Nhân tố Hệ số khơng chuẩn hóa
Hệ số
chuẩn hóa t Sig.
B Std. Error Beta
Hằng số -1,157E-16 0,058 ,000 1,000
Lương, thưởng, phúc lợi 0,256 0,061 0,265 4,204 0,000
Đào tạo phát triển 0,328 0,067 0,338 4,898 0,000
Lãnh đạo 0,272 0,061 0,281 4,479 0,000
Công việc 0,204 0,063 0,209 3,244 0,001
Đồng nghiệp 0,092 0,062 0,094 1,498 0,136
Môi trường điều kiện làm 0,122 0,067 0,122 1,817 0,071
Đại học Kinh tế Huế
việc
Thương hiệu 0,087 0,063 0,086 1,372 0,172
Văn hóa doanh nghiệp 0,150 0,063 0,151 2,379 0,019
(Nguồn: Kết quả xử lý SPSS)
Kết quả hồi quy lần thứ hai sau khi đã loại đi các biến “Môi trường điều kiện làm việc”, “Thương hiệu” và “ Đồng nghiệp” được thể hiện trong bảng 2.10 như sau:
Bảng 2.10. Mô hình tóm tắt sử dụng phương pháp Enter sau khi loại biến
Mơ hình R R2 R2 điều chỉnh Ước lượng sai số chuẩn Durbin-Watson
1 0,675 0,456 0,437 0,71933013 1,845
(Nguồn: Kết quả xử lý SPSS)
Bảng 2.11: Kết quả hồi quy sử dụng bằng phương pháp Enter lần 2
Nhân tố Hệ số khơng chuẩn hóa
Hệ số
chuẩn hóa t Sig.
B Std. Error Beta
(Hằng số) -6,417E-17 0,059 0,000 1,000
Lương, thưởng, phúc lợi,
phúc lợi 0,245 0,061 0,254 4,014 0,000
Đào tạo phát triển 0,381 0,062 0,392 6,154 0,000
Lãnh đạo 0,292 0,061 0,301 4,780 0,000
Công việc 0,190 0,063 0,195 2,997 0,003
Văn hóa doanh nghiệp 0,184 0,061 0,185 3,002 0,003
(Nguồn: Kết quả xử lý SPSS)
Bảng 2.11 là mơ hình hồi quy lần 2, mơ hình cịn lại 5 biến đạt mức ý nghĩa <0.05 Với hệ số R2 hiệu chỉnh bằng 0,437 có nghĩa là có khoảng 43,7% phương sai của sự thỏa mãn được giải thích bởi 5 biến độc lập là : văn hóa doanh nghiệp, đào tạo phát triển, lãnh đạo, công việc và lương, thưởng, phúc lợi.
Đại học Kinh tế Huế
Phương trình hồi quy thể hiện mối quan hệ giữa mức độ thỏa mãn trong công việc với các yếu tố văn hóa doanh nghiệp, đào tạo phát triển, lãnh đạo, công việc và lương, thưởng, phúc lợi được thể hiện qua đẳng thức sau :
ĐLLV= -6,417E-17+ 0,254LT + 0,392ĐTPT + 0,301LĐ + 0,195CV + 0,185VHDN+ e
Từ phương trình hồi quy tuyến tính, ta có thể thấy động lực làm việc của người lao động tại Khách sạn Thắng Lợi có sự tác động của 5 nhân tố là: văn hóa doanh nghiệp, đào tạo phát triển, lãnh đạo, cơng việc và lương, thưởng, phúc lợi. Trong đó sự thỏa mãn về “Đào tạo phát triển” có ảnh hưởng mạnh nhất tiếp đến là sự thỏa mãn về “Lãnh đạo”, tiếp theo đó là yếu tố lương, thưởng, phúc lợi và cuối cùng là hai yếu tố “Cơng việc” và “Văn hóa doanh nghiệp”. Điều này có thể giải thích là do trình độ của người lao động trong khách sạn chủ yếu là cao đẳng và đại học, họ lao động dựa vào chất xám nên tinh thần muốn được học hỏi và trau dồi kinh nghiệm và rất lớn. Bên cạnh đó, họ cịn địi hỏi một phong cách lãnh đạo phù hợp để có thể thăng tiến trong cơng việc.
Đào tạo phát triển là một nhân tố có ảnh hưởng lớn nhất đến động lực trong công việc của người lao động tức là có hệ số hồi quy lớn nhất. Dấu dương của hệ số ß có ý nghĩa mối quan hệ giữa nhân tố “Đào tạo phát triển” và “Động lực trong cơng việc” có mối quan hệ cùng chiều. Từ kết quả hồi quy ta có ß=0,392 với mức ý nghĩa nhỏ hơn 0,05, nghĩa là khi mức độ thỏa mãn về “Đào tạo phát triển” tăng lên 1 đơn vị thì động lực trong công việc tăng lên tương ứng là 0,392 đơn vị. Vậy giả thiết H2 được chấp nhận.
Nhân tố lãnh đạo có hệ số ß là 0.301, với mức ý nghĩa nhỏ hơn 0,05 có nghĩa là mối quan hệ giữa nhân tố “Lãnh đạo” và động lực trong công việc của người lao động là có mối quan hệ cùng chiều. Như vậy khi sự thỏa mãn về “Lãnh đạo” tăng lên 1 đơn vị thì động lực trong cơng việc tương ứng tăng lên 0.301đơn vị. Vậy giả thiết H3 được chấp nhận.
Tiếp theo nhân tố “Lương, thưởng, phúc lợi” có hệ số ß là 0.254 với mức ý nghĩa nhỏ hơn 0.05. Điều này có nghĩa là mối quan hệ giữa nhân tố “Lương, thưởng, phúc lợi” và động lực trong cơng việc có mối quan hệ cùng chiều và khi sự thỏa mãn
Đại học Kinh tế Huế
0.195
Bản chất công việc
Đào tạo phát triển 0,392
Động lực làm việc của người lao động
0,254
Lương, thưởng, phúc lợi
0,301
Lãnh đạo
Văn hóa doanh nghiệp
0,185
về “Lương, thưởng, phúc lợi” tăng lên 1 đơn vị thì động lực trong cơng việc của người lao động tương ứng tăng lên 0.254 đơn vị. Vì vậy giả thiết H1 được chấp nhận.
Nhân tố “Công việc” có hệ số ß là 0.195, với mức ý nghĩa nhỏ hơn 0,05 có nghĩa là mối quan hệ giữa nhân tố “Công việc” và động lực trong cơng việc của người lao động là có mối quan hệ cùng chiều. Như vậy khi sự thỏa mãn về “Cơng việc” tăng lên 1 đơn vị thì động lực trong cơng việc tương ứng tăng lên 0.195 đơn vị. Vậy giả thiết H4 được chấp nhận.
Nhân tố “Văn hóa doanh nghiệp” có hệ số ß là 0.185, với mức ý nghĩa nhỏ hơn 0,05 có nghĩa là mối quan hệ giữa nhân tố “Văn hóa doanh nghiệp” và động lực trong cơng việc của người lao động là có mối quan hệ cùng chiều. Như vậy khi sự thỏa mãn về “Văn hóa doanh nghiệp” tăng lên 1 đơn vị thì động lực trong công việc tương ứng tăng lên 0.185 đơn vị. Vậy giả thiết H8 được chấp nhận.
Kết quả kiểm định mơ hình lý thuyết được mơ tả qua hình như sau:
Hình 2.2. Kết quả xây dựng mơ hình nghiên cứu
Thơng qua các hệ số hồi quy chuẩn hoá, ta biết được mức độ quan trọng của các nhân tố tham gia vào phương trình. Cụ thể, nhân tố đào tạo phát triển có ảnh hưởng nhiều nhất (β = 0,392) và nhân tố văn hóa doanh nghiệp có ảnh hưởng ít nhất (β = 0,185) đến động lực làm việc của người lao động. Tuy nhiên, nhìn chung thì tất cả
Đại học Kinh tế Huế
5 nhân tố đều có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc. Và bất cứ một sự thay đổi nào của một trong 5 nhân tố trên đều có thể tạo nên sự thay đổi đối với động lực lao động của người lao động.
2.4.4.4.Đánh giá độ phù hợp của mơ hình hồi quy
Mơ hình thường khơng phù hợp với dữ liệu thực tế như giá trị R2 thể hiện. Trong tình huống này R2 điều chỉnh từ R2 được sử dụng để phản ánh sát hơn mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính bội (Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc,2008). Như vậy, để đánh giá độ phù hợp của mơ hình ta dùng hệ số xác định R2 điều chỉnh. Theo bảng 2.10 thì hệ số xác định của mơ hình này là 0,437 thể hiện 5 biến độc lập trong mơ hình giải thích được 43,7% biến thiên của biến phụ thuộc động lực làm việc. Với giá trị này thì độ phù hợp của mơ hình là có thể chấp nhận được.
2.4.4.4.1.Kiểm định độ phù hợp của mơ hình
Để kiểm định độ phù hợp của mơ hình hồi quy ta sử dụng các công cụ kiểm định F và kiểm định t.
Để có thể suy diễn mơ hình này thành mơ hình của tổng thể ta cần phải tiến hành kiểm định F thông qua phương sai.
Giả thiết:
H0: ß1= ß2= ß3= ß4= ß5=0 hay các biến độc lập trong mơ hình giải thích được sự thay đổi của biến phụ thuộc.
H1: ßi#0 : Có ít nhất một biến độc lập trong mơ hình giải thích được sự thay đổi của biến phụ thuộc.
Nếu trong kiểm định F ta thu được giá trị Sig.>0,05: chấp nhận giả thiết H0. Nếu thu được giá trị Sig<0,05: bác bỏ giả thiết H0.
Bảng 2.12. Kiểm định độ phù hợp của mơ hình
ANOVAb Mơ hình Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Mức ý nghĩa Sig. 1 Hồi quy 62,440 5 12,488 24,135 0,000 Dư 74,511 144 0,517 Tổng 136,951 149 (Nguồn: Kết quả xử lý SPSS) Đại học Kinh tế Huế
Dựa vào bảng trên ta thấy giá trị Sig.= 0.000 rất nhỏ cho thấy sẽ an toàn khi bác bỏ giả thiết H0 cho rằng tất cả hệ số hồi quy bằng 0 ( ngoại trừ hằng số). Như vậy mơ hình hồi quy tuyến tính phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
Ngồi ra để đảm bảo các biến độc lập đều thực sự có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc, ta tiến hành kiểm định t. Với giả thuyết H0 là hệ số hồi quy của các biến độc lập ßi=0 và với độ tin cậy 95%. Dựa vào Bảng Kết quả hồi quy sử dụng bằng phương pháp Enter, ta có mức giá trị Sig của 5 nhân tố đều nhỏ hơn 0,05 nên giả thuyết H0 bị bác bỏ. Điều này có nghĩa là tất cả 5 nhân tố đều có ảnh hưởng đến sự thỏa mãn trong công việc.
2.4.4.4.2.Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình hồi quy
Để kiểm tra mơ hình trên có hiện tượng đa cộng tuyến hay khơng, ta dựa vào hai công cụ: độ chấp nhận của biến (Tolerance) và hệ số phóng đại phương sai (variance inflation factor- VIF).
Độ chấp nhận của biến Tolerance của một biến nhỏ, thì nó gần như một kết hợp tuyến tính của các biến độc lập khác, và đó là dấu hiệu của đa cộng tuyến.
Hệ số phóng đại VIF thực tế là nghịch đảo của độ chấp nhận. Quy tắc là khi VIF vượt q 10 thì đó là dấu hiệu của đa cộng tuyến.
Ta có kết quả kiểm định sau:
Bảng 2.13. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Tolerance VIF
Hằng số
Lương, thưởng, phúc lợi 0,941 1,062
Đào tạo phát triển 0,930 1,075
Lãnh đạo 0,951 1,052
Cơng việc 0,890 1,123
Văn hóa doanh nghiệp 0,992 1,008
(Nguồn: Kết quả xử lý SPSS)
Dựa vào bảng kết quả trên ta có được tiêu chuẩn chấp nhận (Tolerance) của các biến đưa vào mơ hình đều có giá trị khá cao, đều gần bằng 1 và giá trị VIF nhỏ chưa
Đại học Kinh tế Huế
tới 10 nên hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập khó xảy ra. Như vậy mơ hình hồi quy có thể chấp nhận được.
2.4.4.4.3.Dị tìm các vi phạm giả định cần thiết
Tính chất phân phối của phần dư thể hiện qua biểu đồ tần số Histogram:
Hình 2.1. Biểu đồ tần số Histogram của phần dư chuẩn hoá
Với Mean = -2,60E-16 gần bằng 0 và độ lệch chuẩn Std. Dev = 0,668 tức xấp xỉ bằng 1, có thể kết luận rằng giả thiết phân phối chuẩn khơng bị vi phạm.
Ngồi ra, sử dụng tiêu chuẩn Skewness và Kurtosis để xác định tính chất phân phối của phần dư, kết quả được thể hiện ở bảng dưới đây:
Bảng 2.14. Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư
Phần dư chuẩn hoá Statistic Std. Error Statistic Std. Error
(Nguồn: Số liệu điều tra. Phụ lục: “Phân tích hồi quy tương quan bội”)
Giá trị độ lệch tiêu chuẩn của phân phối Skewness và Kurtosis của biến phần dư chuẩn hoá nằm trong phạm vi cho phép khẳng định tính phân phối chuẩn của biến. Do đó giả thuyết H0 về tính phân phối chuẩn của phần dư được chấp nhận.
Đại học Kinh tế Huế
Skewness Kurtosis
2.4.4.4.4.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 1,904. Theo điều kiện hồi quy, giá trị Durbin – Watson phải nằm trong khoảng 1,6 đến 2,6.
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.
2.4.5. Kiểm định phân phối chuẩn (Kiểm định Sample Kolmogorov-Smirnov).
Theo kết quả kiểm định được mô tả ở bảng 2.6, cả 8 nhân tố đều có giá trị Sig.<0.05, nên các nhân tố này khơng có phân phối chuẩn.
2.4.6. Đánh giá sự khác biệt về động lực làm việc giữa các nhóm đối tượng người lao động khác nhau theo tiêu chí đặc điểm cá nhân.
Do các yếu tố phân tích bao gồm “Văn hóa doanh nghiệp”, “Đồng nghiệp”, “Lãnh đạo”, “Môi trường điều kiện làm việc”, “Công việc”, “Đãi ngộ”, “Thương hiệu” và “Đào tạo phát triển” khơng có phân phối chuẩn nên tiến hành kiểm định Mann- Whiteney và kiểm định Kruskal Wallis nhằm đánh giá sự khác nhau giữa các nhóm người lao động về động lực làm việc.
Kiểm định Mann – Whiteney
2.4.6.1.Kiểm định sự khác biệt về các yếu tố tạo động lực làm việc với các nhóm đối tượng người lao động khác nhau theo giới tính
Cặp giả thuyết:
H0: Khơng có sự khác biệt giữa các nhân tố tạo động lực làm việc với các nhóm đối tượng người lao động khác nhau theo giới tính.
H1: Có sự khác biệt giữa các nhân tố tạo động lực làm việc với các nhóm đối tượng người lao động khác nhau theo giới tính.
Đại học Kinh tế Huế
Bảng 2.15. Kiểm định Mann – Whiteney theo giới tính đối với các nhân tố tạo động lực làm việc
Nhân tố Asymp.Sig.(2-tailed)
Đãi ngộ 0,073
Đào tạo phát triển 0,236
Lãnh đạo 0.016
Công việc 0,009
Đồng nghiệp 0,022
Môi trường điều kiện làm việc 0,094
Thương hiệu 0,116
Văn hóa doanh nghiệp 0,925
(Nguồn: kết quả xử lý SPSS, phụ lục: “Kiểm định Mann – Whiteney”)
Nhận xét: Các nhân tố đãi ngộ, đào tạo phát triển, môi trường điều kiện làm việc, thương hiệu, văn hóa doanh nghiệp có giá trị Asymp.Sig.(2-tailed) lần lượt là: 0,073, 0,236, 0,094, 0,116, 0,925> 0,05 nên chưa đủ cơ sở để bác bỏ H0. Như vây, khơng có sự khác biệt giữa các nhân tố này với các nhóm người lao động có giới tính khác nhau.
Các nhân tố: lãnh đạo, cơng việc, đồng nghiệp có giá trị Asymp.Sig.(2-tailed) lần lượt là 0.016, 0,009, 0,022<0,05 nên ta bác bỏ H0, như vậy, có sự khác biệt giữa các nhân tố này với các nhóm người lao động có giới tính khác nhau.
Kiểm định Kruskal Wallis
2.4.6.2.Kiểm định sự khác biệt về các yếu tố tạo động lực làm việc với các nhóm đối tượng người lao động khác nhau theo chức vụ
Cặp giả thuyết:
H0: Khơng có sự khác biệt giữa các nhân tố tạo động lực làm việc với các nhóm đối tượng người lao động khác nhau theo chức vụ.
H1: Có sự khác biệt giữa các nhân tố tạo động lực làm việc với các nhóm đối tượng người lao động khác nhau theo chức vụ.
Đại học Kinh tế Huế
Bảng 2.16. Kiểm định Kruskal Wallis theo chức vụ đối với các nhân tố tạo động lực làm việc tạo động lực làm việc
Nhân tố Asymp.Sig.(2-tailed)
Đãi ngộ 0,286
Đào tạo phát triển 0,898
Lãnh đạo 0.688
Công việc 0,418
Đồng nghiệp 0,024
Môi trường điều kiện làm việc 0,161
Thương hiệu 0,237
Văn hóa doanh nghiệp 0,188
(Nguồn: kết quả xử lý SPSS, phụ lục: “Kiểm định Kruskal Wallis”)
Nhận xét: Nhân tố đồng nghiệp có giá trị Asymp.Sig.(2-tailed) là 0,024<0,05 nên
ta bác bỏ H0, như vậy, có sự khác biệt giữa các nhân tố này với các nhóm người lao động có chức vụ khác nhau. Các nhân tố cịn lại có giá trị Asymp.Sig.(2-tailed) đều >0,05 nên chưa đủ cơ sở bác bỏ H0, như vậy khơng có sự khác biệt giữa các nhân tố này với các nhóm người lao động có chức vụ khác nhau.
2.4.7. Kiểm định one sample t-test nhận định người lao động về các yếu tố tạo động lực làm việc cho người lao động lực làm việc cho người lao động
2.4.7.1. Đánh giá của người lao động về các yếu tố văn hóa doanh nghiệp
Để biết được đánh giá của người lao động về các yếu tố văn hóa doanh nghiệp, tiến hành kiểm định cặp giả thuyết:
H0 : Đánh giá của người lao động về nhóm nhân tố văn hóa doanh nghiệp là đồng ý.
H1: Đánh giá của người lao động về nhóm nhân tố văn hóa doanh nghiệp khơng phải là đồng ý.
Qua xử lý SPSS kết quả thu được là:
Đại học Kinh tế Huế
Bảng 2.17. Kiểm định one sample t-test về các yếu tố văn hóa doanh nghiệp
Yếu tố Sig. (2-tailed) Mean Mức 1-2(%) Mức 4-5(%)
VHDN1: Cơng ty có triết lý kinh doanh rõ ràng.
0,000 3,30 18,7 65,3
VHDN2: Cơng ty có phương thức quản lí hiệu quả và khoa học.
0,000 3,53 18,7 62,7
VHDN3: Công ty có cơ chế truyền thông nội bộ tốt.
0,433 3,91 16 62,6