CHƯƠNG 2 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
2.3. Đánh giá của người lao động về thực trạng công tác tạo động lực tại ngân
2.3.4. Phân tích nhân tố khám phá EFA
Phân tích nhân tố khám phá EFA là một phương pháp phân tích thống kê
dùng đểrút gọn một tập gồm nhiều biến quan sát phụthuộc lẫn nhau thành một tập biến (gọi là các nhân tố) ít hơn để chúng có ý nghĩa hơn nhưng vẫn chứa đựng hầu hết nội dung thông tin của tập biến ban đầu (Hair & ctg, 1998).
24 biến quan sát đều được đưa vào quá trình phân tích nhân tố (ngoại trừ biến TN1 bịloại ở bước Cronbach alpha). Trong đó, các thang đo biến độc lập gồm
21 biến quan sát, thang đobiến phụthuộc gồm 03 biến quan sát.
Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng phân tích nhân tố cho 2 thang đo:
Thang đo các biến độc lập và Thang đo biến phụ thuộc. EFA được thực hiện với phép trích Principle Component với phép xoay Varimax và các tiêu chuẩn Community > = 0.5, hệ số tải nhân tố (Factor loading) > = 0.5, Eigenvalue >=1, tổng phương sai trích >= 0.5 (50%) và hệ sốKMO (Kaiser - Meyer - Olkin) > = 0.5
để đảm bảo dữliệu phù hợp cho phân tích nhân tố.
2.3.4.1. Phân tích EFA các thang đo biến độc lập
Phân tích các nhân tố các thang đo biến độc lập nhằm khám phá cấu trúc của
thang đo thông qua các nhân tố như: Bản chất công việc, Cơ hội đào tạo và thăng tiến, Môi trường làm việc, Đồng nghiệp, Lãnh đạo, Thu nhập, Ý thức gắn kết với chi nhanh. Sau khi đảm bảo quá trình làm sạch dữ liệu theo đúng quy trình của EFA, các nhân tố sẽ được kiểm định trước khi đưa vào phân tích hồi quy để kiểm
định mơ hình.
Thang đo các biến độc lập ban đầu gồm 7 thành phần chính và 22 biến quan
sát. Sau khi kiểm định độ tin cậy bằng Cronbach Alpha, tất cả21 biến quan sát đều
đo. Phân tích nhân tố khám phá EFA được sử dụng để đánh giá lại mức độ hội tụ của 21 biến quan sát này theo các thành phần.
Thực hiện phân tích EFA cho tổng thể21 biến của các thang đo biến độc lập. Kết quảphân tích nhân tố khám phá EFA các nhân tố thuộc thang đobiến độc lập có kết quảcụthể như sau:
Bảng 2.7: Phân tích nhân tốkhám phá EFA với các biến độc lập
Biến Nhân tố 1 2 3 4 5 6 7 MT2 0.917 MT3 0.874 MT1 0.676 YT1 0.850 YT2 0.826 YT3 0.809 TT1 0.841 TT2 0.820 TT3 0.584 CV2 0.831 CV3 0.740 CV1 0.730 LD2 0.825 LD1 0.821 LD3 0.816 TN4 0.863 TN2 0.777 TN3 0.713 DN3 0.800 DN1 0.756 DN2 0.710 Phương sai trích lũy tiến (%) 12.505 24.230 36.605 46.963 57.677 68.054 78.129 Hệsố Eigenvalue 4.617 3.258 2.616 1.965 1.751 1.131 1.070 KMO: 0.572 Sig.: 0.000
(Nguồn: Kết quảphân tích SPSS)
- Hệ sốKMO trong phân tích bằng 0.572> 0.5, cho thấy rằng kết quả phân tích nhân tố là đảm bảo độtin cậy.
- Kiểm định Bartlett's Test có hệ số Sig là 0.000 < 0.05, thể hiện rằng kết quảphân tích nhân tố đảm bảo được mức ý nghĩa thống kê.
- Phương sai trích bằng 78.129, thể hiện rằng sựbiến thiên của các nhân tố
được phân tích có thể giải thích được 78.129% sự biến thiên của dữ liệu khảo sát
ban đầu, đây là mức ý nghĩa ởmức khá.
- Hệ số Eigenvalues của nhân tốthứ7 bằng 1.070>1, thểhiện sựhội tụcủa phép phân tích dừng ở nhân tố thứ7, hay kết quả phân tích cho thấy có 7 nhân tố
được trích ra từdữliệu khảo sát.
- Hệ sốtải nhân tố của mỗi biến quan sát thể hiện các nhân tố đều lớn hơn 0.5, cho thấy rằng các biến quan sát đều thểhiện được mối ảnh hưởng với các nhân
tốmà các biến này biểu diễn.
2.3.4.2. Phân tích nhân tốkhám pháthang đo biến phụthuộc
Thang đo động lực làm việc gồm 03 biến quan sát. Sau khi đạt độ tin cậy bằng kiểm tra Cronbach Alpha, phân tích nhân tố khám phá EFA được sửdụng để kiểm định lại mức độhội tụcủa các biến quan sát. Thang đo động lực làm việc gồm DL1, DL2, DL3.
Kết quả phân tích nhân tố EFA các thang đo thuộc nhân tố Động lực làm việc có kết quả như sau:
Bảng 2.8: Kết quảphân tích nhân tố EFA cho thang đo biến phụthuộc
Biến Hệ số tải Kiểm định Giá trị
DL2 0.816 KMO 0.642
DL3 0.746 Sig 0.000
DL1 0.744
Eigenvalues 1.777
Phương sai trích 59.245
(Nguồn: Kết quảphân tích SPSS)
Kết quảphân tích nhân tốlần 1 cho thấy:
- Hệ số KMO trong phân tích bằng 0.642 > 0.5, cho thấy rằng kết quảphân
- Kiểm định Bartlett's Test có hệ số Sig là 0.000 < 0.05, thể hiện rằng kết quảphân tích nhân tố đảm bảo được mức ý nghĩa thống kê.
- Phương sai trích bằng 59.245% thểhiện rằng sựbiến thiên của các nhân tố
được phân tích có thể giải thích được 59.245% sự biến thiên của dữ liệu khảo sát
ban đầu, đây là mức ý nghĩa ởmức khá cao.
- HệsốEigenvalues của nhân tốthứ1 bằng 1.777 > 1, thểhiện sựhội tụcủa phép phân tích dừng ở nhân tố thứ1, hay kết quảphân tích cho thấy có 01 nhân tố
được trích ra từdữliệu khảo sát.
- Hệ sốtải nhân tố của mỗi biến quan sát thể hiện các nhân tố đều lớn hơn 0.7, cho thấy rằng các biến quan sát đều thểhiện được sự ảnh hưởng với các nhân tố mà các biến này biểu diễn.
Như vậy kết quảphân tích nhân tốvới các thang đo thuộc nhân tố Động lực làm việc cũng thể hiện sự tin cậy cao, chỉ có một nhân tố được đưa ra từ các biến quan sát của thang đo Động lực làm việc.
Từcác kết quảphân tích nhân tốtrên, các nhân tốlần 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 nhân tố đại diện cho các biến quan sát sử dụng trong việc phân tích hồi quy và tương quan.
2.3.5. 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 không đảm bảo trong q trình phân tích. Các biến quan sát hội tụvề đúng 7 nhóm tương ứng
với 7 nhân tố độc lậpảnh hưởng đếnđộng lực làm việc của người lao động tại Ngân hàng nhà nước Việt Nam - Chi nhánh tỉnh Thừa Thiên Huế. Thứ tự của các nhóm nhân tố có thay đổi dẫn đến những giảthiết nghiên cứu mới sau:
- H0: Các nhân tốchính khơng có mối tương quan đếnđộng lực làm việc của người lao động tại Ngân hàng nhà nước Việt Nam - Chi nhánh tỉnh Thừa Thiên Huế
- H1: Nhân tố “Mơi 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
- 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
- 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
- H4: Nhân tố “Bản chất cơng việc”có tương quan đếnđộng lực làm việc của người laođộng tại Ngân hàng nhà nước Việt Nam - Chi nhánh tỉnh Thừa Thiên Huế
- 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
- 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
- H7: Nhân tố“Đồng nghiệp”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
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 q 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 không 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 không 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 hố
Hệsốhồi quy
chuẩn hố 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