lường cho thang đo của nhân tố. Cũng trong bảng 4.11 này, tại Initial Eigenvalues có 07 nhân tố được rút trích khi có 07 giá trị lớn hơn 1.
Bảng 4.12: Kết quả xoay ma trận nhân tố Nhân tố Nhân tố 1 2 3 4 5 6 7 DT4 0.940 DT1 0.931 DT2 0.899 DT3 0.863 DG2 0.901 DG3 0.887 DG1 0.847 DG4 0.812 BC3 0.892 BC4 0.850 BC1 0.804 BC2 0.785 QH1 0.904 QH2 0.881 QH3 0.866 DK3 0.915 DK1 0.890 DK2 0.874 LD1 0.773 LD2 0.769 LD3 0.744 LD4 0.704 PL1 0.906 PL3 0.831 PL2 0.785
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm SPSS)
Bảng 4.12 cho thấy 7 nhân tố được rút trích với các hệ số tải của mỗi nhân tố đều lớn hơn 0.5.
4.3.2. Phân tích nhân tố khám phá (EFA) biến phụ thuộc Động lực làm việc
Bảng 4.13 cho thấy hệ số KMO = 0.657 > 0.5 và Sig. = 0.000 < 0.05, thể hiện mức ý nghĩa cao. Phù hợp thực hiện EFA cho các nhân tố này.
Bảng 4.13: Kiểm định KMO và Bartlett's Test
Hệ số KMO 0.657
Kiểm định Bartlett's
Kiểm định Chi bình phƣơng 90.238
df 6
Sig. 0.000
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm SPSS)
Bảng 4.14: Tổng phƣơng sai đƣợc giải thích
Nhân tố
Eigenvalues khởi tạo Extraction Sums of Squared Loadings
Tổng % của phương sai Phần trăm tích lũy Tổng % của phương sai Phần trăm tích lũy 1 1.875 46.880 46.880 1.875 46.880 46.880 2 .871 21.785 68.665 3 .729 18.218 86.884 4 .525 13.116 100.000
Phương pháp xác định: Principal Component Analysis.
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm SPSS)
Bảng 4.14 cho thấy có 1 nhân tố được trích với Tổng phương sai trích là 46.880. Hệ số Eigenvalues = 1.875 >1. Phù hợp để sử dụng kết quả phân tích chuyên sâu ở bước sau.
Bảng 4.15: Kết quả ma trận nhân tố
Biến quan sát Nhân tố
1
DL1 0.807
DL4 0.668
DL2 0.648
DL3 0.598
Phương pháp xác định: Principal Component Analysis. a. 1 components extracted.
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm SPSS)
Kết quả bảng 4.15 cho thấy các giá trị của từng nhân tố của biến kết quả làm việc như sau. Vì chỉ có một nhân tố được rút trích nên ma trận xoay nhân tố không thực hiện được. Giá trị truyền tải nhân tố Factor Loading của các biến đo lường cho biến phụ thuộc này đều từ 0.598 trở lên. Như vậy, 4 biến quan sát của biến Động lực làm việc sẽ tiếp tục giữ lại để phân tích ở những bước sau.
Sau khi thực hiện phân tích nhân tố và quyết định các biến có ý nghĩa để giữ lại phân tích hồi quy, tính tốn giá trị đại diện cho từng nhân tố bằng trung bình của các biến thuộc cùng một nhân tố:
- Nhân tố “Vai trò người lãnh đạo”: LD (trung bình của LD1, LD2, LD3, LD4).
- Nhân tố “Đào tạo Thăng tiến”: DT (trung bình của DT1, DT2, DT3, DT4).
- Nhân tố “Quan hệ cơng việc”: QH (trung bình của QH1, QH2, QH3). - Nhân tố “Phúc lợi”: PL (trung bình của PL1, PL2, PL3).
- Nhân tố “Điều kiện làm việc”: DK (trung bình của DK1, DK2, DK3). - Nhân tố “Ghi nhận sự đóng góp”: DG (trung bình của DG1, DG2, DG3, DG4).
- Nhân tố “Bản chất công việc”: BC (trung bình của BC1, BC2, BC3, BC4).
- Và Nhân tố “Động lực làm việc”: DL (trung bình của DL1, DL2, DL3,
DL4).
4.4. Phân tích tƣơng quan
Để phânztích hồi quy cần xemzxét các mối quanzhệ tươngzquan tuyếnztính giữa biến phụzthuộc và từng biến độczlập, cũng như giữa các biến độczlập với nhau. Nếu hệ số tươngzquan giữa biến phụzthuộc và biến độczlập lớn chứngztỏ giữa chúng có mốizquanzhệ với nhau và phân tíchzhồizquy là cózthể phùzhợp. Kết quả phân tích tương quan nhằm kiểm tra mối quan hệ giữa các nhân tố phụ thuộc và nhân tố độc lập có sự tương quan với nhau hau khơng trước khi đi vào chạy mơ hình hồi quy.
Thực hiện việc phân tích hệ số tương quan cho 08 biến, gồm 07 biến độc lập và một biến phụ thuộc (động lực làm việc của công chức UBND Quận 3) với hệ số Pearson và kiểm định 2 phía với mức ý nghĩa 0,05 trước khi tiến hành phân tích hồi quy đa biến cho các nhân tố thuộc mơ hình điều chỉnh sau khi hồn thành việc phân tích EFA và kiểmzđịnh độ tinzcậy Cronbach Alpha.
Bảng dưới đây mơ phỏng tính độc lập giữa biến phụzthuộc và cáczbiến độc lập. Tính tươngzquan đạt mức ý nghĩa ở giá trị 0,05 (xác suất chấp nhận giả thiết sai là 5%) thì tất cả các biến các biến tương quan với biến phụ thuộc.
Bảng 4.16: Kết quả kiểm định Pearson’s mối tƣơng quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập LD DT QH PL DK DG BC DL LD Hệ số Pearson 1 Sig. DT Hệ số Pearson .374** 1 Sig. 0,000 QH Hệ số Pearson .549** .428** 1 Sig. 0,000 0,000 PL Hệ số Pearson .695** .431** .285** 1 Sig. 0,000 0,000 0,000 DK Hệ số Pearson .406** .206** .425** .448* 1 Sig. 0,000 0,000 0,000 0,000 DG Hệ số Pearson .353** .249** .582** .199** .364** 1 Sig. 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 BC Hệ số Pearson .273** .434** .411** .597** .431** .575 1 Sig. 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 DL Hệ số Pearson .327** .380** .364** .576** .353** .469** .418** 1 Sig. .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS)
Nhìn vào bảng ở trên, ta thấy hệ số tương quan giữa biến độc lập và các biến phụ thuộc nằm trong khoảng từ 0,199 đến 0,695. Bên cạnh đó, các yếu tố đều có hệ số Sig nhỏ hơn 0,05. Điều này chỉ ra rằng mơ có sự tương quan giữa biến phụ thuộc và biến độc lập và việc đưa các biến độc lập vào mơ hình là đúng, vì nó có ảnh huởng nhất định đến biến phụ thuộc. Kết quả cho ta thấy rằng động lực làm việc của CBCC tại các Phường thuộc UBND Quận 3 chủzyếu bị tác độngzbởi các nhânztố Vai trò người lãnh đạo (LD), Đào tạo, thăng tiến (DT), Quan hệ công việc (QH), Phúc lợi (PL), Điều kiện làm việc (DK), Ghi nhận sự đóng góp (DG), Bản chất công việc (BC) nên trong qztrình phânztích sự ảnhzhưởng, đề tàizsẽ tậpztrung nghiênzcứu những yếu tố này.
4.5. Phân tích hồi quy
Sau khi kiểm định độ tin cậy của các thang đo bằng hệ số Cronbach’s Alpha và nhóm các nhân tố bằng phân tích EFA thì các biến ban đầu đủ điều kiện đề
đưa vào mơ hình nghiên cứu, tiếp theo nghiên cứu sẽ sử dụng 07 nhân tố (Vai trò người lãnh đạo; Đào tạo thăng tiến; Quan hệ công việc; Phúc lợi; Điều kiện làm việc; Ghi nhận sự đóng góp; Bản chất cơng việc) để kiểm định các giả thuyết đã đưa ra. Bảng 4.17: Kết quả kiểm định R2 R R2 R2 hiệu chỉnh Ƣớc lƣợng sai số chuẩn Kết quả kiểm định Durbin- Watson 1 0.870a 0.758 0.748 0.23112 1.899 a. Biến độc lập: (Hằng số) LD, DT, QH, PL, DK, DG, BC b. Biến phụ thuộc: DL
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm SPSS)
Kết quả hồi quy bảng 4.16 cho thấy R2 hiệu chỉnh là 0,748 có nghĩa các biến độc lập đưa vào chạy hồi quy ảnh hưởng 74.8% sự thay đổi của biến phụ thuộc, cịn lại là do các biến ngồi mơ hình và sai số ngẫu nhiên. Hệ số Durbin- Watson = 1.899 nhỏ hơn 2 cho thấy mơzhình khơngzcó sự tựztương quanztrọng phần dư của mơzhình hồi quy bội.
Bảng 4.18: Kết quả kiểm định ANOVA
Mơ hình Tổng độ lệch bình phƣơng Bậc tự do df Độ lệch bình phƣơng bình quân F Sig. 1 Hồi quy 31.208 7 4.458 83.467 0.000b Phần dƣ 9.988 187 0.053 Tổng 41.197 194 a. Biến phụ thuộc: DL b. Dự báo (Hằng số): LD, DT, QH, PL, DK, DG, BC
(Nguồn: Kếtzquả phânztích từ phầnzmềm SPSS)
Bảng 4.17 có kếtzquả kiểm định ANOVA về sự phùzhợp của mơ hình cho giá trị Sig = 0,000 < 5% nên các hệ số có ý nghĩa thống kê và được xem xét.
Bảng 4.19: Kết quả phân tích hồi quy bội
Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số
chuẩn hóa
t Sig.
Kết quả thống kê đa cộng tuyến
B Sai số chuẩn Beta
Độ chấp nhận của biến VIF 1 (Hằng số) -0.047 0.149 -0.314 0.754 LD 0.155 0.020 0.299 7.882 .000 0.898 1.114 DT 0.196 0.022 0.325 8.790 .000 0.946 1.057 QH 0.120 0.017 0.272 7.188 .000 0.908 1.102 PL 0.057 0.025 0.089 2.266 .025 0.849 1.178 DK 0.136 0.016 0.318 8.423 .000 0.912 1.097 DG 0.149 0.016 0.353 9.542 .000 0.948 1.054 BC 0.169 0.020 0.323 8.449 .000 0.886 1.129 a. Biến phụ thuộc: DL
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm SPSS)
Như vậy, với độ tin cậy là 95%, các biến độc lập LD, DT, QH, PL, DK, DG, BC có tác động tích cực hay tác động cùng chiều đến động lực làm việc của các CBCC đang làm việc tại 14 UBND Phường thuộc Quận 3. Kết quả này cho thấy phùzhợp với các nghiênzcứu trước đây. Ngoài ra, kết quả cũng cho thấy mơzhình hồizquy khơng bị vizphạm hiệnztượng đazcộng tuyến do hệzsố phóng đại phươngzsai của các biến độczlập (VIF) đều nhỏzhơn 10. Như vậy, phươngztrình hồi quy bội về các yếuztố táczđộng đến độngzlực làmzviệc của các cán bộ cơng chức tại 14 UBND phường Quận 3 có dạng như sau:
DL = 0.353DG + 0.325DT + 0.323BC + 0.318DK + 0.299LD + 0.272QH + 0.089PL
Khi sắp xếp mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập đến biến Động lực làm việc, sử dụng hệ số β chuẩn hóa (hệ số hồi quy chuẩn hóa). Kết quả phân tích hồi quy bội theo mức độ ảnh hưởng từ mạnh nhất đến giảm dần như sau:
- Nhân tố (DG) Ghi nhận sự đóng góp có mức độ ảnh hưởng cao nhất đến động lực làm việc của cán bộ công chức (β = 0.353).
- Nhân tố (DT) Đào tạo thăng tiến có mức độ ảnh hưởng cao thứ hai đến động lực làm việc của cán bộ công chức (β = 0.325).
- Nhân tố (BC) Bản chất cơng việc có mức độ ảnh hưởng cao thứ ba đến động lực làm việc của cán bộ công chức (β = 0.323).
- Nhân tố (DK) Điều kiện làm việc có mức độ ảnh hưởng cao thứ tư đến động lực làm việc của cán bộ công chức (β = 0.318).
- Nhân tố (LD) Vai trị người lãnh đạo có mức độ ảnh hưởng cao năm đến động lực làm việc của cán bộ công chức (β = 0.299).
- Nhân tố (QH) Quan hệ cơng việc có mức độ ảnh hưởng cao sáu đến động lực làm việc của cán bộ công chức (β = 0.272).
- Nhân tố (PL) Phúc lợi có mức độ ảnh hưởng thấp nhất đến động lực làm việc của cán bộ công chức (β = 0.089).
4.5. Kiểm định sự phù hợp của mơ hình hồi quy
Kiểm định phân phối chuẩn phần dư:
Phần dư của một mơ hình hồi quy có thể khơng tn theo phân phối chuẩn vì những lý do như sử dụng sai mơ hình, phương sai khơng phải là hằng số, … Vì thế tác giả tiến hành kiểm định về giả thuyết phân phối chuẩn phần dư để dảm bảo mơ hình hồi quy bội đã phân tích có phù hợp với mục đích nghiên cứu. Hình 4.1 cho thấy đường cong phân phối chuẩn được đặt trên biểu đồ tần số của phân dư chuẩn hóa. Phân tích trên biểu đồ, các phần dư chuẩn hóa này có phân phối xấp xỉ chuẩn, khi các phần dư nằm tương đối sát với đường cong phân phối chuẩn. Phân tích qua số liệu thống kê bằng phần mềm SPSS thì giá trị trung bình của phần dư xấp xỉ bằng 0 (Mean = -4.52E-16) và độ lệch chuẩn của phần dư là Std.Dev. = 0.982, gần bằng 1.
Hình 4.1: Tần số của phần dƣ chuẩn hóa
(Nguồn: Kếtzquả phânztích từ phần mềm SPSS)
Ngồi ra các điểm thể hiện phần dư đều phân tán xung quanh đường thẳng kỳ vọng tại hình 4.2. Như vậy giả thuyết về phân phối chuẩn phần dư không bị vi phạm, mơ hình hồi quy bội được sử dụng là phù hợp về mặt ý nghĩa thống kê. Do đó, có thể kết luận rằng phần dư của mơ hình hồi quy bội có phân phối chuẩn.
Hình 4.2: Biểu đồ tần số Q-Q Plot
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm SPSS)
Hình 4.3: Đồ thị thể hiện sự phân tán của phần dƣ
(Nguồn: Kếtzquả phânztích từ phầnzmềm SPSS)
Hình 4.3 cho thấy khơng có mối liênzhệ gì giữa các giáztrị dự đốn và phần dư, vì phần dư có mức độ phân tán rất ngẫu nhiên quanh giá trị 0 và không theo một trật tự, hình dạng cụ thể, ví dụ như đường cong dạng Parabol, hình cong dạng biểu đồ Sin, hình Hypebol, ...
4.6. Kiểmzđịnh sự kháczbiệt của biến địnhztính đến động lực làm việc
Để kiểmzđịnh sự kháczbiệt của biến địnhztính đến động lực làm việc, tác giả sử sụng phân tích phương sai one way – ANOVA. Sự khác biệt có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 95% (hay mức ý nghĩa Sig. < 0.05). Nếu Sig lớn hơn hoặc bằng 0.05 thì khơng có sự kháczbiệt của các yếuztố đến với độngzlực làm việc.
4.6.1. Kiểm định sự khác biệt theo Giới tính
Bảng 4.20: Kết quả kiểm định Levene Statistic và Kết quả kiểm định ANOVA theo Giới tính
DONGLUC
Kiểm định Statistic df1 df2 Sig.
2.128 1 193 0.363 ANOVA DONGLUC Tổng độ lệch bình phƣơng Bậc tự do (df) Độ lệch bình phƣơng bình quân Giá trị kiểm định (F) Mức ý nghĩa Sig. Giữa các nhóm 2.128 10 0.213 0.863 0.569 Trong từng nhóm 45.390 184 0.247 Tổng 47.518 194
(Nguồn: Kếtzquả phân tích từ phầnzmềm SPSS)
Kết quả kiểmzđịnh Levene của các biến định lượng động lực làm việc bảng 4.19 đều có giá trị sig = 0.363 (sig > 0,05). Điều nàyzcó nghĩa là phươngzsai của các biến này khơng khác nhau giữa 2 giới tính.
Kết quả kiểm định ANOVA cho thấy sig = 0.569 (lớn hơn 0.05), khơng có sự kháczbiệt có ýznghĩa thốngzkê về sự đánhzgiá tầm quanztrọng của Giới tính táczđộng đến độngzlực làmzviệc. Điều này có nghĩa là phương sai của các biến này khơng sự khácznhau giữa Giới tính khác nhau.
4.6.2. Kiểm định sự khác biệt theo Độ tuổi
Bảng 4.21: Kết quả kiểm định Levene Statistic và Kết quả kiểm định ANOVA theo Độ tuổi
DONGLUC
Kiểm định Statistic df1 df2 Sig.
2.128 2 192 0.168 ANOVA DONGLUC Tổng độ lệch bình phƣơng Bậc tự do (df) Độ lệch bình phƣơng bình quân Giá trị kiểm định (F) Mức ý nghĩa Sig. Giữa các nhóm 3.126 10 0.313 0.444 0.923 Trong từng nhóm 129.561 184 0.704 Tổng 132.687 194
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm SPSS)
Kết quả kiểm định Levene của các biến định lượng động lực làm việc bảng 4.20 đều có giá trị sig = 0.168 (sig > 0,05). Điều này có nghĩa là phương sai của các biến này không khác nhau giữa các độ tuổi với nhau.
Kết quả kiểm định ANOVA cho thấy sig = 0.923 (lớn hơn 0.05), khơng có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về sự đánh giá tầm quan trọng của Độ tuổi tác động đến động lực làm việc. Điều này có nghĩa là phương sai của các biến này không sự khác nhau giữa Độ tuổi khác nhau.
4.6.3. Kiểm định sự khác biệt theo Trình độ học vấn
Bảng 4.22: Kết quả kiểm định Levene Statistic và Kết quả kiểm định ANOVA theo Trình độ học vấn
DONGLUC
Kiểm định Statistic df1 df2 Sig.
1.128 2 192 0.735 ANOVA DONGLUC Tổng độ lệch bình phƣơng Bậc tự do (df) Độ lệch bình phƣơng bình quân Giá trị kiểm định (F) Mức ý nghĩa Sig. Giữa các nhóm 0.716 10 0.072 0.194 0.997 Trong từng nhóm 68.022 184 0.370 Tổng 68.738 194
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm SPSS)
Kết quả kiểm định Levene của các biến định lượng động lực làm việc bảng 4.21 đều có giá trị sig = 0.735 (sig > 0,05). Điều này có nghĩa là phương sai của các biến này khơng khác nhau giữa các Trình độ học vấn với nhau.
Kết quả kiểm định ANOVA cho thấy sig = 0.997 (lớn hơn 0.05), khơng có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về sự đánh giá tầm quan trọng của Trình độ học vấn tác động đến động lực làm việc. Điều này có nghĩa là phương sai của các biến này khơng sự khác nhau giữa Trình độ học vấn khác nhau.
4.6.4. Kiểm định sự khác biệt theo Chức danh
Bảng 4.23: Kết quả kiểm định Levene Statistic và Kết quả kiểm định ANOVA theo Chức danh
DONGLUC
Kiểm định Statistic df1 df2 Sig.
1.739 1 194 0.323
ANOVA DONGLUC Tổng độ lệch bình phƣơng Bậc tự do (df) Độ lệch bình phƣơng bình quân Giá trị kiểm định (F) Mức ý nghĩa Sig. Giữa các nhóm 1.739 10 0.174 0.789 0.639 Trong từng nhóm 40.548 184 0.220 Tổng 42.287 194
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm SPSS)
Kết quả kiểm định Levene của các biến định lượng động lực làm việc bảng 4.22 đều có giá trị sig = 0.323 (sig > 0,05). Điều này có nghĩa là phương sai của các biến này khơng khác nhau giữa các Trình độ học vấn với nhau.
Kết quả kiểm định ANOVA cho thấy sig = 0.639 (lớn hơn 0.05), khơng có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về sự đánh giá tầm quan trọng của Chức danh tác động đến động lực làm việc. Điều này có nghĩa là phương sai của các biến