CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.3 Phân tích nhân tố khám phá EFA
4.3.2. Phân tích nhân tố khám phá các thang đo thuộc biến phụ thuộc
Thang đo Động lực phụng sự công gồm 09 biến quan sát. Sau khi đạt độ tin cậy bằng kiểm tra Cronbach Alpha, phân tích nhân tố khám phá EFA được sử dụng
để kiểm định lại mức độ hội tụ của các biến quan sát. Thang đo Động lực phụng sự
cơng cịn lại gồm 6 biến quan sát PSM2, PSM3, PSM5, PSM7, PSM8 và PSM9. Kết quả phân tích nhân tố EFA các thang đo thuộc nhân tố Động lực phụng sự cơng có kết quả như sau:
Bảng 4.19: Kết quả phân tích nhân tố EFA cho thang đo thuộc nhân tố động lực phụng sự công.
Biến Hệ số tải Kiểm định Giá trị
PSM3 0,808 KMO 0,889 PSM5 0,808 Sig 0,000 PSM8 0,803 Eigenvalues 3,851 PSM7 0,799 Phương sai trích 64,182% PSM2 0,795 PSM9 0,794
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu SPSS
Kết quả phân tích nhân tố lần 1 cho thấy:
- Hệ số KMO trong phân tích bằng 0,889 > 0,5, cho thấy rằng kết quả phân tích yếu tố là đảm bảo độ tin cậy.
- Phương sai trích lũy tiến bằng 64,182% thể hiện rằng sự biến thiên của các yếu tố được phân tích có thể giải thích được 64,182% sự biến thiên của dữ liệu khảo sát ban đầu, đây là mức ý nghĩa ở mức khá cao.
- Hệ số Eigenvalues của yếu tố thứ 1 bằng 3,851> 1, thể hiện sự hội tụ của phép phân tích dừng ở yếu tố thứ 1, hay kết quả phân tích cho thấy có 01 yếu tố được trích ra từ dữ liệu khảo sát.
- Hệ số tải yếu tố của mỗi biến quan sát thể hiện các yếu tố đều lớn hơn 0,7, cho thấy rằng các biến quan sát đều thể hiện được sự ảnh hưởng với các yếu tố mà các biến này biểu diễn.
Như vậy kết quả phân tích nhân tố với các thang đo động lực phụng sự công cũng thể hiện sự tin cậy cao, chỉ có một yếu tố được đưa ra từ các biến quan sát của thang đo động lực phụng sự cơng.
Từ các kết quả phân tích yếu tố trên, các yếu tố lần lượt được tính tốn giá trị trung bình của điểm đánh giá các biến quan sát thể hiện thang đo, để có thể xác định
được một yếu tố đại diện cho các biến quan sát sử dụng trong việc phân tích hồi quy
và tương quan.
4.3.3. Mơ hình hiệu chỉnh
Sau khi tiến hành kiểm định độ tin cậy của thang đo bằng phân tích hệ số
Cronbach’s alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA và loại các biến khơng đảm bảo trong q trình phân tích. Các biến quan sát hội tụ về đúng 7 nhóm tương ứng với 7 nhân tố độc lập ảnh hưởng đến Động lực phụng sự cơng. Thứ tự của các nhóm nhân tố có thay đổi dẫn đến những giả thuyết nghiên cứu mới sau:
- H1: Nhân tố “Sự tự chủ trong cơng việc” có tương quan đến Động lực phụng sự công.
- H2: Nhân tố “Môi trường và điều kiện việc làm” có tương quan đến động lực phụng sự công.
- H4: Nhân tố “Sự cơng nhận đóng góp của cá nhân” có tương quan đếnđộng lực phụng sự công.
- H5: Nhân tố “Mục tiêu rõ ràng” có tương quan đếnđộng lực phụng sự công. - H6: Nhân tố “Cơ hội đào tạo và thăng tiến” có tương quan đếnđộng lực phụng
sự công.
- H7: Nhân tố “Thu nhập và phúc lợi” có tương quan đến động lực phụng sự cơng.
4.4. Kiểm định sự phù hợp của mơ hình
4.4.1. Kiểm định hệ số tương quan Pearson’s
Trước khi tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính bội, tác giả xem xét mối tương quan giữa các biến.
Thực hiện việc phân tích hệ số tương quan cho 08 biến, gồm 07 biến độc lập và 01 biến phụ thuộc (động lực phụng sự công) với hệ số Pearson ’svà 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 kiểm định độ tin
cậy Cronbach Alpha. Bảng dưới đây mô phỏng tính độc lập giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập. Tính tương quan đạt mức ý nghĩa ở giá trị 0.05 (xác suất chấp nhận giả thuyết sai là 5%) thì tất cả các biến các biến tương quan với biến phụ thuộc.
Bảng 4.20: Kết quả kiểm định Pearson’s mối tương quan giữ các biến. PSM TC DK LD CN MT PT PL PSM Hệ số tương quan 1 0,600 ** 0,663** 0,676** 0,652** 0,645** 0,655** 0,397** Sig 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 TC Hệ số tương quan 0,600** 1 0,577** 0,440** 0,533** 0,535** 0,523** 0,259** Sig 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 DK Hệ số tương quan 0,663** 0,577** 1 0,578** 0,577** 0,473** 0,640** 0,367** Sig 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 LD Hệ số tương quan 0,676** 0,440** 0,578** 1 0,628** 0,456** 0,611** 0,308** Sig 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 CN Hệ số tương quan 0,652** 0,533** 0,577** 0,628** 1 0,430** 0,608** 0,260** Sig 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 MT Hệ số tương quan 0,645** 0,535** 0,473** 0,456** 0,430** 1 0,444** 0,263** Sig 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 PT Hệ số tương quan 0,655** 0,523** 0,640** 0,611** 0,608** 0,444** 1 0,381** Sig 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 PL Hệ số tương quan 0,397** 0,259** 0,367** 0,308** 0,260** 0,263** 0,381** 1 Sig 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
đều nhỏ hơn 0,05. Điều này chỉ ra rằng mơ hình 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. Điều này cho ta thấy rằng động lực phụng sự
công chủ yếu bị tác động bởi các nhân tố nêu trên, nên trong q trình phân tích sự
ảnh hưởng, đề tài sẽ tập trung nghiên cứu những nhân tố này.
Đồng thời, xét tương quan giữa các biến độc lập với nhau, tác giả nhận thấy có
một số biến độc lập tương quan với nhau, do đó khi phân tích hồi quy đa biến ở phần
tiếp theo, tác giả sẽ tiến hành kiểm định hiện tương đa cộng tuyến của mơ hình hồi quy.
4.4.2. Phân tích hồi quy
Kết quả phân tích hồi quy nhằm xác định mức độ ảnh hưởng của từng yếu tố trong mơ hình với biến phụ thuộc là động lực phụng sự công. Các mức độ ảnh hưởng này được xác định thông qua hệ số hồi quy. Mơ hình hồi quy như sau:
PSM= β0 + β1TC+ β2DK+ β3LD + β4CN+ β5MT+ β6PT + β7PL+ ei Bảng 4.21: Kết quả phân tích hồi quy đa biến
Mơ hình
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hoá
Hệ số hồi quy
chuẩn hoá T Sig.
B Std. Error Beta Hằng số -0,238 0,182 -1,306 0,193 TC 0,109 0,054 0,099 2,012 0,045 DK 0,152 0,056 0,145 2,710 0,007 LD 0,195 0,046 0,220 4,263 0,000 CN 0,159 0,051 0,163 3,126 0,002 MT 0,278 0,045 0,276 6,124 0,000 PT 0,110 0,049 0,121 2,245 0,026 PL 0,076 0,033 0,090 2,269 0,024
Từ kết quả bảng trên, ta thấy rằng kiểm định F cho giá trị Sig. < 0,05, chứng tỏ là mơ hình phù hợp và cùng với đó là R2 hiệu chỉnh có giá trị bằng 0,694; có nghĩa là mơ hình hồi quy giải thích được 69,4% sự biến thiên của biến phụ thuộc. Như vậy, mơ hình có giá trị giải thích ở mức khá cao. Bên cạnh đó các yếu tố đều ảnh hưởng
đến động lực phụng sự cơng do có giá trị Sig < 0,05. Từ những phân tích trên, ta có được phương trình mơ tả sự biến động của các nhân tố ảnh hưởng đến động lực
phụng sự công như sau:
PSM= 0,099TC+ 0,145DK+ 0,220LD + 0,163CN+ 0,276MT+ 0,121PT + 0,090PL
Trong đó:
- PSM : Biến phụ thuộc (Y): Yếu tố Động lực phụng sự công
- Các biến độc lập (Xi): Tự chủ trong công việc (TC), Môi trường và điều kiện làm việc (DK), Vai trò người lãnh đạo trực tiếp (LD), Cơng nhận đóng góp của cá nhân (CN), Mục tiêu rõ ràng (MT), Cơ hội đào tạo và thăng tiến (PT), Thu nhập và phúc lợi (DK).
- βk: Hệ số hồi quy riêng phần. (k = 0…8)
4.4.3. Dị tìm các vi phạm giả định cần thiết
- Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư: Phương sai của phần dư không đổi:
Hình 4.1:Biểu đồ P – P plot của hơi quy phần dư chuẩn hóa
đồ trên, thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên quanh trục 0 (tức quanh giá trị trung
bình của phần dư) trong 1 phạm vi khơng đổi. Điều này có nghĩa là phương sai của phần dư là khơng đổi.
Phần dư có phân phối chuẩn:
Hình 4.2: Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên phần mềm SPSS
Biểu đồ Histrogram trong biểu đồ trên cho ta thấy trong mơ hình hồi quy có kết quả độ lệch chuẩn = 0.986 và phân phối chuẩn của phần dư (mean) = 0. Vì vậy, xác định phần dư có phân phối chuẩn được chấp nhận.
- Giả định tính độc lập của sai số
Đại lượng Durbin – Watson được dùng để kiểm định tương quan của các sai
số kề nhau. Giả thuyết khi tiến hành kiểm định này là:
H0: hệ số tương quan tổng thể của các phần dư bằng 0.
Thực hiện hồi quy cho ta kết quả về trị kiểm định d của Durbin – Watson
trong bảng tóm tắt mơ hình bằng 1,613. Theo điều kiện hồi quy, giá trị Durbin – Watson phải nằm trong khoảng 1 đến 3. (Nguồn: Nghiên cứu SPSS trong kinh doanh của Hồng Trọng & Chu Mộng nguyễn)
Giá trị d tính được rơi vào miền chấp nhận giả thuyết khơng có tự tương quan. Như vậy mơ hình khơng vi phạm giả định về hiện tượng tự tương quan.
Bảng 4.22:Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Mơ hình Đo lường đa cộng tuyến
Độ chấp nhận Hệ số phóng đại phương sai
(Hằng số) TC 0,536 1,864 DK 0,454 2,205 LD 0,486 2,058 CN 0,477 2,096 MT 0,638 1,568 PT 0,447 2,238 PL 0,822 1,216
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS
Với độ chấp nhận (Tolerance) lớn và hệ số phóng đại phương sai (Variance In- flation Factor - VIF) của các biến nhỏ, mơ hình hồi quy khơng vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến (Hồi quy vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến khi có giá trị VIF lớn hơn hay bằng 10).
4.4.4. Thảo luận kết quả phân tích hồi quy
Bảng 4.23: Tóm tắt kiểm định các giả thuyết nghiên cứu Giả Giả
thiết Nội dung Sig.
Kết quả kiểm
định
H1 Nhân tố “Sự tự chủ trong cơng việc” có tương
quan đến Động lực phụng sự công. 0,045
Chấp nhận giả thuyết
H2 Nhân tố “Môi trường và điều kiện việc làm”
có tương quan đến Động lực phụng sự cơng. 0,007
Chấp nhận giả thuyết
H3 Nhân tố “Vai trị người lãnh đạo trực tiếp” có
tương quan đếnĐộng lực phụng sự công. 0,000
Chấp nhận giả thuyết
H4
Nhân tố “Cơng nhận sự đóng góp của cá
nhân” có tương quan đếnĐộng lực phụng sự
công.
0,002 Chấp nhận giả thuyết
H5 Nhân tố “Mục tiêu rõ ràng” có tương quan
đếnĐộng lực phụng sự công. 0,000
Chấp nhận giả thuyết
H6 Nhân tố “Cơ hội đào tạo và thăng tiến” có
tương quan đếnĐộng lực phụng sự công. 0,026
Chấp nhận giả thuyết
H7 Nhân tố “Thu nhập và phúc lợi” có tương
quan đếnĐộng lực phụng sự công 0,024
Chấp nhận giả thuyết
Nguồn: Tổng hợp kết quả phân tích dữ liệu bằng SPSS
- Giả thuyết H1: Yếu tố “Sự tự chủ trong cơng việc” có tương quan đến
Động lực phụng sự công. Giả thuyết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn 0,05,
với hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0,099 chứng tỏ mối quan hệ giữa Động lực phụng sự công và Sự tự chủ trong công việc là cùng chiều. Vậy khi yếu tố Sự tự chủ trong công việc tăng lên 1 đơn vị thì Động lực phụng sự công tăng lên tương
ứng 0,099 đơn vị và là yếu tố ảnh hưởng mạnh thứ sáu.
0,05, với hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0,145 chứng tỏ mối quan hệ giữa
Động lực phụng sự công và Môi trường và điều kiện việc làm là cùng chiều. Vậy khi
yếu tố Môi trường và điều kiện việc làm tăng lên 1 đơn vị thì Động lực phụng sự công tăng lên tương ứng 0,145 đơn vị và là yếu tố ảnh hưởng mạnh thứ tư.
- Giả thuyết H3: Yếu tố “Vai trò người lãnh đạo trực tiếp” có tương quan
đến Động lực phụng sự công. Giả thuyết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn
0,05, với hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0,220 chứng tỏ mối quan hệ giữa
Động lực phụng sự công và Vai trò người lãnh đạo trực tiếp là cùng chiều. Vậy khi
yếu tố Vai trò người lãnh đạo trực tiếp tăng lên 1 đơn vị thì Động lực phụng sự công tăng lên tương ứng 0,220 đơn vị và là yếu tố ảnh hưởng mạnh thứ hai.
- Giả thuyết H4: Yếu tố “Cơng nhận sự đóng góp của cá nhân” có tương
quan đến Động lực phụng sự công. Giả thuyết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn 0,05, với hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0,163 chứng tỏ mối quan hệ giữa Động lực phụng sự công và Công nhận sự đóng góp của cá nhân là cùng chiều. Vậy khi yếu tố Cơng nhận sự đóng góp của cá nhân tăng lên 1 đơn vị thì Động lực phụng sự công tăng lên tương ứng 0,163 đơn vị và là yếu tố ảnh hưởng thứ ba.
- Giả thuyết H5: Yếu tố “Mục tiêu rõ ràng” có tương quan đến Động lực
phụng sự công. Giả thuyết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn 0,05, với hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0,276 chứng tỏ mối quan hệ Giữa động lực phụng sự công và Mục tiêu rõ ràng là cùng chiều. Vậy khi yếu tố Mục tiêu rõ ràng tăng lên 1 đơn vị thì Động lực phụng sự cơng tăng lên tương ứng 0,276 đơn vị và là yếu tố
ảnh hưởng mạnh nhất.
- Giả thuyết H6: Yếu tố “Cơ hội đào tạo và thăng tiến” có tương quan đến
Động lực phụng sự công. Giả thuyết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn 0,05,
với hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0,121 chứng tỏ mối quan hệ giữa Động lực phụng sự công và Cơ hội đào tạo và thăng tiến là cùng chiều. Vậy khi yếu tố Cơ hội đào tạo và thăng tiến tăng lên 1 đơn vị thì Động lực phụng sự cơng tăng lên
- Giả thuyết H7: Yếu tố “Thu nhập và phúc lợi” có tương quan đến Động lực phụng sự công. Giả thuyết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn 0,05, với hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0,090 chứng tỏ mối quan hệ giữa Động lực phụng sự công và Thu nhập và phúc lợi là cùng chiều. Vậy khi yếu tố Thu nhập và phúc lợi tăng lên 1 đơn vị thì Động lực phụng sự công tăng lên tương ứng 0,090 đơn vị và là yếu tố ảnh hưởng yếu nhất.
4.4.5. Kiểm định sự khác biệt
4.4.5.1. Kiểm định khác biệt theo giới tính
Bảng 4.24: Sự khác biệt về Động lực phụng sự cơng theo các nhóm giới tính Giới tính N Trung bình Độ lệch chuẩn Sai số chuẩn Động lực phụng sự công Nữ 126 3,7407 0,66818 0,05953 Nam 112 3,7798 0,78116 0,07381 Kiểm định Independent Samples
Kiểm định Levene's Kiểm định T-test
F Sig. t Df Sig. (2-tailed) Phương sai đồng nhất 2,418 0,121 -0,415 236 0,678 Phương sai không đồng nhất -0,412 219,781 0,681
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu trên SPSS
Kết quả kiểm định Levene đối với phương sai giữa hai nhóm nam và nữ cho hệ số Sig= 0,121 > 0,05 nên phương sai giữa hai nhóm nam và nữ là đồng nhất. Kết quả kiểm định Independent với phương sai đồng nhất cho gái trị Sig. là 0,678 >
0,05 do đó có thể kết luận rằng động lực phụng sự công giữa các đánh giá của nam và nữ là không khác nhau.
4.4.5.2. Kiểm định khác biệt theo độ tuổi
Bảng 4.25: Sự khác biệt về Động lực phụng sự công theo độ tuổi