Thơng qua các hệ số hồi quy chuẩn hố, 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
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 Hồng 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 cơng 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 hìnhANOVAb 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)
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 không, 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 tuyếnTolerance VIF 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
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 không bị vi phạm.
Ngoài 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.
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.
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.
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
Mơi 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.
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: Cơng ty có cơ chế truyền thông nội bộ tốt.
0,433 3,91 16 62,6
VHDN: Anh/Chị hài lịng với văn hóa doanh nghiệp mình.
0,000 3,63 18,7 80
(Nguồn: kết quả xử lý SPSS, phụ lục: “Kiểm định one sample t-test”)
Chú thích thang đo Likert: 1 – rất không đồng ý 5 – rất đồng ý.
Nhận định về các yếu tố liên quan đến cảm nhận về văn hóa doanh nghiệp đều được kiểm định One Sample T-Test với T = 4. Theo như nghiên cứu thì thái độ đánh giá về nhóm các chỉ tiêu liên quan đến cảm nhận của người lao động đối với văn hóa doanh nghiệp tại Khách sạn Hương Giang – Resort & Spa là đồng ý với các chỉ tiêu đã đưa ra như: Cơng ty có triết lý kinh doanh rõ ràng, cơng ty có phương thức quản lí hiệu quả và khoa học, cơng ty có cơ chế truyền thơng nội bộ tốt.
Trong các chỉ tiêu này, chỉ tiêu công ty có cơ chế truyền thơng nội bộ tốt có mức ý nghĩa 0.433 > 0.05, tức là người lao động đồng ý với nhận định này. Có tới 62,6% người lao động đồng tình và đánh giá tốt với cơ chế truyền thông nội bộ của khách sạn. Người lao động bất cứ lúc nào cũng nhận được những chỉ đạo và mệnh lệnh từ cấp trên một cách nhanh chóng và hiệu quả. Kênh thông tin mà người lao động nhận được là qua các bảng thông báo hằng ngày, và quan trọng hơn là sự truyền đạt của những người quản lí đối với người lao động cấp dưới của mình.
Các chỉ tiêu cịn lại có mức ý nghĩa đều < 0.05, cụ thể là 0.000. Do vậy ta sẽ xem xét giá trị trung bình để đưa ra kết luận về 2 nhận định này. Nhận định cơng ty có triết lý kinh doanh rõ ràng có tới 65,3% người lao động đồng ý và rất đồng ý nên giá trị trung bình đạt được 3,3. Về nhận định cơng ty có phương thức quản lí hiệu quả và
khoa học, giá trị trung bình thu được là 3,53, có tới 62,7% người lao động đồng ý và rất đồng ý với nhận định này. Là khách sạn 4 sao, với phương châm thỏa mãn tối đa nhu cầu của người lao động, Khách sạn Hương Giang – Resort & Spa từ khi mới thành lập đến nay ln củng cố và phát huy triết lí kinh doanh này. Bên cạnh đó, đội ngũ chất xám của khách sạn ngày càng được bổ sung và đào tạo chuyên nghiệp, họ luôn áp dụng những phương thức quản lí hiệu quả nhất, giúp phát huy thế mạnh của khách sạn trên thị trường Huế. Tuy nhiên, cũng có 18,7% người lao động là khơng đồng ý hoặc rất không đồng ý với nhận định này. Nguyên nhân chủ yếu là do những người lao động này mới vào làm tại khách sạn, chưa hiểu hết cũng như chưa biết rõ ràng triết lí cũng như phương thức quản lí của khách sạn, họ chưa quen với phương thức quản lí và truyền đạt của khách sạn.
Như vậy, qua những thông tin khảo sát được, cụ thể là thông qua các giá trị trung bình của các chỉ tiêu đánh giá về cảm nhận của người lao động đối với văn hóa doanh nghiệp của khách sạn là tương đối tốt (80% người lao động đồng ý tốt). Trong thời gian tới, khách sạn cần phổ biến văn hóa doanh nghiệp đến với đội ngũ người lao động thử việc để họ hiểu hơn và thực hiện tốt cơng việc của mình.
2.4.7.2.Đánh giá của người lao động về các yếu tố đồng nghiệp
Để biết được đánh giá của người lao động về các yếu tố đồng nghiệp, tiến hành kiểm định cặp giả thuyết:
H0 : Đánh giá của người lao động về nhóm nhân tố đồng nghiệp là đồng ý.
H1: Đánh giá của người lao động về nhóm nhân tố đồng nghiệp khơng phải là đồng ý.
Bảng 2.18. Kiểm định one sample t-test về các yếu tố đồng nghiệp
Yếu tố Sig.(2-tailed) Mean Mức 1-2(%) Mức 4-5(%)
ĐNG1: Đồng nghiệp thoải mái, dễ chịu, sẵn sàng giúp đỡ Anh/Chị.
0,000 2,23 60 36
ĐNG2: Phối hợp làm việc tốt. 0,000 2,96 52,7 30,7
ĐNG3: Động viên làm việc lâu dài với công ty.
0,000 2,93 58 28,7
ĐNG: Hài lòng với đồng nghiệp của công ty.
0,000 2,75 60,7 35,3
(Nguồn: kết quả xử lý SPSS, phụ lục: “Kiểm định one sample t-test”)
Chú thích thang đo Likert: 1 – rất khơng đồng ý 5 – rất đồng ý.
Nhận định về các yếu tố liên quan đến cảm nhận về đồng nghiệp đều được kiểm định One Sample T-Test với T = 4. Theo như nghiên cứu thì thái độ đánh giá về nhóm các chỉ tiêu liên quan đến cảm nhận của người lao động đối với đồng nghiệp tại Khách sạn Hương Giang – Resort & Spa là không đồng ý với các chỉ tiêu đã đưa ra như: Đồng nghiệp thoải mái, dễ chịu, sẵn sàng giúp đỡ Anh/Chị, Phối hợp làm việc tốt, Động viên làm việc lâu dài với công ty.
Các chỉ tiêu này có mức ý nghĩa đều < 0.05, cụ thể là 0.000. Do vậy ta sẽ xem xét giá trị trung bình để đưa ra kết luận về 3 nhận định này. Nhận định “Đồng nghiệp thoải mái, dễ chịu, sẵn sàng giúp đỡ Anh/Chị” có tới 60% người lao động không đồng ý và rất không đồng ý nên giá trị trung bình đạt được 2,23. Về nhận định “Phối hợp làm việc tốt”, giá trị trung bình thu được là 2,96, có tới 52,7% người lao động khơng đồng ý và rất không đồng ý với nhận định này.Với đặc thù công việc trong khách sạn là phân việc để làm, những người lao động làm trong cùng một bộ phận đều có cơng việc riêng của mình nên việc giúp đỡ và phối hợp làm việc với nhau là điều ít xảy ra. Họ chỉ muốn hồn thành xong cơng việc của mình một cách nhanh nhất nên ít khi quan tâm tới cơng việc của người khác. Về nhận định “Động viên làm việc lâu dài với cơng ty” có giá trị trung bình 2,93, có tới 58% người lao động là khơng đồng ý hoặc rất không đồng ý với nhân định này. Theo phần đông ý kiến của người lao động là chế