Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phương sai thang đo nếu
bị loại biến
Tương quan biến - tổng
Cronbach’s Alpha nếu loại
biến
Thang đo động lực làm việc (Cronbach’s Alpha = 0.798)
DL1 7.62 .511 .645 .723
DL2 7.67 .475 .617 .756
DL3 7.60 .496 .669 .698
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả
4.3. Phân tích nhân tố khám phá
4.3.1. Phân tích nhân tố các yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc
Thang đo các yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của NVYT gồm có 7 yếu tố với 30 biến quan sát. Sau khi thang đo được đánh giá độ tin cậy bằng kiểm định Cronbach’Alpha đã loại 01 biến TN1 còn lại 29 biến đạt độ tin cậy được đưa vào phân tích EFA.
Tiến hành phân tích: Tập hợp 29 biến quan sát đưa vào phân tích EFA. Kết quả
như sau:
Bảng 4.10: Kết quả kiểm định KMO và Bartlett's của các yếu tố động lực làm việc
Kiểm định KMO và Bartlett's .724
Kiểm định KMO Kiểm định Bartlett's
Approx. Chi-Square 3514.121
df 435
Sig. .000
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Kiểm định Bartlett’s là 3514.121 với mứ ý nghĩa giá trị p (Sig) = 0.000 < 0.05 ; do vậy các biến độc lập có tương quan với nhau.
Kiểm định KMO đạt 0.724 > 0.5 thể hiện phần chung giữa các biến, phù hợp với tập dữ liệu. Mức giá trị Eigenvalues lớn hơn 1 rút trích được 7 nhân tố, với tổng phương sai trích 66.545% > 50%.
Kết quả bảng 4.11 cho thấy, các biến quan sát đều có hệ số tải nhân tố (factor loading) > 0.5 đều đạt yêu cầu, khác biệt giữa hệ số nhân tố của một biến quan sát giữa các nhân tố đều > 0.3.
Bảng 4.11: Kết quả phân tích EFA thang đo các yếu tố của động lực làm việc Nhân tố 1 2 3 4 5 6 7 LD3 .878 LD1 .869 LD6 .863 LD5 .742 LD4 .639 LD2 .617 CV5 .893 CV1 .815 CV2 .756 CV3 .701 CV4 .689 DN1 .884 DN2 .869 DN3 .718 DN4 .655 .303 DT2 .901 DT1 .889 DT4 .303 .759 DT3 .535 MT3 .880 MT2 .866 MT4 .733 MT1 .730 TN4 .826 TN2 .815 TN3 .740 TN1 .489 CN1 .878 CN3 .861 CN2 .681
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
4.3.2. Phân tích nhân tố khám phá thang đo động lực làm việc
Kết quả kiểm định KMO và Barlett cho thấy các biến quan sát của thang đo động lực làm việc có mối tương quan với nhau và đủ điều kiện để phân tích nhân tố. Vì KMO = 0.723 và Sig = 0.000 < 0.05.
Bảng 4.12: Kết quả kiểm định KMO và Bartlett của các yếu tố động lực làm việc
Kiểm định KMO và Bartlett's .723
Approx. Chi-Square 258.138
Kiểm định KMO Kiểm định Bartlett's
df 3
Sig. .000
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Dựa vào bảng 4.13 cho thấy, ở mức ý nghĩa Eigenvalues = 2.309> 1, phương sai trích được là 76.964% > 50% đạt yêu cầu.
Bảng 4.13: Tổng phương sai trích
Nhân tố
Giá trị Eigenvalues Tổng bình phương hệ số tải
Tổng % phương sai Phương sai cộng dồn % Tổng % phương sai Phương sai cộng dồn % 1 2.309 76.964 76.964 2.309 76.964 76.964 2 .402 13.411 90.375 3 .289 9.625 100.000
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Bảng 4.14: Kết quả phân tích EFA yếu tố động lực làm việc
Biến quan sát Nhân tố
DL1 0.893
DL2 0.887
DL3 0.851
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Như vậy, dựa vào các kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA) trên cho thấy thang đo động lực làm việc và 7 yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của NVYT ngành lao tỉnh Tây Ninh đều đạt yêu cầu và thang đo đạt giá trị hội tụ.
Nhân tố Môi trường làm việc gồm 4 biến quan sát: MT1, MT2, MT3, MT4. Nhân tố Lãnh đạo gồm 6 biến quan sát: LD1, LD2, LD3, LD4, LD5, LD6. Nhân tố Đồng nghiệp gồm 4 biến quan sát: DN1, DN2, DN3, DN4.
Nhân tố Sự công nhận gồm 3 biến quan sát: CN1, CN2, CN3.
Nhân tố Thu nhập và phúc lợi gồm 3 biến quan sát: TN2, TN3, TN4. Nhân tố Đào tạo và thăng tiến gồm 4 biến quan sát: DT1, DT2, DT3, DT4. Nhân tố Công việc thú vị gồm 5 biến quan sát: CV1, CV2, CV3, CV4, CV5. Nhân tố động lực làm việc gồm 3 biến quan sát: DL1, DL2, DL3.
4.4. Phân tích tương quan và hồi quy
Từ kết quả phân tích nhân tố khám phá cho thấy có 7 yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của NVYT ngành lao tỉnh Tây Ninh. Tiếp theo, phân tích hồi quy nhằm xác định sự tương quan này có tuyến tính hay khơng và mức độ quan trọng của từng yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của nhân viên.
Phân tích hồi quy được thực hiện với 7 biến độc lập của động lực làm việc bao gồm: môi trường làm việc (MT), lãnh đạo (LD), đồng nghiệp (DN), sự công nhận (CN), thu nhập và phúc lợi (TN), đào tạo và thăng tiến (DT), công việc thú vị (CV) và 1 biến phụ thuộc: động lực làm việc (DL).
4.4.1. Phân tích hệ số tương quan
Kiểm định hệ số tương quan Pearson dùng để kiểm tra mối tương quan giữa các độc lập và biến phụ thuộc trước khi phân tích hồi quy tuyến tính bội. Kết quả phân tích tương quan như sau:
Bảng 4.15: Ma trận hệ số tương quan Pearson Yếu tố MT LD DN CN DT CV TN DL Yếu tố MT LD DN CN DT CV TN DL MT Hệ số tương quan 1 Sig. (2-tailed) N 199 LD Hệ số tương quan .042 1 Sig. (2-tailed) .000 N 199 199 DN Hệ số tương quan .077 .164 * 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 N 199 199 199 CN Hệ số tương quan .126 .116 .072 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 N 199 199 199 199 DT Hệ số tương quan .043 .239 ** .366** .012 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 N 199 199 199 199 199 CV Hệ số tương quan .079 .069 .098 .069 .062 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 N 199 199 199 199 199 199 TN Hệ số tương quan .050 .181 * .283** .317** .058 .113 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 199 199 199 199 199 199 199 DL Hệ số tương quan .288 ** .519** .568** .414** .480** .356** .511** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 199 199 199 199 199 199 199 199
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Từ kết quả phân tích tương quan trên, ta có thể thấy mối tương quan giữa biến phụ thuộc và biến độc lập: (1) Môi trường làm việc; (2) Lãnh đạo; (3) Đồng nghiệp; (4) Sự công nhận; (5) Thu nhập và phúc lợi; (6) Đào tạo, thăng tiến; (7) Công việc thú vị đều khác 1, như vậy khơng xảy ra tương quan hồn tồn giữa biến độc lập và biến phụ TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com
thuộc với giá trị Sig. < 0.01. Do đó, có thể đưa các biến độc lập vào mơ hình hồi quy để giải thích cho sự thay đổi của biến phụ thuộc là động lực làm việc. Tuy nhiên, mức độ tác động của từng biến độc lập lên biến phụ thuộc sẽ được xác định cụ thể thơng qua phân tích hồi quy bội.
4.4.2. Phân tích hồi quy
4.4.2.1. Đánh giá sự phù hợp của mơ hình
Hệ số R2 được dùng để đánh giá sự phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính đối với dữ liệu, với nguyên tắc R2 càng gần 1 thì mơ hình đã xây dựng càng phù hợp với tập dữ liệu mẫu.
Bảng 4.16 cho thấy mơ hình hồi quy đưa ra tương đối phù hợp với tập dữ liệu mẫu với R2 = 941. Kết quả cũng cho thấy hiệu chỉnh R2 = 0.939 nhỏ hơn R2, cho thấy mô hình đưa ra giải thích được 93.9% cho tổng thể về mối liên hệ giữa các yếu tố của động lực làm việc của NVYT.
Bảng 4.16: Mơ hình tổng thể
Mơ hình R R2 R2 điều chỉnh Ước lượng sai
số chuẩn
1 .970a .941 .939 .07401
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
4.4.2.2. Kiểm định sự phù hợp của mơ hình
Kiểm định F sử dụng trong bảng phân tích phương sai kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính tổng thể. Giá trị F = 437.299 và mức ý nghĩa Sig. = 0.000 < 0.05. Do vậy, mơ hình hồi quy tuyến tính đưa ra phù hợp với dữ liệu và có thể sử dụng được.
Bảng 4.17: Kiểm định độ phù hợp của mơ hình Mơ hình Tổng bình phương df Trung bình của bình phương F Sig. Hồi quy 16.768 7 2.395 437.299 .000b 1 Phần dư 1.046 191 .005 Tổng 17.814 198
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
4.4.2.3. Kết quả phân tích hồi quy và đánh giá mức độ ảnh hưởng từng yếu tố
Trọng số hồi quy B của các biến độc lập, 07 biến có ý nghĩa thống kê các giá trị TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com
Sig. đều nhỏ hơn 0.05: MT (0.000), LD (0.000), DN (0.000), CN (0.000), DT (0.000), CV (0.000), TN (0.000). Về kiểm định đa cộng tuyến, hệ số phóng đại phương sai VIF đều nhỏ hơn 10 (MT: 1.028, LD: 1.103, DN: 1.263, CN 1.146, DT: 1.211, CV: 1.040, TN: 1.240) cho thấy hiện tượng đa cộng tuyến không vi phạm.
Bảng 4.18: Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính
Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa
Hệ số chuẩn hóa
t Sig. Đa cộng tuyến
B Độ lệch chuẩn Beta Dung sai VIF 1 (Constant) -.027 .075 -.367 .714 Môi trường làm việc (MT) .152 .007 .374 21.016 .000 .973 1.028 Lãnh đạo (LD) .147 .009 .316 17.182 .000 .907 1.103 Đồng nghiệp (DN) .136 .008 .331 16.802 .000 .792 1.263 Sự công nhận (CN) .151 .008 .350 18.635 .000 .873 1.146 Đào tạo, thăng tiến
(DT) .126 .009 .275 14.230 .000 .826 1.211 Công việc thú vị
(CV) .158 .011 .254 14.204 .000 .962 1.040 Thu nhập và phúc
lợi (TN) .119 .010 .224 11.453 .000 .806 1.240
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy, động lực làm việc chịu tác động dương bởi 7 nhân tố: (1) Môi trường làm việc, (2) Lãnh đạo, (3) Đồng nghiệp, (4) Sự công nhận, (5) Thu nhập và phúc lợi, (6) Đào tạo và thăng tiến, (7) Công việc thú vị.
Trong các yếu tố ảnh hưởng mạnh nhất đến động lực làm việc của NVYT dựa trên hệ số Beta chuẩn hóa là yếu tố Mơi trường làm việc (ß = 0.374), Sự cơng nhận (ß = 0.350), Đồng nghiệp (ß = 0.331), Lãnh đạo (ß = 0.316), Đào tạo và thăng tiến (ß =
0.275), Cơng việc thú vị (ß = 0.254) và cuối cùng là Thu nhập và phúc lợi (ß = 0.224).
4.4.3. Kiểm định lý thuyết về phân phối chuẩn
Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng biểu đồ tần số Histogram, biểu đồ phân phối tích lũy P-P Plot và biểu đồ Scatterplot
Hình 4.1: Biểu đồ tần số Histogram
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Giá trị trung bình rất nhỏ gần bằng 0 (Mean = -1.93E-14) và độ lệch chuẩn xấp xỉ bằng 1 (Std.Dev = 0.982) nên giả thiết phân phối chuẩn khơng bị vi phạm.
Hình 4.2: Biểu đồ phân phối tích lũy P-P Plot
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng nên giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Hình 4.3: Biểu đồ Scatterplot
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Kết quả hình 4.3 cho thấy, phần dư đã chuẩn hóa phân tán ngẫu nhiên trên đồ thị khơng tạo thành hình dạng nhất định nào. Vì vậy giá trị dự đốn và phần dư độc lập nhau và phương sai của phần dư khơng đổi. Mơ hình hồi quy là phù hợp.
4.4.4. Kiểm định giả thuyết
Với mức ý nghĩa Sig. = 0.000 và hệ số ß = 0.374, kết quả phân tích hồi quy chấp nhận giả thuyết H1 mơi trường làm việc có ảnh hưởng tích cực đến động lực làm việc. Nhìn chung đánh giá của NVYT đối với thang đo này là ở mức trên trung bình, lãnh đạo đã tạo mơi trường làm việc thời gian phù hợp, thoải mái cho NVYT làm việc. Tuy nhiên, cơ sở thực tế còn tồn tại một số máy trong việc hỗ trợ công việc sẽ khơng cịn hiệu quả như ban đầu, cho nên cần cung cấp đầy đủ phương tiện, máy móc và thiết bị phục vụ cho công việc ngày càng tốt hơn.
Với mức ý nghĩa Sig. = 0.000 và hệ số ß = 0.316, kết quả phân tích hồi quy chấp nhận giả thuyết H2 lãnh đạo có ảnh hưởng tích cực đến động lực làm việc. Do đó, lãnh đạo là người đứng đầu tổ chức phải đối xử công bằng với tất cả nhân viên, luôn công nhận sự đóng góp của nhân viên, truyền đạt kinh nghiệm để nhân viên học hỏi đồng thời lãnh đạo là người quan tâm, hỗ trợ nhân viên nhằm khuyến khích nhân viên có động lực làm việc tốt hơn mang đến hiệu suất cao trong công việc.
Với mức ý nghĩa Sig. = 0.000 và hệ số ß = 0.331, kết quả phân tích hồi quy chấp nhận giả thuyết H3 đồng nghiệp có ảnh hưởng tích cực đến động lực làm việc. Lãnh
đạo ln khuyến khích nhân viên làm việc nhóm, các khoa phịng trong tổ chức ln hỗ trợ giúp nhau hồn thành nhiệm vụ. Lãnh đạo ln xây dựng mối tương quan giữa đồng nghiệp và văn hóa nội bộ bệnh viện, sự đồng thuận trong cách làm việc cũng như thể hiện tính đồng đội. Vì thế, khi nhân viên có mối quan hệ tốt với đồng nghiệp thì họ sẽ thấy được hỗ trợ giúp đỡ lẫn nhau và sẽ nỗ lực hơn trong các hoạt động chuyên mơn. Giả thuyết H4 cho rằng sự cơng nhận có ảnh hưởng tích cực đến động lực làm việc của nhân viên trong tổ chức, kết quả phân tích hồi quy chấp nhận giả thuyết H4. Căn cứ vào kết quả phân tích hồi quy, giả thuyết này được chấp nhận vì hệ số ß = 0.350, mức ý nghĩa Sig. = 0.000. Như vậy, yếu tố sự công nhận được đánh giá cao trong việc động lực làm việc cho nhân viên. Điều này, chứng tỏ cho thấy lãnh đạo các đơn vị ngành lao ln có sự quan tâm và cơng nhận đầy đủ thành tích của các nhân viên trong tổ chức.
Kết quả phân tích hồi quy chấp nhận giả thuyết H5 thu nhập và phúc lợi có ảnh hưởng tích cực đến động lực làm việc với hệ số ß = 0.224, mức ý nghĩa Sig.= 0.000. Như vậy, cho thấy NVYT đánh giá chưa cao về chính sách phân phối thu nhập và phúc lợi của tổ chức. Hiện nay trong ngành y tế hiện đang áp dụng cơ chế tiền lương theo vị trí chức danh công việc, các khoản phúc lợi thể hiện sự quan tâm của lãnh đạo, khuyến khích NV nâng cao năng suất và hiệu quả cơng việc để đóng góp vào thành quả chung của tổ chức.
Tiếp theo là giả thuyết H6 đào tạo, thăng tiến có ảnh hưởng tích cực đến động lực làm việc với hệ số ß = 0.275 và mức ý nghĩa Sig. = 0.000. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu Tan và cộng sự (2011), Đoàn Tấn Sang (2016), Trịnh Xuân Long (2016), bất cứ nhân viên nào cũng mong muốn được đào tạo và phát triển nghề nghiệp thì đào tạo và thăng tiến là một trong những yếu tố quan trọng hàng đầu kích thích NVYT có động lực làm việc tốt hơn. Đánh giá của NVYT đối với thang đo này là ở mức trung bình, cho thấy chính sách đào tạo và phát triển nguồn nhân lực của bệnh viện chưa được chú trọng. Ngành lao còn thiếu nguồn nhân lực khá cao, đặc biệt là nhân lực bác sĩ chính quy cịn thiếu chưa đáp ứng được nhu cầu khám chữa bệnh của bệnh nhân.
Giả thuyết H7 công việc thú vị ảnh hưởng tích cực đến động lực làm việc thì kết quả phân tích hồi quy chấp nhận giả thuyết này với hệ số ß = 0.254 và với mức ý nghĩa TIEU LUAN MOI download : skknchat@gmail.com
Sig. = 0.000. Nhân viên đánh giá yếu tố này chưa cao, do đặc điểm công việc của bệnh viện (đặc biệt là bệnh viện lao), diễn ra theo hướng chuyên môn và đặc thù của ngành, mỗi nhân viên phụ trách một mãng khác nhau và ít khi có sự ln chuyển cho nên điều này khiến cho NVYT có cảm nhận là cơng việc của mình đang làm không thú vị.
Qua kết quả nghiên cứu, cho thấy những yếu tố đều ảnh hưởng tích cực đến động lực làm việc của NVYT trong ngành lao tỉnh Tây Ninh theo mức độ tác động giảm dần: Mơi trường làm việc (ß = 0.374), Sự cơng nhận (ß = 0.350), Đồng nghiệp (ß = 0.331), Lãnh đạo (ß = 0.316), Đào tạo và thăng tiến (ß = 0.275), Cơng việc thú vị (ß = 0.254) và cuối cùng là Thu nhập và phúc lợi (ß = 0.224). Tuy nhiên, trong thực tế, tùy theo thực trạng cụ thể của từng tổ chức ở phạm vi, thời gian khác nhau, các yếu tố tác động