beta Tolerance VIF
1
Hằng số -,690 ,381 -1,810 ,072
X1 ,210 ,064 ,182 3,285 ,001 ,651 1,537
X2 ,173 ,062 ,160 2,773 ,006 ,603 1,660
X4 ,073 ,050 ,080 1,462 ,145 ,661 1,512
X5 ,523 ,063 ,464 8,348 ,000 ,646 1,548
X6 ,074 ,058 ,066 1,286 ,020 ,748 1,337
X7 ,020 ,055 ,017 ,358 ,720 ,936 1,068
Kết quả phân tích Bảng (Coefficients) cho thấy, hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation Factor) của các biến trong mô hình đều rất nhỏ, có giá trị từ 1,068 đến 1,660 nhỏ hơn 2 chứng tỏ mô hình hồi quy không vi phạm giả thuyết hiện tượng đa cộng tuyến, mô hình có ý nghĩa thống kê.
4.2.8. Phân tích hồi quy
Bảng 4.8 Kết quả phân tích hệ số hồi quy
(Nguồn: kết quả phân tích dữ liệu sơ cấp)
Mô hình Trọng số chưa chuẩn hóa
Trọng số chuẩn hóa
t Sig. Hiện tượng đa cộng tuyến B Sai số
chuẩn
Beta Tolerance VIF
1 Hằng số -,690 ,381 -1,810 ,072 X1 ,210 ,064 ,182 3,285 ,001 ,651 1,537 X2 ,173 ,062 ,160 2,773 ,006 ,603 1,660 X3 ,088 ,070 ,060 1,270 ,205 ,907 1,102 X4 ,073 ,050 ,080 1,462 ,145 ,661 1,512 X5 ,523 ,063 ,464 8,348 ,000 ,646 1,548 X6 ,074 ,058 ,066 1,286 ,020 ,748 1,337 X7 ,020 ,055 ,017 ,358 ,720 ,936 1,068
Từ kết quả xem xét mức ý nghĩa các biến độc lập trong mô hình hồi quy có 3 nhân tố không có mức ý nghĩa so với động lực làm việc (DLLV), đó là nhân tố X3 (Điều kiện làm việc), X4 (Quan hệ với đồng nghiệp), X7 (Công nhận thành tích) vì có mức ý nghĩa Sig > 0,05 nên không chấp nhận trong phương trình hồi quy.
Có 4 nhân tố ảnh hưởng đến Động lực làm việc là nhân tố X1 (Tính chất công việc), X2 (Kỳ vọng thu nhập), X5 (Hỗ trợ của cấp trên) và X6 (Đào tạo và phát triển) vì có ý nghĩa Sig. < 0,05 nên được chấp nhận trong phương trình hồi quy, và đều có
tác động dương (hệ số Beta dương) đến Động lực làm việc (DLLV). Phương trình hồi quy có dạng như sau:
Phương trình hồi quy chưa chuẩn hóa: Y = 0,21*X1 + 0,173*X2 + 0,523*X5 + 0,074*X6
Phương trình hồi quy chuẩn hóa Y = 0,182*X1 + 0,16*X2 + 0,464*X5 + 0,066*X6
Trong đó:
Y: Động lực làm việc của nhân viên
X1, X2, X5, X6: lần lượt là các yếu tố tính chất công việc, kỳ vọng thu nhập, và hỗ trợ của cấp trên, đào tạo và phát triển.
βi: Hệ số beta chuẩn hóa
4.2.9. Thảo luận kết quả hồi quy
4.2.9.1 Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa (Unstandardized Coefficients)
B nhân tố TCCV = 0,21. Dấu (+): Quan hệ giữa nhân tố “Tính chất công việc” và động lực làm việc là cùng chiều. Có nghĩa là khi đánh giá về nhân tố “Tính chất công việc” tăng thêm 1 điểm, động lực làm việc sẽ tăng thêm 0,21 điểm.
B nhân tố KVTN = 0,173. Dấu (+): Quan hệ giữa nhân tố “Kỳ vọng thu nhập” và động lực làm việc là cùng chiều. Có nghĩa là khi đánh giá về nhân tố “Kỳ vọng thu nhập” tăng thêm 1 điểm, động lực làm việc sẽ tăng thêm 0,173 điểm.
B nhân tố HTCT = 0,523. Dấu (+): Quan hệ giữa nhân tố “Hỗ trợ của cấp trên” và động lực làm việc là cùng chiều. Có nghĩa là khi đánh giá về nhân tố “Hỗ trợ của cấp trên” tăng thêm 1 điểm, động lực làm việc sẽ tăng thêm 0,523 điểm.
B nhân tố DTPT = 0,074. Dấu (+): Quan hệ giữa nhân tố “Đào tạo phát triển” và động lực làm việc là cùng chiều. Có nghĩa là khi đánh giá về nhân tố “Đào tạo phát triển” tăng thêm 1 điểm, động lực làm việc sẽ tăng thêm 0,074 điểm.
Bảng 4.9 Hệ số hồi quy chuẩn hóa
(Nguồn: kết quả phân tích dữ liệu sơ cấp)
STT Biến Beta chuẩn hóa % Thứ tự ảnh hƣởng
1 HTCT 0,464 53,2 1
2 TCCV 0,182 20,8 2
3 KVTN 0,16 18,3 3
4 DTPT 0,066 7,7 4
Tổng 0,872 100%
Nhân tố tác động mạnh nhất đến động lực làm việc là nhân tố HTCT, đóng góp 53,2%; tiếp đến nhân tố tác động đến động lực làm việc là nhân tố TCCV, đóng góp 20,8%; Nhân tố tác động thứ ba đến động lực làm việc là nhân tố KVTN, đóng góp 18,3% và cuối cùng nhân tố tác động yếu nhất đến động lực làm việc là nhân tố DTPT, đóng góp 7,7%.
Hệ số Beta chuẩn hóa trong mô hình hồi quy cho thấy mức độ tác động của các nhân tố độc lập đến động lực làm việc của Công Ty TNHH Một Thành Viên Gỗ Thanh Son được thể hiện ở Hình 4.1.
Hinh 4. 1. Kết quả kiểm định mô hình nghiên cứu (Nguồn: tác giả)
Sau khi kiểm định các giả thuyết và có được phương trình hồi quy. Từ đó, ta được bảng phân tích các nhân tố tác động đến động lực làm việc như sau:
Bảng 4.10 Tổng hợp các nhân tố đã đƣợc kiểm định
(Nguồn: tác giả)
Gỉa
thuyết Diễn giải
Chiều tác động Độ chấp nhận TÍNH CHẤT CÔNG VIỆC KỲ VỌNG THU NHẬP
ĐIỀU KIỆN LÀM VIỆC
QUAN HỆ VỚI ĐỒNG NGHIỆP
HỖ TRỢ CỦA CẤP TRÊN ĐÀO TẠO VÀ PHÁT TRIỂN
CÔNG NHẬN THÀNH TÍCH ĐỘNG LỰC LÀM VIỆC CỦA NHÂN VIÊN Beta = 0,182 Beta = 0,160 Beta = 0,060 Beta = 0,08 Beta = 0,464 Beta = 0,017 Beta = 0,066 Ghi chú: Có tác động: Không có tác động:
H1 Nhân tố Tính chất công việc có ảnh hưởng đến động lực làm việc
(+)
Chấp nhận
H2 Nhân tố Kỳ vọng thu nhập có ảnh ảnh hưởng đến động lực làm việc
(+)
Chấp nhận
H3 Nhân tố Điều kiện làm việc có ảnh hưởng đến động lực làm việc
(+)
Bác bỏ
H4 Nhân tố Quan hệ với đồng nghiệp có ảnh hưởng đến động lực làm việc
(+)
Bác bỏ
H5 Nhân tố Hỗ trợ của cấp trên có ảnh ảnh hưởng đến động lực làm việc
(+)
Chấp nhận
H6 Nhân tố Đào tạo và phát triển có ảnh hưởng đến động lực làm việc
(+)
Chấp nhận
H7 Nhân tố Công nhận thành tích có ảnh hưởng đến động lực làm việc
(+)
Bác bỏ
Như vậy, dựa theo bảng 4.11, có thể thấy là các nhân tố “Tính chất công việc”, “Kỳ vọng thu nhập”, “Điều kiện làm việc”, “Quan hệ với đồng nghiệp”, “Hỗ trợ của cấp trên”, “Đào tạo và phát triển”, “Công nhận thành tích là có tác động thuận chiều đến động lực làm việc.