KMO và Kiểm định của Bartlett
Chỉ số KMO 0,728
Kiểm định của Bartlett Thống kê chi bình phương
(Approx. Chi-Square) 1436,868
Nhân tố
Eigenvalues ban đầu
Tổng bình phƣơng của các hệ số đã trích xuất Tổng vòng xoay của các hệ số đã trích xuất Toàn phần % Phƣơng sai trích Cumula tive % Toàn phần % Phƣơng sai trích Cumul ative % Toàn phần % Phƣơng sai trích Cumu lative % Dime nsion s 1 3,859 38,589 38,589 3,859 38,589 38,589 2,888 28,877 28,877 2 1,935 19,348 57,936 1,935 19,348 57,936 2,303 23,026 51,903 3 1,689 16,888 74,824 1,689 16,888 74,824 2,292 22,291 74,824 4 0,540 5,396 80,220 5 0,513 5,127 85,346 6 0,407 4,069 89,415 7 0,395 3,950 93,365 8 0,305 3,053 96,418 9 0,216 2,155 98,573 10 0,143 1,427 100,000
Hệ số KMO = 0,728> 0,5 và Sig. = 0,000 do đó phương pháp phân tích EFA phù hợp với dữ liệu khảo sát. Ở lần phân tích thứ 2 ta có Cumulative% = 74,824% cho thấy các nhân tố này giải thích được 74,824% độ biến thiên của dữ liệu.
Nhân tố Ma trận xoay
Chỉ báo Nhân tố
Ký
hiệu Diễn giải 1 2 3
BC1 Mức độ căng thẳng trong công việc của anh (chị) là vừa phải 0,854
BC2 Công việc có nhiều động lực phấn đấu 0,865
BC3 Anh (chị) có thể cân bằng giữa cuộc sống cá nhân và công
việc tại công ty
0,765
BC4 Anh (chị) yêu thích công việc của mình 0,818
CN1 Anh (chị) luôn nỗ lực hết mình để hoàn thành tốt công việc
của mình
0,897
CN2 Được cấp trên, đồng nghiệp công nhận những đóng góp của anh (chị) cho công ty
0,878
CN4 Được khen thưởng trước tập thể khi đạt được thành tích tốt 0,797
PT1 Anh (chị) có nhiều cơ hội để thăng tiến 0,865
PT2 Công tác đào tạo, huấn luyện nâng cao trình độ cho nhân viên được công ty quan tâm
0,846
PT3 Nội dung đào tào rất bổ ích cho công việc của anh (chị) 0,864
Nguồn: từ kết quả nghiên cứu của học viên
Kết quả phân tích cho ta thấy chỉ số KMO = 0,728 nằm trong phạm vi thích hợp. 03 nhân tố được rút ra với tổng phương sai trích của 03 nhân tố này là 74,824%. Đồng thời các chỉ báo dự định đo lường các cấu trúc khái niệm tương đối cao (0,765 – 0,897) và không có trường hợp nào một chỉ báo có trọng số nằm ở hai nhân tố điều này cho thấy dấu hiệu của tính đơn nghĩa, độ giá trị hội tụ và giá trị phân biệt của thang đo.
Giá trị nhân số cho các nhân tố sau khi phân tích EFA được tính bằng cách lấy trung bình cộng của các biến đo lường các nhân tố trong mô hình cho mục đích phân tích hồi quy và ANOVA. Các nhân tố sau khi được tính nhân số được lưu vào các biến cụ thể như sau:
Nhân tố “Sự công nhận” được lưu bằng biến CN
Nhân tố “Phát triển nghề nghiệp” được lưu bằng biến PT. Nhân tố “Động lực lao động” được lưu bằng biến ĐL
Bảng 4.12. Phân tích tƣơng quan ma trận
ĐL BC CN PT ĐL (Động lực) Hệ số tương quan 1 Mức ý nghĩa BC (Bản chất) Hệ số tương quan ,406** 1 Mức ý nghĩa ,000 CN (Công nhận) Hệ số tương quan ,307** ,408** 1 Mức ý nghĩa ,001 ,000 PT (Phát triển) Hệ số tương quan ,207** ,286* ,161** 1 Mức ý nghĩa ,001 ,000 ,007 Số quan sát: n = 279
* Tất cả các hệ số tương quan có ý nghĩa thống kê tại p <0,05 ** Tất cả các hệ số tương quan có ý nghĩa thống kê tại p <0,01
Nguồn: kết quả nghiên cứu của học viên
Dựa vào bảng phân tích ta thấy xuất hiện hiện tượng tương quan biến giữa biến “Động lực làm việc” với biến “Bản chất công việc” là 0.406; với biến “Sự công nhận” là 0.307; với biến “Phát triển nghề nghiệp” là 0.207. Kết quả sơ bộ nhận định rằng các nhân tố duy trì hiện có trong mô hình nghiên cứu có tác động đến Động lực làm việc của người lao động. Biến “Bản chất công việc” tác động mạnh đến sự hài lòng, tiếp đến là hai biến “Sự công nhận” và cuối cùng là biến “Phát triển nghề nghiệp”.
Phương trình hồi quy tổng quát của các nhân tố duy trì ảnh hưởng đến Động lực làm việc được xây dựng như sau:
ĐL (Y) = β0 + β1*BC + β2*CN + β3*PT + Ui
Trong đó:
ĐL: Đây là biến phụ thuộc “Động lực làm việc”
Các biến độc lập nhân tố duy trì: BC (Bản chất công việc); CN (Sự công nhận); PT (Phát triển nghề nghiệp)
Bảng 4.13. Phân tích hệ số hồi quy lần 1 Hệ số hồi quy (Coefficientsa) Hệ số hồi quy (Coefficientsa)
Mô hình
Hệ số hồi quy không chuẩn hóa
Hệ số hồi quy
chuẩn hóa t Sig. Cộng tuyến
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) 2,007 0,203 9,877 0,000
BC 0,275 0,054 0,313 5,120 0,000 0,784 1,276 PT 0,073 0,045 0,091 1,609 0,109 0,916 1,092 CN 0,110 0,040 0,165 2,780 0,006 0,831 1,203 a. Biến phụ thuộc: ĐL
Nguồn: kết quả nghiên cứu của học viên
Hệ số VIF của mô hình đều < 2 chứng tỏ mô hình không có sự xuất hiện của hiện tượng đa cộng tuyến. Tại bảng 4.13, Phân tích hệ số hồi quy cũng cho thấy có 2 nhân tố duy trì tác động vào động lực làm việc của nhân viên, đó là các nhân tố như “bản chất công việc”; “sự công nhận”; còn nhân tố “phát triển nghề nghiệp” có giá trị Sig = 0,109 > 0,05 không tương quan với biến ĐL nên nhân tố này loại ra khỏi nghiên cứu, và tiến hành thực hiện phân tích hồi quy lần 2 với 2 biến độc lập còn lại là BC và CN
Bảng 4.14. Phân tích hệ số hồi quy lần 2 Hệ số hồi quy (Coefficientsa) Hệ số hồi quy (Coefficientsa)
Mô hình
Hệ số hồi quy không chuẩn hóa
Hệ số hồi quy
chuẩn hóa t Sig. Cộng tuyến
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) 2,188 0,170 12,878 0,000
BC 0,296 0,052 0,337 5,669 0,000 0,834 1,200 CN 0,113 0,040 0,170 2,856 0,000 0,834 1,200 a. Biến phụ thuộc: ĐL
Nguồn: kết quả nghiên cứu của học viên
Ở lần phân tích hồi quy thứ 2, Hệ số VIF của mô hình đều < 2 chứng tỏ mô hình không có sự xuất hiện của hiện tượng đa cộng tuyến. Tại bảng 4.14 Phân tích hệ số hồi quy cũng cho thấy có 2 nhân tố duy trì tác động vào động lực làm việc của nhân viên, đó là các nhân tố như “bản chất công việc”; “sự công nhận” có mức ý nghĩa thống kê Sig ≤ 0,05
Bảng 4.15. Tóm tắt hệ số mô hình hồi quy
Tóm tắt mô hình (Model Summaryb)
Mô hình R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng
1 0,434a 0,189 0,183 0,47862 Kết quả ANOVAb Mô hình Tổng các độ lệch bình phường Df Độ lệch bình phương bình quân F Sig. 1 Phần hồi quy 14,705 2 7,352 32,096 0,000 Phần dư 63,225 276 0,229 Tổng 77,930 278
Nguồn: kết quả nghiên cứu của tác giả
Từ bảng phân tích ANOVA ta có giá trị F = 32,096; Sig. = 0,000 <0,05 điều này chứng tỏ mô hình hồi quy là phù hợp và có thể sử dụng được. Bên cạnh đó R hiệu chỉnh của mô hình 0,183 cho biết biến độc lập giải thích được 18,3% độ biến thiên của biến phụ thuộc.
Kết quả cho thấy mối quan hệ giữa các nhân tố duy trì và động lực lao động được thể hiện thông qua phương trình hồi quy chuẩn hóa sau:
ĐL = 0,337BC + 0,170CN
Động lực làm việc = 0,337*Bản chất công việc + 0,170*Sự công nhận
c. Phân tích các thang đo độc lập thuộc nhân tố động viên đối với thang đo phụ thuộc “Động lực làm việc”
Kết quả phân tích độ tin cậy Cronbach’s Alpha cho các chỉ báo của 04 nhân tố ở trên đều tốt vì vậy đầu vào cho phân tích EFA này bao gồm 17 biến quan sát. Kết quả phân tích qua các bước cụ thể như sau:
Bảng 4.16. Kiểm định KMO của thang đo KMO và Kiểm định của Bartlett KMO và Kiểm định của Bartlett
Chỉ số KMO 0,784
Kiểm định của Bartlett Thống kê chi bình phương
Nhân tố
Eigenvalues ban đầu
Tổng bình phƣơng của các hệ số đã trích xuất Tổng vòng xoay của các hệ số đã trích xuất Toàn phần % Phƣơng sai trích Cumula tive % Toàn phần % Phƣơng sai trích Cumula tive % Toàn phần % Phƣơng sai trích Cumul ative % dim ensi on0 1 5,078 29,869 29,869 5,078 29,869 29,869 3,595 21,148 21,148 2 2,850 16,765 46,634 2,850 16,765 46,634 3,044 17,909 39,056 3 1,888 11,107 57,741 1,888 11,107 57,741 2,408 14,163 53,220 4 1,331 7,827 65,568 1,331 7,827 65,568 2,099 12,348 65,568 5 0,945 5,560 71,127 6 0,911 5,357 76,484 7 0,656 3,860 80,344 8 0,601 3,533 83,877 9 0,532 3,128 87,005 10 0,480 2,824 89,829 11 0,409 2,405 92,234 12 0,312 1,836 94,070 13 0,294 1,731 95,802 14 0,274 1,611 97,413 15 0,232 1,365 98,778 16 0,192 1,131 99,909 17 0,15 0,091 100,000
Phương pháp trích xuất: Phân tích thành phần chính
Hệ số KMO = 0,784> 0,5 và Sig. = 0,000 do đó phương pháp phân tích EFA phù hợp với dữ liệu khảo sát. Ở lần phân tích đầu tiên ta có Cumulative% = 65,568% cho thấy các nhân tố này giải thích được 65,568% độ biến thiên của dữ liệu.
Nhân tố Ma trận xoay
Chỉ báo Nhân tố
Ký
hiệu Diễn giãi 1 2 3
4
CS1 Anh (chị) được giới thiệu và định hướng công việc rõ ràng trong ngày làm việc đầu tiên
0,688
CS2 Các chính sách (khen thưởng, thăng tiến, ...) của công ty đối với nhân viên là tốt
0,762
CS3 Sự thăng tiến và chuyển đổi công việc trong công ty được thực hiện công bằng
0,729
CS4 0,722
QH1 Mọi người luôn có cảm giác được đối xử công bằng 0,778
QH2 Mọi người luôn tạo điều kiện cho những nhân viên mới phát triển
0,657
QH3 Anh (chị) thường dễ dàng đề bạt, đóng góp ý kiến của mình lên lãnh đạo
0,672
QH4 Đồng nghiệp luôn hợp tác, giúp đỡ lẫn nhau trong công việc
0,628
TL1 Cách thức trả lương của công ty là hoàn toàn hợp lý
0,553
TL2 Tiền lương được trả đúng thời hạn 0,882
TL3 Công ty có những tiêu chí đánh giá năng lực nhân viên để xét tăng lương rất hợp lý
0,699
TL4 Anh (chị) nhận được tiền thưởng trong các dịp lễ, tết
0,774
TL5 Anh (chị) được đóng bảo hiểm đầy đủ 0,749
ĐK1 Môi trường làm việc an toàn, thoải mái, vui vẻ 0,943
ĐK2 Phương tiện và thiết bị cần thiết được trang bị đầy đủ để thực hiện công việc một cách tốt nhất
0,777
ĐK3 Giờ giấc làm việc nghiêm chỉnh, rõ ràng 0,837
ĐK4 Anh (chị) được công ty đối tác tôn trọng, hỗ trợ trong khi làm việc
0,936
Nguồn: Từ kết quả nghiên cứu của học viên
Kết quả phân tích cho ta thấy chỉ số KMO = 0,784 nằm trong phạm vi thích hợp. 04 nhân tố được rút ra với tổng phương sai trích của 04 nhân tố này là 65,568%. Đồng thời các chỉ báo dự định đo lường các cấu trúc khái niệm tương đối cao (0,553 – 0,943) và không có trường hợp nào một chỉ báo có trọng số nằm ở hai
nhân tố điều này cho thấy dấu hiệu của tính đơn nghĩa, độ giá trị hội tụ và giá trị phân biệt của thang đo.
Giá trị nhân số cho các nhân tố sau khi phân tích EFA được tính bằng cách lấy trung bình cộng của các biến đo lường các nhân tố trong mô hình cho mục đích phân tích hồi quy và ANOVA. Các nhân tố sau khi được tính nhân số được lưu vào các biến cụ thể như sau:
Nhân tố “Chính sách Công ty” được lưu bằng biến CS. Nhân tố “Quan hệ cấp trên” được lưu bằng biến QH Nhân tố “Tiền lương” được lưu bằng biến TL.
Nhân tố “Điều kiện làm việc” được lưu bằng biến ĐK
Bảng 4.17. Phân tích tƣơng quan ma trận
ĐL CS QH TL ĐK ĐL (Động lực) Hệ số tương quan 1 Mức ý nghĩa CS (Chính sách) Hệ số tương quan 0,390** 1 Mức ý nghĩa 0,000 QH (Quan hệ) Hệ số tương quan 0,208** 0,226** 1 Mức ý nghĩa 0,000 0,000 TL (Tiền lương) Hệ số tương quan 0,329** 0,151** 0,417** 1 Mức ý nghĩa 0,000 0,011 0,000 ĐK Hệ số tương quan 0,168** -0,085 0,394** 0,326** 1 (Điều kiện) Mức ý nghĩa 0,005 0,157 0,000 0,000
Số quan sát: n = 279
* Tất cả các hệ số tương quan có ý nghĩa thống kê tại p <0,05 ** Tất cả các hệ số tương quan có ý nghĩa thống kê tại p <0,01
Nguồn: kết quả nghiên cứu của học viên
Dựa vào bảng phân tích ta thấy xuất hiện hiện tượng tương quan biến giữa biến “Động lực làm việc” với biến “Chính sách công ty” là 0,390; với biến “Quan hệ cấp trên” là 0,208; với biến “Tiền lương” là 0,329; với biến “Điều kiện làm việc”
là 0,168. Kết quả sơ bộ nhận định rằng các nhân tố động viện hiện có trong mô hình nghiên cứu có tác động đến Động lực làm việc của người lao động. Biến “Chính sách công ty” tác động mạnh đến sự hài lòng, tiếp đến là hai biến “Tiền lương” và cuối cùng là hai biến “Quan hệ cấp trên” và “Điều kiện làm việc”
Phương trình hồi quy tổng quát của các nhân tố duy trì ảnh hưởng đến Động lực làm việc được xây dựng như sau:
ĐL (Y) = β0 + β1*CS + β2*QH + β3*TL + β3*ĐK + Ui
Trong đó:
ĐL: Đây là biến phụ thuộc “Động lực làm việc”
Các biến độc lập nhân tố duy trì: CS (Chính sách công ty); QH (Quan hệ cấp trên); TL (Tiền lương); ĐK (Điều kiện làm việc
Ui: Sai số ngẫu nhiên thứ i
Bảng 4.18. Phân tích hệ số hồi quy lần 1 Hệ số hồi quy (Coefficientsa) Hệ số hồi quy (Coefficientsa)
Mô hình
Hệ số hồi quy không chuẩn hóa
Hệ số hồi quy
chuẩn hóa t Sig. Cộng tuyến
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) 1,451 0,236 6,161 0,000 CS 0,404 0,060 0,372 6,708 0,000 0,903 1,107 QH -0,025 0,055 -0,029 -0,456 0,649 0,709 1,410 TL 0,198 0,049 0,242 4,070 0,000 0,786 1,272 ĐK 0,092 0,041 0,132 2,216 0,028 0,777 1,287 a. Biến phụ thuộc: ĐL
Nguồn: kết quả nghiên cứu của học viên
Hệ số VIF của mô hình đều < 2 chứng tỏ mô hình không có sự xuất hiện của hiện tượng đa cộng tuyến. Tại bảng: Phân tích hệ số hồi quy cũng cho thấy có 3 nhân tố động viên tác động vào động lực làm việc của nhân viên, đó là các nhân tố như “Chính sách công ty”; “Tiền lương”; “Điều kiện làm việc” còn nhân tố “Quan hệ cấp trên” có giá trị Sig = 0,649 > 0,05 không tương quan với biến ĐL nên nhân tố này loại ra khỏi nghiên cứu, và tiến hành thực hiện phân tích hồi quy lần 2 với 3 biến độc lập còn lại là CS, TL và ĐK
Bảng 4.19. Phân tích hệ số hồi quy lần 2 Hệ số hồi quy (Coefficientsa) Hệ số hồi quy (Coefficientsa)
Mô hình
Hệ số hồi quy không chuẩn hóa
Hệ số hồi quy
chuẩn hóa t Sig. Cộng tuyến
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) 1,427 0,229 6,226 0,000
CS 0,397 0,058 0,366 6,804 0,000 0,957 1,045 TL 0,192 0,046 0,234 4,126 0,000 0,862 1,161 ĐK 0,085 0,039 0,123 2,193 0,029 0,875 1,142 a. Biến phụ thuộc: ĐL
Nguồn: kết quả nghiên cứu của học viên
Ở lần phân tích hồi quy thứ 2, Hệ số VIF của mô hình đều < 2 chứng tỏ mô hình không có sự xuất hiện của hiện tượng đa cộng tuyến. Tại bảng: Phân tích hệ số hồi quy cũng cho thấy có 3 nhân tố động viên tác động vào động lực làm việc của nhân viên, đó là các nhân tố như “Chính sách công ty”; “Tiền lương”; “Điều kiện làm việc”có mức ý nghĩa thống kê Sig ≤ 0,05
Bảng 4.20. Tóm tắt hệ số mô hình hồi quy Tóm tắt mô hình (Model Summaryb) Tóm tắt mô hình (Model Summaryb)
Mô hình R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng
1 0,490a 0,240 0,232 0,46397 Kết quả ANOVAb Mô hình Tổng các độ lệch bình phường Df Độ lệch bình phương bình quân F Sig. 1 Phần hồi quy 18,730 3 6,243 29,002 0,000 Phần dư 59,200 275 0,215 Tổng 77,930 278
Nguồn: kết quả nghiên cứu của học viên
Từ bảng phân tích ANOVA ta có giá trị F = 29,002; Sig. = 0,000 <0,05 điều này chứng tỏ mô hình hồi quy là phù hợp và có thể sử dụng được. Bên cạnh đó R hiệu chỉnh của mô hình 0,232 cho biết biến độc lập giải thích được 23,2% độ biến thiên của biến phụ thuộc.
Kết quả cho thấy mối quan hệ giữa các nhân tố động viên và động lực lao động được thể hiện thông qua phương trình hồi quy chuẩn hóa sau:
ĐL = 0,366CS + 0,234TL + 0,123ĐK