Yếu
tố Tên biến hiệu Mã
Tương quan biến tổng Hê số Cronbach's Alpha sẽ trở thành nếu xóa bỏ chỉ báo con
(Cronbach's Alpha if Item Deleted) Hệ số Cronbach’s Alpha Văn hóa (VH) .899
Anh/Chị tự hào về Văn hóa
Cơng ty VH1 .749 .878
Anh/Chị yêu thích Văn hóa
Cơng ty VH2 .711 .886
Văn hóa Cơng ty là phù hợp VH3 .766 .874 Anh/chị cảm thấy được tôn
trọng, được bày tỏ ý kiến của mình.
VH4 .714 .885
Anh/chị cảm thấy niềm vui, ý nghĩa khi đến công ty làm việc mỗi ngày.
VH5 .825 .863
Thang đo yếu tố Văn hóa được đo lường qua 5 biến quan sát. Kết quả phân tích độ tin cậy của thang đo có hệ số Cronbach’s Alpha là 0.899 > 0.6, tất cả biến quan sát đều có tương quan biến tổng > 0.3 và hệ số Cronbach's Alpha if Item Deleted đều nhỏ hơn hệ số Cronbach's Alpha nên kết luận rằng, thang đo yếu tố Văn hóa đáp ứng độ tin cậy của việc khảo sát, khơng có biến bị loại, nên tất cả được đưa vào phân tích yếu tố ở bước tiếp theo.
4.2.2.4. Đánh giá thang đo về yếu tố Công việc
Bảng 4. 8: Kết quả phân tích Cronbach's Alpha về yếu tố Cơng việc
Yếu
tố Tên biến hiệu Mã
Tương quan biến tổng Hê số Cronbach's Alpha sẽ trở thành nếu xóa bỏ chỉ báo con
(Cronbach's Alpha if Item Deleted) Hệ số Cronbach’s Alpha Công việc (CV) .800
Công việc của anh chị rất thú
vị CV1 .610 .763
Công việc của anh chị có
nhiều thách thức CV2 .626 .754
Công việc phù hợp với tính
cách và năng lực của anh chị CV3 .708 .664
Thang đo yếu tố Công việc được đo lường qua 3 biến quan sát. Kết quả phân tích độ tin cậy của thang đo có hệ số Cronbach’s Alpha là 0.800 > 0.6, tất cả biến quan sát đều có tương quan biến tổng > 0.3 và hệ số Cronbach's Alpha if Item Deleted đều nhỏ hơn hệ số Cronbach's Alpha nên kết luận rằng, thang đo
yếu tố Công việc đáp ứng độ tin cậy của việc khảo sát, khơng có biến bị loại, nên tất cả được đưa vào phân tích yếu tố ở bước tiếp theo.
4.2.2.5. Đánh giá thang đo về yếu tố Công nhận các việc đã làm
Bảng 4. 9: Kết quả phân tích Cronbach's Alpha về yếu tố Công nhận các việc đã làm
Yếu
tố Tên biến hiệu Mã
Tương quan biến tổng Hê số Cronbach's Alpha sẽ trở thành nếu xóa bỏ chỉ báo con
(Cronbach's Alpha if Item Deleted) Hệ số Cronbach’s Alpha Cơng nhận (CN) .726 Thành tích của Anh/Chị được đánh giá chính xác, kịp thời và đầy đủ CN1 .558 .642 Đánh giá thành tích cơng
bằng giữa các nhân viên CN2 .498 .716 Các tiêu chí đánh giá hợp lý,
rõ rang CN3 .612 .559
Thang đo yếu tố Công nhận các việc đã làm được đo lường qua 3 biến quan sát. Kết quả phân tích độ tin cậy của thang đo có hệ số Cronbach’s Alpha là
0.726 > 0.6, tất cả biến quan sát đều có tương quan biến tổng > 0.3 và hệ số Cronbach's Alpha if Item Deleted đều nhỏ hơn hệ số Cronbach's Alpha nên kết
luận rằng, thang đo yếu tố Công nhận các việc đã làm đáp ứng độ tin cậy của việc khảo sát, khơng có biến bị loại, nên tất cả được đưa vào phân tích yếu tố ở bước tiếp theo
4.2.2.6. Đánh giá thang đo về yếu tố Đào tạo và thăng tiến
Bảng 4. 10: Kết quả phân tích Cronbach's Alpha về yếu tố Đào tạo và thăng tiến
Yếu
tố Tên biến hiệu Mã
Tương quan biến tổng Hê số Cronbach's Alpha sẽ trở thành nếu
xóa bỏ chỉ báo con (Cronbach's Alpha if
Item Deleted)
Hệ số Cronbach’s
Alpha
Đào tạo và thăng tiến (ĐT) .844
Chính sách thăng tiến của công
ty công bằng ĐT1 .767 .726
Công ty tạo cho Anh/Chị nhiều
cơ hội thăng tiến ĐT2 .767 .725
Công việc của Anh/Chị cho phép nâng cao kinh nghiệm, kỹ năng và hiệu suất
ĐT3 .610 .873
Thang đo yếu tố Đào tạo và thăng tiến được đo lường qua 3 biến quan sát. Kết quả phân tích độ tin cậy của thang đo có hệ số Cronbach’s Alpha là 0.844 > 0.6, và tất cả biến quan sát đều có tương quan biến tổng > 0.3.
Kết quả ở Bảng 4.10 cũng cho thấy rằng, hệ Cronbach's Alpha sẽ là 0.873 nếu bỏ đi biến ĐT3. Tuy nhiên, chênh lệch giữa 2 hệ số nêu trên là 0.029 < 0.1 nên biến ĐT3 đáp ứng như cầu, có ý nghĩa trong khảo sát thống kê, không phải loại bỏ.
Do vậy, thang đo yếu tố Đào tạo và thăng tiến đáp ứng độ tin cậy của việc khảo sát, khơng có biến bị loại, nên tất cả được đưa vào phân tích yếu tố ở bước tiếp theo
4.2.2.7. Đánh giá thang đo về yếu tố Động lực
Bảng 4. 11: Kết quả phân tích Cronbach's Alpha về yếu tố Động lực làm việc
Yếu
tố Tên biến hiệu Mã
Tương quan biến tổng Hê số Cronbach's Alpha sẽ trở thành nếu xóa bỏ chỉ báo con
(Cronbach's Alpha if Item Deleted) Hệ số Cronbach’s Alpha Động lực (ĐL) .932
Anh/ Chị ln nỗ lực làm việc
hết mình vì Cơng ty ĐL1 .697 .939
Anh/ Chị có thể duy trì nỗ lực thực hiện cơng việc trong thời gian dài
ĐL2 .805 .920
Anh/ Chị có cảm hứng khi
thực hiện công việc ĐL3 .900 .901 Anh chị sẵn sàng hy sinh
quyền lợi cá nhân để hồn thành cơng việc
ĐL4 .834 .914
Anh chị cảm thấy có động lực
khi làm việc ĐL5 .874 .907
Thang đo yếu tố Động lực làm việc được đo lường qua 5 biến quan sát. Kết quả phân tích độ tin cậy của thang đo có hệ số Cronbach’s Alpha là 0.932 > 0.6, và tất cả biến quan sát đều có tương quan biến tổng > 0.3.
Kết quả ở Bảng 4.11 cũng cho thấy rằng, hệ Cronbach's Alpha sẽ là 0.939 nếu bỏ đi biến ĐL1. Tuy nhiên, chênh lệch giữa 2 hệ số nêu trên là 0.007 < 0.1 nên biến ĐL1 có ý nghĩa thống kê, khơng cần loại bỏ.
Do vậy, thang đo yếu tố Động lực làm việc đáp ứng độ tin cậy của việc khảo sát, khơng có biến bị loại, nên tất cả được đưa vào phân tích yếu tố ở bước tiếp theo
Qua phân tích nêu trên, các yếu tố đều có hệ số Cronbach’s Alpha đều > 0.6, tất cả biến quan sát đều có tương quan biến tổng > 0.3, do đó, các biến quan sát đều đạt yêu cầu khảo sát, nghĩa là tất cả các biến có độ tin cậy của thống kê, và được sử dụng để tiến hành các bước đánh phân tích tiếp theo.
4.2.3. Đánh giá thang đo bằng phân tích yếu tố khám phá EFA cho các biến độc lập, và biến phụ thuộc độc lập, và biến phụ thuộc
4.2.3.1. Phân tích yếu tố khám phá EFA cho các biến độc lậ
Bảng 4. 12: Bảng hệ số KMO
KMO and Bartlett's Test (Kiểm định KMO và Bartlett)
Hệ số KMO .850
Kiểm định Barlett Giá trị Chi bình phương
xấp xỉ 1771.562
Df 190
Sig. .000
Kết quả phân tích yếu tố khám phá EFA như sau:
Hệ số 0.5 <KMO = 0.850 <1, chứng tỏ việc phân tích các yếu tố là thích hợp.
Kiểm định Barlett’s cho kết quả Sig = .000 < 0.05, chứng tỏ kiểm định có ý nghĩa thống kê, có thể sử dụng kết quả phân tích yếu tố khám phá EFA.
Bảng 4. 13: Phương sai trích Total Variance Explained (Tổng phương sai trích) Total Variance Explained (Tổng phương sai trích)
Component Thành phần
Eigenvalues khởi tạo
Extraction Sums of Squared Loadings
Rotation Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % 1 7.620 38.102 38.102 7.620 38.102 38.102 3.532 17.661 17.661 2 2.402 12.010 50.112 2.402 12.010 50.112 3.105 15.523 33.184 3 1.733 8.666 58.778 1.733 8.666 58.778 2.391 11.955 45.140 4 1.518 7.591 66.369 1.518 7.591 66.369 2.312 11.561 56.700 5 1.230 6.149 72.518 1.230 6.149 72.518 2.150 10.750 67.451 6 1.019 5.096 77.614 1.019 5.096 77.614 2.033 10.163 77.614 7 .732 3.661 81.275 8 .640 3.199 84.474 9 .469 2.346 86.819 10 .384 1.918 88.737 11 .346 1.729 90.466 12 .326 1.632 92.098 13 .292 1.458 93.556 14 .254 1.269 94.824 15 .231 1.157 95.981 16 .205 1.025 97.006 17 .179 .896 97.902 18 .174 .869 98.771 19 .142 .712 99.483 20 .103 .517 100.000 Extraction Method: Principal Component Analysis.
Kết quả phân tích yếu tố khám phá cho ra kết quả:
Hệ số Eigenvalue = 1.019 > 1, chứng tỏ yếu tố rút trích được có ý nghĩa tóm tắt thơng tin tốt.
Tổng phương sai trích = 77.614% (> 50%), điều này cho thấy 6 yếu tố rút trích được giải thích 77,614% biến thiên của biến phụ thuộc.
Bảng 4. 14: Ma trận xoay nhân tố độc lập Rotated Component Matrixa Rotated Component Matrixa
Component 1 2 3 4 5 6 VH5 .811 VH3 .808 VH4 .753 VH1 .752 VH2 .679 TN1 .899 TN3 .874 TN2 .857 ĐT1 .887 ĐT2 .852 ĐT3 .740 LĐ3 .855 LĐ1 .770 LĐ2 .767 CV3 .776 CV2 .723 CV1 .706 CN3 .871 CN1 .777 CN2 .694
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization. a. Rotation converged in 6 iterations.
Dựa vào Bảng ma trận xoay yếu tố Rotated Component Matrix ta thấy các hệ số tải yếu tố đều > 0.5, hội tụ về cùng một yếu tố lớn, không phân biệt, đảm bảo ý nghĩa, nên khơng có biến nào bị loại, và là cơ sở để phân tích tương quan Pearson và thiết lập phương trình hồi quy tuyến tính bội.
4.2.3.2. Phân tích yếu tố khám phá EFA cho biến phụ thuộc, kết quả như sau:
Bảng 4. 15: Ma trận xoay nhân tố phụ thuộc
Rotated Component Matrixa
a. Only one component was extracted. The solution cannot be rotated.
Kết quả phân tích cho ra 1 Component chứng tỏ các biến chỉ hội tụ vào một yếu tố, và khơng có ma trận xoay, đáp ứng yêu cầu kiểm định.
4.2.4. Phân tích tương quan Pearson và Hồi quy tuyến tính bội:
4.2.4.1. Phân tích tương quan Pearson
Phân tích tương quan Pearson với dữ liệu thu thập về các yếu tố tác động đến động lực làm việc của người lao động tại Công ty Bảo hiểm Bưu điện TP.HCM, kết quả được thể hiện như sau:
Bảng 4. 16: Kết quả tương quan Pearson Correlations Correlations ĐL TN LĐ VH CV CN ĐT ĐL Pearson Correlation 1 .660** .602** .564** .501** .237** .434** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .005 .000 N 136 136 136 136 136 136 136 TN Pearson Correlation .660** 1 .367** .423** .346** .090 .334** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .299 .000 N 136 136 136 136 136 136 136 LĐ Pearson Correlation .602** .367** 1 .560** .519** .258** .299** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .002 .000 N 136 136 136 136 136 136 136 VH Pearson Correlation .564** .423** .560** 1 .601** .357** .404** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 136 136 136 136 136 136 136 CV Pearson Correlation .501** .346** .519** .601** 1 .326** .430** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 136 136 136 136 136 136 136 CN Pearson Correlation .237** .090 .258** .357** .326** 1 .173* Sig. (2-tailed) .005 .299 .002 .000 .000 .044 N 136 136 136 136 136 136 136 ĐT Pearson Correlation .434** .334** .299** .404** .430** .173* 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .044 N 136 136 136 136 136 136 136 **. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
*. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
Dựa vào Bảng 4.16 ta thấy, giá trị Sig. giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc đều nhỏ hơn 0,05 nên chúng ta kết luận rằng có mối quan hệ tương quan tuyến tính giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. Do vậy, tất cả các biến độc lập đều được đưa vào phân tích hồi quy tuyến tính bội để xem mức độ tác động của chúng đối với biến phụ thuộc.
4.2.4.2. Phân tích Hồi quy tuyến tính bội
Để biết được từng yếu tố độc lập có ảnh hưởng lên yếu tố phụ thuộc hay khơng, nếu có thì mức độ ảnh hưởng là như thế nào, để từ đó đưa ra các giải pháp đề xuất cần thiết và hữu hiệu, tác giả thực hiện bước phân tích hồi quy tuyến tính bội.
Các hệ số chỉ có ý nghĩa khi hội đủ các điều kiện sau: Giá trị Sig < 0.05
Durbin – Watson từ 1 đến 3 VIF từ 1 đến 3
R2 hiệu chỉnh ≥ 50%
Kết quả phân tích hồi quy lần 1, chương trình cho ra kết quả như sau:
Bảng 4. 17: Hệ số R bình phương hiệu chỉnh phân tích lần 1 Model Summaryb Model Summaryb Model R R2 R2 hiệu chỉnh Std. Error of the Estimate Durbin-Watson 1 .791a .625 .608 1.113 1.908 a. Predictors: (Constant), CN, TN, ĐT, LĐ, CV, VH b. Dependent Variable: ĐL
Bảng 4. 18: Giá trị Sig. trong ANOVA phân tích hồi quy lần 1 ANOVAa ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression 266.911 6 44.485 35.894 .000b
Residual 159.874 129 1.239 Total 426.786 135
a. Dependent Variable: ĐL
Bảng 4. 19: Hệ số Sig. biến thiên trong phân tích hồi quy lần 1 Coefficientsa Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients T Sig. Collinearity Statistics B Std.
Error Beta Tolerance VIF 1 (Constant) -.163 .339 -.482 .631 TN .441 .062 .438 7.090 .000 .760 1.315 LĐ .351 .080 .301 4.404 .000 .620 1.614 VH .150 .105 .109 1.429 .156 .496 2.018 ĐT .146 .076 .119 1.926 .056 .759 1.318 CV .097 .111 .063 .870 .386 .545 1.834 CN .067 .099 .040 .677 .500 .843 1.186 a. Dependent Variable: ĐL
R bình phương hiệu chỉnh = 0.608>0.5 đạt yêu cầu Durbin – Watson = 1.908 gần bằng 2 đạt yêu cầu
Giá trị Sig. trong Bảng ANOVA = 0.000 < 0.5 chứng tỏ có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê giữa các biến độc lập tác động lên biến phụ thuộc
VIF từ 1-3 đạt yêu cầu
Tuy nhiên, giá trị Sig. của một số yếu tố độc lập quá lớn, chưa đáp ứng yêu cầu kiểm định. Do vậy, tác giả lần lượt hủy bỏ yếu tố độc lập có giá trị Sig lớn nhất (yếu tố Cơng nhận các việc đã làm, Sig = 0.500) để tiến hành chạy mơ hình hồi quy lần 2.
Kết quả phân tích hồi quy lần 2 như sau:
Bảng 4. 20: Hệ số R bình phương hiệu chỉnh phân tích hồi quy lần 2 Model Summaryb Model Summaryb
Model R R
2 R2 hiệu chỉnh Std. Error of the
Estimate Durbin-Watson 1 .790a .624 .610 1.111 1.911 a. Predictors: (Constant), CV, TN, ĐT, LĐ, VH
Bảng 4. 21: Giá trị Sig. trong ANOVA phân tích hồi quy lần 2 ANOVAa ANOVAa
Model Sum of Squares Df Mean Square F Sig. 1 Regression 266.343 5 53.269 43.162 .000b
Residual 160.442 130 1.234 Total 426.786 135
a. Dependent Variable: ĐL
b. Predictors: (Constant), CV, TN, ĐT, LĐ, VH
Bảng 4. 22: Hệ số Sig. biến thiên trong phân tích hồi quy lần 2 Coefficientsa Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error Beta Tolerance VIF 1 (Constant) -.075 .313 -.240 .810 TN .437 .062 .434 7.072 .000 .768 1.302 LĐ .354 .079 .304 4.452 .000 .621 1.610 VH .165 .103 .120 1.601 .112 .517 1.936 ĐT .146 .075 .120 1.938 .055 .759 1.318 CV .107 .110 .070 .973 .332 .556 1.799 a. Dependent Variable: ĐL
R bình phương hiệu chỉnh = .610>0.5 đạt yêu cầu Durbin – Watson = 1.911 gần bằng 2 đạt yêu cầu
Sig. trong Bảng ANOVA = 0.000 < 0.5 chứng tỏ có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê giữa các biến độc lập tác động lên biến phụ thuộc
VIF từ 1-3 đạt yêu cầu
Tuy nhiên, giá trị Sig. của yếu tố độc lập Công việc (CV) còn quá lớn (0.332), chưa đáp ứng yêu cầu kiểm định. Do vậy, tác giả hủy bỏ yếu tố độc lập Công việc (CV) để tiến hành chạy mơ hình hồi quy lần 3.
Kết quả phân tích hồi quy lần 3 như sau:
Bảng 4. 23: Hệ số R bình phương hiệu chỉnh phân tích hồi quy lần 3 Model Summaryb Model Summaryb
Model R R
2 R2 hiệu chỉnh Std. Error of the
Estimate Durbin-Watson 1 .788a .621 .610 1.111 1.911 a. Predictors: (Constant), ĐT, LĐ, TN, VH
Bảng 4. 24: Giá trị Sig. trong ANOVA phân tích hồi quy lần 3 ANOVAa ANOVAa
Model Sum of Squares Df Mean Square F Sig. 1 Regression 265.174 4 66.294 53.737 .000b
Residual 161.611 131 1.234 Total 426.786 135
a. Dependent Variable: ĐL
b. Predictors: (Constant), ĐT, LĐ, TN, VH
Bảng 4. 25: Hệ số Sig. biến thiên trong phân tích hồi quy lần 3 Coefficientsa Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error Beta Tolerance VIF 1 (Constant) .003 .302 .010 .992 TN .439 .062 .436 7.120 .000 .769 1.300 LĐ .373 .077 .320 4.854 .000 .663 1.508