KMO and Bartlett’s Test
Trị số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin of Sampling Adequacy) .782 Đại lượng thống kê
Bartlett’s (Bartlett’s Test of Sphericity)
Approx. Chi-Square 1696.613
Df 190
Sig. .000
(Nguồn: Kết quả nghiên cứu định lượng)
Với giả thuyết H0 : là giữa 20 biến quan sát trong tổng thể, khơng có mối tương quan với nhau. Kiểm định KMO và Barlett’s trong phân tích nhân tố cho thấy giả thuyết này bị bác bỏ (sig = 0.000); hệ số KMO là .782 (0,5<KMO<1)). Như vậy các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể.
Nhìn vào bảng phân tích EFA, ta thấy có 5 nhân tố tác động đến nhân tố ĐLLV và giải thích được 71,006% sự biến thiên của dữ liệu.
Có 2 tiêu chuẩn để xác định số lượng nhân tố trong nghiên cứu:
- Tiêu chuẩn Kaiser (Kaiser Criterion) nhằm xác định số nhân tố được trích từ thang đo. Các nhân tố kém quan trọng bị loại bỏ, chỉ giữ lại những nhân tố quan trọng bằng cách xem xét giá trị Eigenvalue. Giá trị Eigenvalue đại diện cho phần biến thiên được giải thích bởi mỗi nhân tố, chỉ có nhân tố nào có Eigenvalue lớn hơn 1 mới được giữ lại trong mơ hình phân tích.
- Tiêu chuẩn phương sai trích (Variance Explained Criteria): Phân tích nhân tố là thích hợp nếu tổng phương sai trích khơng được nhỏ hơn 50%.
Đối với kết quả phân tích nhân tố khám phá trên, tổng phương sai trích là 71,006% > 50% ; giá trị eigenvalues của các yếu tố đều > hơn 1, do đó sử dụng phương pháp EFA là phù hợp.
46
Bảng 4.2.4.1 Kết quả EFA các biến độc lập
Biến quan sát Hệ số tải
1 2 3 4 5 MTLV2 .841 MTLV5 .830 MTLV3 .821 MTLV1 .821 MTLV4 .810 ĐĐCV1 .842 ĐĐCV5 .831 ĐĐCV3 .810 ĐĐCV4 .795 LTPL1 .836 LTPL3 .836 LTPL2 .816 LTPL4 .805 MQH1 .794 MQH4 .770 MQH3 .763 MQH2 .719 CSĐT3 .842 CSĐT2 .825 CSĐT1 .814 Eigenvalues 5.411 3.127 2.399 1.841 1.423 Phương sai rút trích 27.054% 15.636% 11.994% 9.207% 7.114% Tổng phương sai trích: 71.006%
47
Nhìn vào bảng cho thấy có tất cả 20 biến quan sát tạo ra 5 yếu tố. Đó là:
+MTLV: MTLV1, MTLV2, MTLV3, MTLV4, MTLV5 +ĐĐCV: ĐĐCV1, ĐĐCV3, ĐĐCV4, ĐĐCV5
+LTPL: LTPL1, LTPL2, LTPL3, LTPL4 +MQH: MQH1, MQH2, MQH3, MQH4 +CSĐT: CSĐT1, CSĐT2, CSĐT3
4.2.4.2 Phân tích EFA cho biến phụ thuộc “Động lực làm việc” Bảng 4.2.4.2 Kiểm định KMO
KMO and Bartlett’s Test
Trị số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin of Sampling Adequacy) .830 Đại lượng thống kê
Bartlett’s (Bartlett’s Test of Sphericity)
Approx. Chi-Square 412.220
Df 10
Sig. .000
(Nguồn: Kết quả nghiên cứu định lượng)
Với giả thuyết H0 : là giữa 05 biến quan sát trong tổng thể, khơng có mối tương quan với nhau. Kiểm định KMO và Barlett’s trong phân tích nhân tố cho thấy giả thuyết này bị bác bỏ (sig = 0.000); hệ số KMO là .830 (0,5<KMO<1). Như vậy có sự tương quan giữa các biến quan sát trong tổng thể.
Bảng 4.2.4.2 Kết quả phân tích EFA
Biến quan sát Hệ số tải
ĐLLV3 .852 ĐLLV1 .845 ĐLLV4 .808 ĐLLV2 .807 ĐLLV5 .802 Eigenvalues 3.387 Phương sai rút trích 67.741%
48
Nhìn vào bảng ta thấy trích được một nhân tố với 05 biến quan sát và phương sai trích tích lũy được là 67.741% (>50%) => đạt yêu cầu.
Sau khi phân tích nhân tố EFA ta thấy rằng mơ hình lý thuyết ban đầu đề ra phù hợp với nghiên cứu.
4.2.5 Phân tích tương quan
Phân tích tương quan nhằm xem xét mối quan hệ giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc trong mơ hình nghiên cứu.
Kết quả kiểm định hệ số tương quan hạng Pearson cho thấy các biến độc lập có mối tương quan thuận với biến phụ thuộc và các giá trị kiểm định hệ số tương quan có mức ý nghĩa thống kê ở độ tin cậy 95% (giá trị kiểm định Sig của các quan hệ này < 0.05).
Bảng 4.2.5 Hệ số tương quan giữa các biến trong mơ hình nghiên cứu Correlations MTLV LTPL CSĐT MQH ĐĐCV ĐLLV TBCT TBAH MTLV Pearson Correlation 1 .178 .164 .071 .155 .234 Sig. (2-tailed) .024 .037 .366 .049 .003 LTPL Pearson Correlation .178 1 .151 .279 .287 .513 Sig. (2-tailed) .024 .055 .000 .000 .000 CSĐT Pearson Correlation .164 .151 1 .249 .433 .434 Sig. (2-tailed) .037 .055 .001 .000 .000 MQH Pearson Correlation .071 .279 .249 1 .311 .510 Sig. (2-tailed) .366 .000 .001 .000 .000 ĐĐCV Pearson Correlation .155 .287 .433 .311 1 .537 Sig. (2-tailed) .049 .000 .000 .000 .000 ĐLLV Pearson Correlation .234 .513 .434 .510 .537 1 Sig. (2-tailed) .003 .000 .000 .000 .000
49
Sau khi thực hiện kiểm định mối quan hệ giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc tiến hành thực hiện phân tích hồi quy tuyến tính bội để kiểm định các giả thuyết nghiên cứu và ước lượng sự tác động của các yếu tố thành phần lên biến phụ thuộc.
Tiến hành thực hiện phân tích hồi quy tuyến tính bội, nhằm kiểm định các giả thuyết nghiên cứu của mơ hình, luận văn sử dụng phương pháp thực hiện hồi quy đồng thời, nhằm kiểm định mối quan hệ giữa các nhân tố tới động lực làm việc của công chức, người lao động tại Cục Thống Kê Thành phố Hồ Chí Minh.
4.2.6 Phân tích hồi quy đa biến
4.2.6.1 Phân tích hồi quy đa biến (lần 1)
Để xác định mối quan hệ tuyến tính giữa các biến MTLV, LTPL, CSĐT, MQH, ĐĐCV với biến ĐLLV.
Bảng 4.2.6.1 Phân tích hồi quy đa biến lần 1
Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients P VIF B Std. Error (Constant) .166 .289 .567 MTLV .080 .051 .087 .118 1.058 LTPL .264 .049 .313 .000 1.162 CSĐT .152 .049 .187 .002 1.268 MQH .292 .059 .288 .000 1.178 ĐĐCV .215 .051 .263 .000 1.362 R Square: .550 Adjusted R Square: .535 P(Anova): .000 Durbin – Watson: 1.718
(Nguồn: Kết quả nghiên cứu định lượng)
Nhìn vào bảng, tác giả nhận thấy chưa có mối liên hệ rõ ràng giữa nhân tố MTLV và nhân tố phụ thuộc ĐLLV (p>0.05). Tiến hành loại nhân tố MTLV và tiếp tục chạy hồi quy.
50
4.2.6.2 Phân tích hồi quy đa biến (lần 2)
Bảng 4.2.6.2 Phân tích hồi quy đa biến (lần 2)
Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients P VIF B Std. Error (Constant) .359 .263 .174 TBLTPL .275 .049 .326 .000 1.139 TBCSĐT .161 .049 .197 .001 1.253 TBMQH .290 .059 .286 .000 1.177 TBĐĐCV .220 .051 .269 .000 1.357 R Square: .543 Adjusted R Square: .531 P(Anova): .000 Durbin – Watson: 1.691
(Nguồn: Kết quả nghiên cứu định lượng)
Yếu tố Chính sách lương, thưởng, phúc lợi kết quả hồi quy cho thấy hệ số Beta chuẩn hóa là 0.326, với giá trị kiểm định hệ số Beta Sig = 0.000 (< 0.05 rất nhiều) nên ở độ tin cậy 95% ta kết luận rằng chính sách lương, thưởng, phúc lợi có tác động tích cực, cùng chiều đến động lực làm việc của công chức, người lao động (khi giữ nguyên các yếu tố khác khơng đổi thì tăng yếu tố chính sách lương, thưởng, phúc lợi lên 1 đơn vị động lực làm việc sẽ gia tăng 0.326 đơn vị),đây là yếu tố có trọng số tác động mạnh nhất lên động lực làm việc của cơng chức và người lao động, chính vì vậy cần tập trung vào yếu tố này tốt hơn để có thể cải thiện động lực làm việc.
Yếu tố chính sách đào tạo và thăng tiến với hệ số beta chuẩn hóa = 0.197 và giá trị kiểm định Sig = 0.001 (< 0.05) ở độ tin cậy 95% thì chính sách đào tạo và thăng tiến sẽ có tác động cùng chiều đến động lực làm việc của công chức, người lao động (trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi khi tăng chính sách đào tạo, thăng tiến lên 1 đơn vị thì động lực làm việc của công chức, người lao động sẽ tăng lên 0.197 đơn vị).
Yếu tố mối quan hệ với đồng nghiệp và lãnh đạo kết quả phân tích hồi quy cho thấy hệ số Beta = 0.286 và giá trị kiểm định với Sig = 0.000 < 0.05, ở độ tin cậy 95% ta
51
kết luận rằng mối quan hệ với đồng nghiệp và lãnh đạo sẽ có tác động cùng chiều lên động lực làm việc của công chức và người lao động, nếu mối quan hệ với đồng nghiệp và lãnh đạo được cải thiện và gia tăng lên thì động lực làm việc của cơng chức, người lao động sẽ được gia tăng theo (trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu ta tăng mối quan hệ với đồng nghiệp và lãnh đạo lên 1 đơn vị thì động lực làm việc sẽ tăng lên 0.286 đơn vị), điều này phù hợp với hoàn cảnh thực tế.
Yếu tố đặc điểm công việc, dựa vào kết quả hồi quy yếu tố đặc điểm công việc có hệ số Beta chuẩn hóa là 0.269 và giá trị kiểm định Beta Sig là 0.000, cho thấy ở độ tin cậy 95% thì ta có thể kết luận đặc điểm cơng việc có ảnh hưởng tích cực đến động lực làm việc của công chức và người lao động, điều này có nghĩa rằng khi ta cải thiện yếu tố đặc điểm cơng việc càng tích cực thì động lực làm việc của cơng chức, người lao động sẽ gia tăng lên theo sự cải thiện này (trong điều kiện các yếu tố khác không đổi nếu ta tăng đặc điểm công việc lên 1 đơn vị thì động lực làm việc của cơng chức, người lao động sẽ tăng lên 0.269 đơn vị) như vậy cần có những chính sách, biện pháp thích hợp để có thể nâng cao yếu tố này.
Giả định về hiện tượng tự tương quan
Theo Hoàng trọng (2009), kiểm định giả thuyết khơng có tính tự tương quan là việc xem xét giá trị Durbin Waston nằm trong khoảng 1- 3, nếu giá trị này lân cận 2 thì rất tốt, bài nghiên cứu với giá trị Durbin Waston là 1.691, với giá trị này ta có thể kết luận giả thuyết này không bị vi phạm.
Giả định hiện tượng đa cộng tuyến
Theo Hoàng Trọng (2009) đa cộng tuyến là việc các biến độc lập có mối quan hệ quá chặt với nhau, từ đây dẫn đến việc giải thích các kết quả ước lượng hồi quy sẽ khơng chính xác, xem xét hiện tượng này thơng qua việc xem xét các giá trị VIF, nếu giá trị VIF của các hệ số hồi quy < 10 xem như khơng có hiện tượng đa cộng tuyến, các giá trị VIF của các hệ số beta dao động trong khoảng 1.139 - 1.357, như vậy sẽ
52
khơng có hiện tượng đa cộng tuyến, việc giải thích kết quả hồi quy chính xác và an tồn.
4.2.6.3 Hệ số R2
Dùng hệ số R2 để xác định độ phù hợp của mơ hình.
Nhìn vào bảng, tác giả thấy rằng hệ số R2 đã hiệu chỉnh = 0,531 đạt yêu cầu; các biến độc lập giải thích được 53,1 % (>50%) sự biến thiên của biến phụ thuộc ĐLLV.
Phương trình hồi quy có dạng: Y = b + a1 X1+ a2X2+ a3 X3 + a4X4 Trong đó: - Y: ĐLLV - X1: LTPL - X2: CSĐT - X3: MQH - X4: ĐĐCV
Mơ hình hồi quy chưa chuẩn hóa: Y = 0.359 + 0,275X1 + 0,161X2 + 0,290X3 + 0,220X4
Mơ hình hồi quy đã chuẩn hóa: Y = 0,326X1 + 0,197X2 + 0,286X3 + 0,269X4 Nhìn vào bảng, ta thấy sig = 0.000<0.05, mơ hình hồi quy đa biến phù hợp với dữ liệu được khảo sát.
Tác giả thấy được nhân tố LTPL tác động mạnh nhất đến nhân tố phụ thuộc ĐLLV với β = .326. Tiếp theo là các nhân tố MQH (β = .283), ĐĐCV (β = .269)và cuối cùng là nhân tố CSĐT (β = .197).
Như vậy, các giả thuyết H2,H3, H4, H5 được chấp nhận tại mức ý nghĩa 5% (độ tin cậy 95%).
53
4.2.7 Kiểm định T-test, ANOVA xem xét sự khác biệt của các biến nhân khẩu học lên động lực làm việc
Động lực làm việc Trung bình Độ lệch chuẩn P Giới tính Nam 3.76 0.94 0.698 Nữ 3.82 0.92
Độ tuổi Dưới 30 tuổi 3.53 1.02
0.017 Từ 30- dưới 40 tuổi 3.71 0.95 Từ 40 – dưới 50 tuổi 3.94 0.88 Trên 50 tuổi 4.28 0.36 Học vấn Trung cấp 4.13 0.88 0.085 Cao đẳng 3.60 1.12 Đại học 3.73 0.95 Trên đại học 4.30 0.19 Thâm niên Dưới 3 năm 3.14 1.20 0.002 Từ 3 năm – dưới 6 năm 3.69 0.99
Từ 6 năm – dưới 9 năm 3.89 0.93 Từ 9 năm – dưới 12 năm 3.97 0.67
Trên 12 năm 4.01 0.71
Thu nhập
Dưới 5 triệu 3.46 1.12
0.012 Từ 5 triệu – dưới 8 triệu 3.80 0.92
Từ 8 triệu – dưới 11 triệu 3.87 0.73 Từ 11 triệu – dưới 14 triệu 4.22 0.33
Trên 14 triệu 4.57 0.14
Nhìn vào bảng, tác giả thấy khơng có sự khác biệt về điểm trung bình giữa giới tính nam và nữ (p>0,05).
Giữa các nhóm độ tuổi (p< 0,05), tác giả thấy có sự khác biệt về trung bình, trong đó nhóm trên 50 tuổi có điểm trung bình động lực làm việc cao nhất là 4,28; tiếp theo là nhóm từ 40 – dưới 50 tuổi (3,94), nhóm từ 30 – dưới 40 tuổi (3,71), và cuối
54
cùng nhómdưới 30 tuổi có điểm trung bình động lực làm việc thấp nhất là 3,53. Như vậy độ tuổi càng cao thì điểm trung bình động lực làm việc càng cao.
Giữa các nhóm học vấn (p >0,05), cũng khơng có sự khác biệt nhiều về điểm trung bình.
Giữa các nhóm có thâm niên làm việc (p< 0,05) thì có sự khác biệt. Trong đó nhóm trên 12 năm có điểm trung bình động lực làm việc cao nhất là 4,01;tiếp theo là nhóm từ 9 năm – dưới 12 năm (3,97); nhóm từ 6 năm – dưới 9 năm (3,89); nhóm từ 3 năm – dưới 6 năm (3,69)và cuối cùng nhóm dưới 3 năm có điểm trung bình động lực làm việc thấp nhất là 3,14. Như vậy thâm niên càng cao thì điểm trung bình động lực làm việc càng cao.
Giữa các nhóm thu nhập (p< 0,05) cũng có sự khác biệt về điểm trung bình. Trong đó nhóm có thu nhập trên 14 triệu có trung bình động lực làm việc cao nhất là 4,57; tiếp theo là nhóm thu nhập từ 11 triệu – dưới 14 triệu (4,22); nhóm từ 8 triệu – dưới 11 triệu (3,87); nhóm thu nhập từ 5 triệu – dưới 8 triệu (3,80); và cuối cùng nhóm có thu nhập dưới 5 triệu có trung bình động lực làm việc thấp nhất là 3,46. Như vậy thu nhập càng cao thì điểm trung bình động lực làm việc càng cao.
TĨM TẮT CHƯƠNG 4
Với số mẫu nghiên cứu chính thức cho nghiên cứu định lượng bao gồm 162 mẫu, sau khi đánh giá thang đo với 26 biến quan sát cho thấy có 25 biến quan sát đạt yêu cầu và được đưa vào bước phân tích EFA tiếp theo, bên cạnh đó phân tích hồi quy cho thấy được trong số 5 nhân tố có 4 nhân tố tác động đến động lực làm việc: chính sách lương-thưởng-phúc lợi, mối quan hệ với đồng nghiệp và lãnh đạo, chính sách đào tạo và thăng tiến, đặc điểm công việc.
55
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ
Để nâng cao động lực làm việc cho cơng chức và người lao động, cần phải có những giải pháp cho từng định hướng cụ thể. Chương 5, tác giả đề xuất những giải pháp để nâng cao động lực làm việc cho công chức và người lao động tại Cục Thống Kê TP.HCM.
5.1 Tóm tắt kết quả nghiên cứu
Dựa trên cơ sở lý luận về động lực làm việc, kế thừa kết quả của những nghiên cứu trước đây và kết quả nghiên cứu định tính của chính tác giả. Tác giả đã đề xuất mơ hình nghiên cứu.
Tổng số bảng phiếu quan sát phát ra 165 người, đối tượng là công chức, người lao động hiện làm việc văn phòng Cục thống kê và Chi cục thống kê 24 quận, huyện trên địa bàn TP.HCM. Kết quả thu về được 162 bảng phiếu quan sát, toàn bộ 162 phiếu quan sát này đều đạt yêu cầu. Kết quả có được 162 mẫu nghiên cứu hồn chỉnh được nhập liệu và xử lý để nghiên cứu định lượng chính thức.
Kết quả nghiên cứu như sau:
+ Sau khi đánh giá thang đo với 26 biến quan sát cho thấy có 25 biến quan sát đạt yêu cầu và được đưa vào bước phân tích EFA tiếp theo.
+ Có 04 nhân tố có quan hệ đồng biến đến động lực làm việc cho công chức và người lao động tại Cục Thống Kê TP.HCM nhưng với mức độ ảnh hưởng khác nhau, đó là Chính sách lương, thưởng, phúc lợi (LTPL) (β = 0.326); Mối quan hệ với đồng nghiệp và lãnh đạo (MQH) (β = 0.286); Đặc điểm công việc (ĐĐCV) (β = 0.269); Chính sách đào tạo và thăng tiến (CSĐT) (β = 0.197).
5.2 Giải pháp
5.2.1 Nhóm nhân tố “Chính sách lương, thưởng, phúc lợi”
56
nhân tố ảnh hưởng đến động lực làm việc trong phạm vi nghiên cứu của đề tài. Hệ số Beta đã chuẩn hóa của nhóm nhân tố này là 0.326, chính vì vậy cần có những chính sách cải thiện nhân tố này tốt hơn để động lực làm việc có thể được cải thiện mạnh mẽ hơn.
Với cơ cấu là một cơ quan quản lý nhà nước, các công chức được trả lương theo ngạch bậc, được quy định theo chính sách tiền lương của Nhà nước. Tiền lương là một