Hệ số Kaiser-Meyer-Olkin ,808
Kiểm định Bartlett's
Xấp xỉ Chi bình phương 2480,608
Bậc tự do 378
Nhân tố
Giá trị đặc trưng ban đầu Tổng bình phương khi rút nhân tố Tổng bình phương khi xoay nhân tố Tổng % phương sai % tích lũy Tổng % phương sai % tích lũy Tổng % phương sai % tích lũy 1 6,033 21,548 21,548 6,033 21,548 21,548 3,233 11,545 11,545 2 3,102 11,078 32,626 3,102 11,078 32,626 2,947 10,525 22,071 3 2,462 8,792 41,417 2,462 8,792 41,417 2,930 10,465 32,536 4 2,308 8,242 49,660 2,308 8,242 49,660 2,879 10,282 42,817 5 2,135 7,625 57,285 2,135 7,625 57,285 2,862 10,223 53,040 6 1,493 5,332 62,617 1,493 5,332 62,617 2,682 9,577 62,617 7 ,949 3,391 66,008 8 ,914 3,265 69,273 ... ... ... ... Bảng 4. 5: Ma trận xoay nhân tố lần 2 Nhân tố 1 2 3 4 5 6 DKLV5 0,829 DKLV3 0,811 DKLV1 0,748 DKLV4 0,745 DKLV2 0,702 PCLD2 0,877 PCLD5 0,846 PCLD3 0,820 PCLD4 0,736 ODCV2 0,869 ODCV3 0,862 ODCV4 0,811 ODCV1 0,830 LPL3 0,761 LPL5 0,743 LPL2 0,738 LPL4 0,728 LPL1 0,666 DTPT3 0,805 DTPT2 0,768
DTPT1 0,745 DTPT4 0,649 DTPT5 0,481 TCCV5 0,776 TCCV3 0,712 TCCV4 0,697 TCCV2 0,619 TCCV1 0,615
Nguồn: Phân tích số liệu từ mẫu khảo sát (n=200)
Phân tích nhân tố khám phá EFA lần 2 các biến độc lập cho thấy, hệ số KMO = 0,808 và kiểm định Bartlett có mức ý nghĩa sig. = 0,000 < 0,05 và giá trị Eigenvalue > 1 cho thấy có 6 nhân tố được rút ra và 6 nhân tố này giải thích được 62,617 % biến thiên của dữ liệu. Kết quả ma trận xoay nhân tố cho thấy, hệ nhân tố tải của biến DTPT5 bằng 0,481 nhỏ hơn 0,5, do đó ta loại các biến này ra khỏi mơ hình. Tiến hành phân tích nhân tố khám phá lần 2 với 27 biến của các nhân tố độc lập.
Bảng 4. 6: Kiểm định KMO and Bartlett lần 3
Hệ số Kaiser-Meyer-Olkin 0,802
Kiểm định Bartlett's Xấp xỉ Chi bình phương 2380,424
Bậc tự do 351
Mức ý nghĩa 0,000
Nguồn: Phân tích số liệu từ mẫu khảo sát (n=200)
Bảng 4. 7: Tổng kết giải thích phương sai lần 3
Nhân tố
Giá trị đặc trưng ban đầu Tổng bình phương khi rút nhân tố Tổng bình phương khi xoay nhân tố Tổng % phương sai % tích lũy Tổng % phương sai % tích lũy Tổng % phương sai % tích lũy 1 5,745 21,277 21,277 5,745 21,277 21,277 3,222 11,933 11,933 2 3,101 11,485 32,762 3,101 11,485 32,762 2,941 10,892 22,825 3 2,460 9,112 41,874 2,460 9,112 41,874 2,934 10,868 33,693 4 2,307 8,546 50,420 2,307 8,546 50,420 2,863 10,602 44,295 5 2,094 7,757 58,177 2,094 7,757 58,177 2,627 9,729 54,024 6 1,465 5,426 63,603 1,465 5,426 63,603 2,586 9,579 63,603
7 ,925 3,426 67,029
8 ,843 3,123 70,152
9 ,739 2,738 72,890
Nguồn: Phân tích số liệu từ mẫu khảo sát (n=200)
Phân tích nhân tố khám phá EFA lần 3 các biến độc lập cho thấy, hệ số KMO = 0,802 và kiểm định Bartlett có mức ý nghĩa sig = 0,000 < 0,05 (bảng 4.4) cho thấy phân tích nhân tố là thích hợp với các dữ liệu và các biến quan sát là có tương quan với nhau trong tổng thể.
Số liệu bảng 4.5 cho biết, theo tiêu chuẩn Eigenvalue > 1 thì có 6 nhân tố được rút ra và 6 nhân tố này giải thích được 63,603% biến thiên của dữ liệu.
Bảng 4. 8: Ma trận xoay nhân tố lần 3 Nhân tố Nhân tố 1 2 3 4 5 6 DKLV5 0,829 DKLV3 0,813 DKLV1 0,748 DKLV4 0,748 DKLV2 0,706 PCLD2 0,878 PCLD5 0,846 PCLD3 0,823 PCLD4 0,738 ODCV2 0,869 ODCV3 0,860 ODCV4 0,811 ODCV1 0,832 LPL3 0,749 LPL5 0,743 LPL2 0,738 LPL4 0,735 LPL1 0,676 DTPT3 0,817 DTPT2 0,779 DTPT1 0,749 DTPT4 0,625
TCCV3 0,714
TCCV4 0,709
TCCV2 0,629
TCCV1 0,624
Nguồn: Phân tích số liệu từ mẫu khảo sát (n=200)
Kết quả ma trận xoay nhân tố bảng 4.8 cho biết có 6 nhân tố được rút ra qua phân tích EFA lần 3 (bảng 4.8). Kết quả phân tích nhân tố khám phá biến phụ thuộc động lực làm việc của người lao động, hệ số KMO = 0,794 với mức ý nghia 0,000. Theo tiêu chuẩn Eigenvalue>1 thì có 1 nhân tố được rút ra và nhân tố này giải thích được 62,800 % biến thiên của dữ liệu, này giải thích được 63,603% biến thiên của dữ liệu.
Bảng 4. 9: Kiểm định KMO and Bartlett nhân tố phụ thuộc
Hệ số Kaiser-Meyer-Olkin 0,794
Kiểm định Bartlett's Xấp xỉ chi bình phương 235,378
Bậc tự do 6
Mức ý nghĩa 0,000
Nguồn: Phân tích số liệu từ mẫu khảo sát (n=200)
Bảng 4. 10: Tổng kết giải thích phương sai nhân tố phụ thuộc
Nhân tố
Giá trị đặc trưng ban đầu Tổng bình phương khi rút nhân tố
Tổng % phương sai % tích lũy Tổng % phương sai % tích lũy
1 2.512 62.800 62.800 2.512 62.800 62.800
2 0.563 14.084 76.884
3 0.466 11.654 88.538
4 0.458 11.462 100.000
Bảng 4. 11: Ma trận xoay nhân tố của nhân tố phụ thuộc Nhân tố Nhân tố 1 DLLV4 0.805 DLLV2 0.797 DLLV1 0.786 DLLV3 0.781
Nguồn: Phân tích số liệu từ mẫu khảo sát (n=200)
4.5. PHÂN TÍCH CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN ĐỘNG LỰC LÀM VIỆC CỦA NGƯỜI LAO ĐỘNG CỦA NGƯỜI LAO ĐỘNG
4.5.1 Phân tích hồi quy
Phân tích hồi quy bội theo hồi quy đa biến thồng thường với 6 biến độc lập bao gồm: Điều kiện làm việc, công việc phù hợp, tự chủ công việc, lương và phúc lợi, cơ hội thăng tiến, phong cách lãnh đạo. Với giả thiết ban đầu cho mơ hình lý thuyết phương trình hồi quy có dạng sau:
Y= B0+B1*X1+B2*X2+B3*X3+B4*X4+B5*X5+B6*X6; Trong đó:
Y là giá trị động lực làm việc chung và B0 là hệ số hồi quy.
X1, B1 là giá trị và hệ số hồi quy của thành phần điều kiện làm việc. X2, B2 là giá trị và hệ số hồi quy của thành phần sự tự chủ công việc. X3, B3 là giá trị và hệ số hồi quy của thành phần sự ổn định công việc. X4, B4 là giá trị và hệ số hồi quy của thành phần lương và chế độ phúc lợi. X5, B5 là giá trị và hệ số hồi quy của thành phần cơ đào tạo và phát triển X6, B6 là giá trị và hệ số hồi quy của thành phần phong cách lãnh đạo.
4.5.2 Kết quả phân tích hồi quy
Kết quả hồi quy bội lần 1, có hệ số xác định R2 điều chỉnh là 0,537. Điều này nói lên rằng độ thích hợp của mơ hình là 53,7% hay nói cách khác là 53,7% độ biến thiên của Động lực làm việc của người lao động được giải thích bởi các biến độc lập trong
mơ hình, có thể thấy mức độ phù hợp của mơ hình là khá tốt. Tuy nhiên sự phù hợp này chỉ đúng với dữ liệu mẫu. Kết quả phân tích ANOVA có giá trị thống kê F bằng 39,492 với mức ý nghĩa 0,000 < 0,05, điều này cho thấy sự thích hợp của mơ hình hồi qui tuyến tính với tập dữ liệu phân tích.
Kết quả phân tích hệ số hồi quy bảng 4.12 cho ta thấy, các nhân tố Điều kiện làm việc, sự ổn định công việc, lương và chế độ phúc lợi, đào tạo và phát triển có mức ý nghĩa đều nhỏ hơn 0,05, chứng tỏ các nhân tố này ảnh hưởng động lực làm việc của người lao động. Nhân tố tự chủ trong công việc và Phong cách lãnh đạo có mức ý nghĩa > 0,05, do đó chưa có thể khẳng định có hay khơng sự ảnh hưởng của nhân tố này đến động lực làm việc của nhân viên.
Bảng 4. 12: Kết quả hồi quy
Mơ hình
Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số đã chuẩn hóa t Mức ý nghĩa Thống kê cộng tuyến B Sai số
chuẩn Beta Tolerance VIF
1
Hằng số -0.044 0.324 -0.135 0.893
Điều kiện làm việc 0.216 0.051 0.224 4.257 0.000* 0.840 1.190
Sự tự chủ công việc 0.196 0.058 0.174 3.407 0.001* 0.888 1.126
Sự ổn định công việc -0.040 0.045 -0.044 -0.880 0.380 0.946 1.057
Lương và chế độ
phúc lợi 0.122 0.056 0.118 2.178 0.031** 0.786 1.273
Đào tạo và phát triển 0.521 0.061 0.490 8.498 0.000* 0.701 1.427
Phong cách lãnh đạo 0.016 0.046 0.018 0.353 0.725P 0.898 1.114
Nguồn: Phân tích số liệu từ mẫu khảo sát (n=200)
Hệ số Tolerance < 2 và hệ số VIF trong mơ hình đều nhỏ hơn 2, từ đó cho thấy mơ hình khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
* Phương trình hồi quy:
Y= 0,224*X1+0,170*X2+0,112*X4+0,502*X5
Động lực làm việc = 0,224*(điều kiện làm việc)+0,174*(sự tự chủ công việc) + 0,118*(lương và chế độ phúc lợi)+0,490*(đào tạo và phát triển).
* Ý nghĩa của các hệ số hồi quy:
Nhân tố điều kiện làm việc: có hệ số hồi quy 0,224 > 0, với mức ý nghĩa 1% có
thể cho rằng điều kiện làm việc có ảnh hưởng cùng chiều với động lực làm việc của người lao động tại công ty cổ phần cơ khí Kiên Giang. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu tăng điều kiện làm việc thêm 1 đơn vị thì động lực làm việc của người lao động tăng lên 0,224 đơn vị. Kết quả này trùng hợp với giả thiết ban đầu.
Nhân tố sự tự chủ cơng việc: có hệ số hồi quy 0,174 > 0, với mức ý nghĩa 1%
có thể cho rằng cơng việc phù hợp có ảnh hưởng cùng chiều với động lực làm việc của người lao động tại công ty cổ phần cơ khí Kiên Giang. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu tăng cơng việc phù hợp thêm 1 đơn vị thì động lực làm việc của người lao động tăng lên 0,170 đơn vị. Kết quả này trùng hợp với giả thiết ban đầu.
Nhân tố lương và chế độ phúc lợi: có hệ số hồi quy 0,118 > 0, với mức ý nghĩa
5% có thể cho rằng lương và phúc lợi có ảnh hưởng cùng chiều với động lực làm việc của người lao động tại cơng ty cổ phần cơ khí Kiên Giang. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu tăng Lương và phúc lợi thêm 1 đơn vị thì động lực làm việc của người lao động tăng lên 0,112 đơn vị. Kết quả này trùng hợp với giả thiết ban đầu.
Nhân tố đào tạo và phát triển: có hệ số hồi quy 0,490 > 0, với mức ý nghĩa 1%
có thể cho rằng cơ hội thăng tiến có ảnh hưởng cùng chiều với động lực làm việc của người lao động tại công ty cổ phần cơ khí Kiên Giang. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu tăng cơ hội thăng tiến thêm 1 đơn vị thì động lực làm việc của người lao động tăng lên 0,502 đơn vị. Kết quả này trùng hợp với giả thiết ban đầu.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 4
Chương 4 trình bày các kết quả nghiên cứu của đề tài. Tác giả thống kê mô tả đặc điểm mẫu khảo sát gồm thống kê tần số các đặc điểm của khách hàng và mô tả các thông tin nhân khẩu học của người lao động tại công ty. Đánh giá độ tin cậy thang đo cho thấy, các thang đo đều đảm bảo độ tin cậy. Phân tích nhân tố khám phá loại bỏ đi 2 biến quan sát và rút ra được 6 nhân tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của người lao động. Tiến hành phân tích hồi quy cho thấy có 4 nhân tố ảnh hưởng đến nhân tố phụ thuộc gồm: Điều kiện làm việc, sự ổn định công việc, lương và chế độ phúc lợi và đào tạo và phát triển. Kết quả này là cơ sở để tác giả đề tài đề xuất các chính sách nhằm nâng cao động lực làm việc của người lao động trong công ty.
CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH
5.1. KẾT LUẬN
Động lực làm việc của người lao động đóng vai trị quan trọng đối với hoạt động của công ty. Khi có động lực làm việc, người lao động sẽ có nhiều ý tưởng, tạo ra nhiều sản phẩm có chất lượng, có tính cạnh tranh cao, từ đó góp phần nâng cao doanh thu của công ty. Tạo động lực làm việc cho người lao động là việc làm cần thiết đối với mỗi công ty.
Luận văn đã đưa ra 6 giả thiết về mối quan hệ giữa 6 nhân tố độc lập đều ảnh hưởng cùng chiều với động lực làm việc của người lao động tại công ty cổ phần cơ khí Kiên Giang. Mẫu khảo sát được chọn từ 200 người lao động đang làm việc tại công ty. Thông qua thống kê mô tả các đặc điểm mẫu khảo sát cho thấy mẫu có thể đại diện tốt cho tổng số người lao động trong công ty. Độ tin cậy của các thang đo đều đảm bảo. Phân tích nhân tố khám phá loại bỏ 2 biến quan sát, tuy nhiên vẫn giữ nguyên 6 nhân tố độc lập theo giả thuyết ban đầu.
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy, có 4 nhân tố ảnh hưởng cùng chiều đến động lực làm việc của người lao động trong công ty gồm: Điều kiện làm việc, sự ổn định công việc, lương và chế độ phúc lợi và đào tạo và phát triển. Trong đó, nhân tố đào tạo và phát triển có ảnh hưởng mạnh nhất đối với động lực của người lao động. Đây là cơ sở để giúp lãnh đạo của công ty để xây dựng các hàm ý chính sách để nâng cao động lực làm việc của người lao động.
5.2. HÀM Ý CHÍNH SÁCH
5.2.1. Tăng cường đào tạo và phát triển cho người lao động
Đào tạo và phát triển đóng vai trị quan trọng đối với động lực làm việc của người lao động tại công ty. Kết quả hồi quy cho thấy nhân tố đào tạo và phát triển ảnh hưởng mạnh nhất đối với động lực làm việc của cơng ty cổ phần cơ khí Kiên Giang (hệ số beta = 0,490). Thời gian qua công ty thực hiện tốt trong công tác đào tạo nguồn quy hoạch cho công ty, đào tạo nâng cao tay nghề nhằm đáp ứng trình độ cơng nghệ hiện đại tiến tiến áp dụng vào quá trình sản xuất mà cơng ty đã đầu tư. Tuy nhiên,
cho nhân viên mới vào làm thời gian một năm. Trong thời gian tới, công ty cần đánh giá lại nhu cầu công tác đào tạo nguồn nhân lực nhằm nâng cao trình độ, năng lực của nhân viên. Tiến hành kiểm tra, tuyển chọn những nhân viên đủ điều kiện và có mong muốn nâng cao trình độ từ đó lên kế hoạch cử đi học hay đào tạo tại tổ chức, dự tốn kinh phí và mức hỗ trợ. Những nhân viên chưa được tổ chức lựa chọn nhưng có mong muốn học tập nâng cao thì lãnh đạo cũng hết sức ủng hộ và tạo điều kiện về thời gian và công việc phù hợp.
Công tác đề bạt, bổ nhiệm cũng là một trong những yếu tố quan trọng, nó kích thích người lao động làm việc. Cơng ty cần tạo cho nhân viên các cơ hội để tích lũy dần các tiêu chuẩn. Chính điều này là nguồn động viên chính đối với bản thân người ấy hãy làm tốt hơn nữa cơng việc mình đang làm và cũng là để cho những người còn lại noi theo.
5.2.2. Tạo điều kiện làm việc tốt cho người lao động
Điều kiện làm việc là nhân tố ảnh hưởng mạnh thứ hai đối với động lực làm việc của người lao động tại cơng ty cổ phần cơ khí Kiên Giang (hệ số beta = 0,224). Thực tế cho thấy, trong thời gian qua cơng ty đã có nhiều cố gắng, tạo điều kiện tốt nhất cho người lao động làm việc hiệu quả. Công ty trang bị thiết bị dụng cụ lao động đầy đủ, phịng làm việc thống mát. Tuy nhiên, người lao động tại công ty chưa thật sự thấy an tồn vệ sinh khơng độc hại và đảm bảo sức khỏe cho họ nơi làm việc tại các lĩnh vực như: chế tạo máy, sản xuất bê tông dự ứng lực, hàn tiện sản phẩm và thời gian làm việc của nhân viên chưa phù hợp nhiều lúc có tăng ca. Thời gian tới, cơng ty cần cải thiện, sắp xếp nơi làm việc của công nhân sạch sẽ, ngăn nắp theo mơ hình 5S (sàng lọc –sắp xếp –sạch sẽ - săn sóc – sẵn sàng). Trang bị thêm các quạt thổi tại các phân xưởng hàn tiện, bố trí thời gian làm việc, thời gian nghĩ hợp lý hơn.
5.2.3. Tăng cường tính tự chủ trong cơng việc cho người lao động
Sự tự chủ trong công việc là nhân tố ảnh hưởng đến việc tạo động lực thứ ba đối với động lực làm việc của người lao động tại cơng ty cổ phần cơ khí Kiên Giang (hệ số beta = 0,174). Hiện tại mức độ tạo động lực của nhân viên về sự tự chủ trong công việc cũng được nhân viên đánh giá cao, thể hiện qua việc được khuyến khích tham gia vào các quyết định liên quan đến cơng việc, được khuyến khích đưa ra các ý tưởng,
sáng kiến, cải tiến. Tuy nhiên, vẫn còn nhiều nhân viên đánh giá thấp việc chưa có đủ