CHƯƠNG 2 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
2.3. Đánh giá của người lao động về thực trạng công tác tạo động lực tại ngân
2.3.6. Phân tích hồi quy đa biến
2.3.6.1. Xem xét ma trận tương quan giữa các nhân tố
Trước khi tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính bội, mối tương quan giữa
các biến cần phải được xem xét lại.
Thực hiện việc phân tích hệ số tương quan cho 08 biến, gồm 07 biến độc lập và một biến phụ thuộc (Động lực làm việc) với hệ số Pearson và 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 4.5 mơ 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 giảthiết sai là 5%) thì tất cảcác biến các biến tương quan với biến phụthuộc.
Bảng 2.9: Kết quảkiểmđịnh Pearson’s mối tương quan giữa biến phụthuộc và các biến độc lập
MT YT TT CV LD TN DN Động lực làm việc Hệ số tương quan 0.489** 0.347* 0.430** 0.336* 0.299* 0.378** 0.308* Sig. (2 phía) 0.000 0.016 0.002 0.020 0.039 0.008 0.033 N 48 48 48 48 48 48 48
Nhìn vào bảng ởtrên, ta thấy hệ số tương quan giữa biến độc lập và các biến phụ thuộc khá cao, nằm trong khoảng từ 0.299 đến 0.489. Giá trị Sig của các nhân tố đều nhỏ hơn 0.05. Điều này chỉ ra rằng mơ có sự tương quan giữa biến phụthuộc 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 làm việc
chủ yếu bị tác động bởi các nhân tố nêu trên, nên trong quá trình phân tích sự ảnh
hưởng, đềtài sẽtập trung nghiên cứu những nhân tốnày.
2.3.6.2. Phân tích hồi quy
Mơ hình hồi quy
Kết quả phân tích hồi quy nhằm xác định mức độ ảnh hưởng của từng nhân tố trong mơ hình với biến phụ thuộc là động lực làm việc. Các mức độ ảnh hưởng này được xác định thơng qua hệsốhồi quy. Mơ hình hồi quy như sau:
DL_Y= β0 + β1MT_X1+ β2YT_X2+ β3TT_X3 + β4CV_X4 + β5LD_X5+ β6TN_X6+ β7DN_X7 + ei
Trong đó:
- DL_Y: Giá trịcủa biến phụthuộc là “Động lực làm việc”
- MT_X1: Giá trị của biến độc lập thứnhất là ảnh hưởng của “Môi trường
làm việc” đếnđộng lực làm việc.
- YT_X2: Giá trị của biến độc lập thứ hai là ảnh hưởng “Ý thức gắn kết
trong chi nhánh” đếnđộng lực làm việc.
- TT_X3: Giá trị của biến độc lập thứ ba là ảnh hưởng của “Đào tạo và
thăng tiến” đếnđộng lực làm việc.
- CV_X4: Giá trị của biến độc lập thứ tư là ảnh hưởng của “Bản chất công
việc” đếnđộng lực làm việc.
- LD_X5: Giá trị của biến độc lập thứ năm là ảnh hưởng của “Lãnh đạo”
đếnđộng lực làm việc.
- TN_X6: Giá trịcủa biến độc lập thứsáu làảnh hưởng của “Thu nhập” đến động lực làm việc.
- DN_X7: Giá trị của biến độc lập thứbảy làảnh hưởng của “Đồng nghiệp” đến động lực làm việc.
- ei: là ảnh hưởng của các nhân tố khác tới đến động lực làm việc nhưng khơng được đưa vào mơ hình nghiên cứu.
2.3.6.3.Đánh giámơ hình hồi quy bội
Kiểm định độphù hợp của mơ hình
Từ kết quả các bảng dưới đây, 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 0.614; có nghĩa là mơ hình hồi quy giải thích được 61.4% sự biến thiên của biến phụthuộc. Như vậy, mơ hình có giá trị giải thíchởmức khá cao.
Bảng 2.10: Phân tích hồi quy các nhân tố ảnh hưởng đếnđộng lực làm việc
Mơ hình R R 2 R2 hiệu chỉnh
Sai sốchuẩn của dựbáo HệsốDurbin- Watson
1 0.820a 0.672 0.614 0.27082 2.046
a. Các nhân tố dự đoán: (Hằng số), DN_X7, CV_X4, LD_X5, YT_X2, TN_X6, MT_X1, TT_X3
(Nguồn: Kết quảxửlý sốliệu trên phần mềm SPSS)
Bảng 2.11: Kết quảkiểm định FGiảthuyết H0 đặt ra đó là: β1 = β2 = β3 = β4 = β5= β6 = β7 = 0. Giảthuyết H0 đặt ra đó là: β1 = β2 = β3 = β4 = β5= β6 = β7 = 0. Mơ hình Tổng bình phương Df Trung bình bình phương F Sig. Hồi quy 6.000 7 0.857 11.686 0.000b Số dư 2.934 40 0.073 Tổng 8.934 47
a. Các nhân tố dự đoán: (Hằng số), DN_X7, CV_X4, LD_X5, YT_X2, TN_X6, MT_X1, TT_X3
(Nguồn: Kết quảxửlý sốliệu trên phần mềm SPSS)
Bước tiếp theo trong phân tích hồi quy đó là thực hiện kiểm định F về độphù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính tổng thể, xem biến phụ thuộc có liên hệtuyến tính với tồn bộbiến độc lập hay khơng.
Ngồi ra, hệ số tương quan dưới đây cho thấy rằng, kết quảkiểm định tất cả các nhân tố đều cho kết quả Sig. < 0.05; điều này chứng tỏrằng có đủ bằng chứng thống kê để bác bỏ giả thuyết H0 đối với các nhân tố này, hay các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5 H6 và H7được chấp nhậnở mức ý nghĩa là 95%.
Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư
- Phương sai của phần dư không đổi
Biểu đồ2.4: Biểu đồP - P plot của hồi quy phần dư chuẩn hóa
(Nguồn: Kết quảxửlý sốliệu trên phần mềm SPSS)
Phương sai của phần dư được thể hiện trên đồ thị của phần dư chuẩn hóa theo giá trị dự báo của biến phụ thuộc kết quả đã được chuẩn hóa. Theo quan sát
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
Biểu đồ2.5: Biểu đồtần sốcủa phần dư chuẩn
(Nguồn: Kết quảxửlý sốliệu trên phần mềm SPSS)
Biểu đồ Histrogram trong biểu đồ cho ta thấy trong mơ hình hồi quy có kết quả độ lệch chuẩn bằng 0.923 và phân phối chuẩn của phần dư (mean) = 0. Vì vậy,
xác định phần dư có phân phối chuẩn được chấp nhận.
Kiểm định hiện tượng tự tương quan
Đại lượng Durbin - Watson được dùng để kiểm định tương quan của các sai sốkềnhau. Giảthuyết khi tiến hành kiểm định này là:
H0: hệsố tương quan tổng thểcủa 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 2.046. 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
Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến
Bảng 2.12: Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Mơ hình Đo lường đa cộng tuyến
Độchấp nhận Hệsố phóng đại phương sai
(Hằng số) MT_X1 0.681 1.468 YT_X2 0.878 1.138 TT_X3 0.583 1.715 CV_X4 0.574 1.743 LD_X5 0.902 1.109 TN_X6 0.863 1.158 DN_X7 0.692 1.445
(Nguồn: Kết quảxửlý sốliệu trên phần mềm SPSS)
Với độ chấp nhận (Tolerance) lớn và hệ số phóng đại phương sai (Variance Inflation Factor - VIF) của các biến nhỏ, mơ hình hồi quy không 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.
2.3.6.4. Kết quảphân tích hồi quy đa biến và đánh giá mức độquan trọng của từng nhân tố
Bảng 2.13: Kết quảphân tích hồi quy đa biến
Mơ hình
Hệsốhồi quy chưa chuẩn hoá
Hệsốhồi quy
chuẩn hoá T Sig.
B Std. Error Beta Hằng số -0.876 0.528 -1.657 0.105 MT_X1 0.210 0.089 0.259 2.359 0.023 YT_X2 0.132 0.055 0.232 2.402 0.021 TT_X3 0.170 0.076 0.265 2.230 0.031 CV_X4 0.068 0.068 0.120 0.999 0.324 LD_X5 0.236 0.077 0.292 3.059 0.004 TN_X6 0.217 0.062 0.339 3.475 0.001 DN_X7 0.224 0.079 0.309 2.833 0.007
Biến phụthuộc:Động lực làm việc
(Nguồn: Kết quảxửlý sốliệu trên phần mềm SPSS)
Qua bảng phân tích hồi quy đa biến, ta nhận thấy nhân tố Bản chất cơng việc (CV_X4) có giá trịSig là 0.324 > 0.05 nên nhân tốnày khôngảnh hưởng đến động lực
làm việc. Cịn các nhân tố khác đều có giá trịSig < 0.05 nên tất cảcác nhân tốnàyđều ảnh hưởng đến động lực làm việc. Từnhững phân tích trên, ta có được phương trình mơ tảsựbiến động của các nhân tố ảnh hưởng đếnđộng lực làm việcnhư sau:
DL_Y= 0.259MT_X1+ 0.232YT_X2+ 0.265TT_X3 + 0.292LD_X5+ 0.339TN_X6 + 0.309DN_X7
2.3.6.5. Thảo luận kết quảhồi quy
Bảng 2.14: Tóm tắt kiểm định các giảthiết nghiên cứuGiả Giả
thiết Nội dung Sig.
Kết quả kiểm định
H1
Nhân tố “Môi trường làm việc” có tương quan đếnđộng
lực làm việc của người lao động tại Ngân hàng nhà nước Việt Nam - Chi nhánh tỉnh Thừa Thiên Huế
0.023 Chấp nhận giả thiết
H2
Nhân tố “Ý thức gắn kết trong chi nhánh” có tương quan đến
động lực làm việc của người lao động tại Ngân hàng nhà nước Việt Nam - Chi nhánh tỉnh Thừa Thiên Huế
0.021 Chấp nhận giả thiết
H3
Nhân tố “Cơ hội đào tạo và thăng tiến” có tương quan đến
động lực làm việc của người lao động tại Ngân hàng nhà nước Việt Nam - Chi nhánh tỉnh Thừa Thiên Huế
0.031 Chấp nhận giả thiết
H4
Nhân tố “Bản chất cơng việc” có tương quan đến động
lực làm việc của người lao động tại Ngân hàng nhà nước Việt Nam - Chi nhánh tỉnh Thừa Thiên Huế
0.324 Bác bỏ giả thiết
H5
Nhân tố “Lãnh đạo” có tương quan đến động lực làm
việc của người lao động tại Ngân hàng nhà nước Việt
Nam - Chi nhánh tỉnh Thừa Thiên Huế
0.004 Chấp nhận giả thiết
H6
Nhân tố “Thu nhập” có tương quan đến động lực làm
việc của người lao động tại Ngân hàng nhà nước Việt Nam - Chi nhánh tỉnh Thừa Thiên Huế
0.001 Chấp nhận giả thiết
H7
Nhân tố“Đồng nghiệp”có tương quan đếnđộng lực làm
việc của người lao động tại Ngân hàng nhà nước Việt Nam - Chi nhánh tỉnh Thừa Thiên Huế
0.007 Chấp nhận giả thiết
Vậy, mơ hình nghiên cứu sau cùng tồn tại 5 giả thiết
- Giả thiết H1:Nhân tố “Mơi trường làm việc” có tương quan đến động lực
làm việc của người lao động tại Ngân hàng nhà nước Việt Nam - Chi nhánh tỉnh Thừa Thiên Huế. Giả thiết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn 0.05, với hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0.259 chứng tỏ mối quan hệ giữa động lực
làm việc vàmôi trường làm việc là cùng chiều.Động lực làm việctăng lên 1% là do
có sự tăng lên của 0.259%Môi trường làm việc.
- Giả thiết H2:Nhân tố “Ý thức gắn kết trong chi nhánh” có tương quan đến
động lực làm việc của người lao động tại Ngân hàng nhà nước Việt Nam - Chi
nhánh tỉnh Thừa Thiên Huế. Giả thiết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn 0.05, với hệsố Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0.232 chứng tỏ mối quan hệgiữa sự động lực làm việc và ý thức gắn kết trong chi nhánh là cùng chiều.Động lực làm
việctăng lên 1% là do có sự tăng lên của 0.232% Ý thức gắn kết trong chi nhánh.
- Giả thiết H3: Nhân tố “Cơ hội đào tạo và thăng tiến” có tương quan đến
động lực làm việc của người lao động tại Ngân hàng nhà nước Việt Nam - Chi
nhánh tỉnh Thừa Thiên Huế. Giả thiết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn 0.05, với hệsố Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0.265 chứng tỏ mối quan hệgiữa sự động lực làm việc vàcơ hội đào tạo -thăng tiến là cùng chiều.Động lực làm việc
của khách hàng tăng lên 1% là do có sự tăng lên của 0.265% Cơ hội đào tạo và thăng tiến.
- Giả thiết H4: Nhân tố “Bản chất cơng việc” có tương quan đến động lực
làm việc của người lao động tại Ngân hàng nhà nước Việt Nam - Chi nhánh tỉnh Thừa Thiên Huế. Giả thiết này không được chấp nhận do giá trị Sig lớn hơn 0.05.
Nên nhân tốnày khôngảnh hưởng đến động lực làm việc.
- Giả thiết H5: Nhân tố “Lãnh đạo” có tương quan đến động lực làm việc
của người lao động tại Ngân hàng nhà nước Việt Nam - Chi nhánh tỉnh Thừa Thiên Huế. Giảthiết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn 0.05 và hệsốBeta chuẩn hóa của nhân tố này là 0.292 chứng tỏmối quan hệgiữađộng lực làm việc và lãnh đạo là cùng chiều. Động lực làm việc tăng lên 1% là do có sự tăng lên của 292% của Lãnh đạo.
- Giả thiết H6: Nhân tố “Thu nhập” có tương quan đến động lực làm việc
của người lao động tại Ngân hàng nhà nước Việt Nam - Chi nhánh tỉnh Thừa Thiên Huế. Giảthiết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn 0.05 và hệsốBeta chuẩn hóa của nhân tố này là 0.339 chứng tỏ mối quan hệ giữa động lực làm việc và thu nhập là cùng chiều. Động lực làm việc tăng lên 1% là do có sự tăng lên của 339% của Thu nhập.
- Giả thiết H5:Nhân tố“Đồng nghiệp”có tương quan đếnđộng lực làm việc
của người lao động tại Ngân hàng nhà nước Việt Nam - Chi nhánh tỉnh Thừa Thiên Huế. Giảthiết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn 0.05 và hệsốBeta chuẩn hóa của nhân tốnày là 0.309 chứng tỏmối quan hệgiữa động lực làm việc và đồng nghiệp là cùng chiều. Động lực làm việc tăng lên 1% là do có sự tăng lên của 309% của Đồng nghiệp.
Theo phương trình hồi quy ở trên cho thấy động lực làm việc có quan hệ
tuyến tính với các nhân tố:
Mạnh nhất là: Thu nhập (HệsốBeta 6 là 0.339) Thứhai là:Đồng nghiệp (HệsốBeta 7 là 0.309) Thứba là: Lãnhđạo (HệsốBeta 5 là 0.292)
Thứ tư là:Cơ hội đào tạo và thăngtiến (HệsốBeta 3 là 0.265) Thứ năm là: Môi trường làm việc (HệsốBeta 1 là 2.59)
Cuối cùng là: Ý thức gắn kết với chi nhánh (HệsốBeta 2 là 0.232)
Mơ hình hồi quy có hệ số R2 hiệu chỉnh = 61,4%, chứng tỏ độ phù hợp của mơ hình với bộ dữ liệu là khá cao, giải thích được61,4% cho sự biến thiên của động lực làm việc. Dựa trên kết quả nghiên cứu, dây là cơ sở để đưa ra những giải pháp nâng caođộng lực làm việc thông qua những nhân tốnày.
2.3.7. Kiểm định giá trị trung bình các nhân tố ảnh hưởng đến động lực làm việccủa nhân viên.