CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.2 Phân tích kết quả nghiên cứu
4.2.4 Quy trình phân tích hồi quy
Từ kết quả phân tích nhân tố EFA mơ hình được gom lại thành 5 nhóm yếu tố độc lập với 22 biến quan sát và một nhóm phụ thuộc với 4 biến quan sát.
Gọi biến độc lập gồm 5 biến là: - Biến “Tiền lương và phúc lợi”, - Biến “Điều kiện làm việc”, - Biến “Quan hệ đồng nghiệp”, - Biến “Văn hoá doanh nghiệp”, - Biến “Đào tạo phát triển nhân lực”. Gọi biến phụ thuộc là:
- Biến “Động lực làm việc” Để phân tích hồi quy, tác giả gọi:
- Yếu tố H1: TLPL là Tiền lương và phúc lợi (là trung bình của các biến TLPL1, TLPL2, TLPL3, TLPL4, TLPL5).
- Yếu tố H2: DKLV là Điều kiện làm việc (là trung bình của các biến DKLV1, DKLV2, DKLV3, DKLV4).
- Yếu tố H3: QHDN là Quan hệ đồng nghiệp (là trung bình của các biến QHDN1, QHDN2, QHDN3, QHDN4, QHDN5).
- Yếu tố H4: VHDN là Văn hoá doanh nghiệp (là trung bình của các biến VHDN1, VHDN2, VHDN3, VHDN4).
- Yếu tố H5: DTPT là Đào tạo phát triển nhân lực (là trung bình của các biến DTPT1, DTPT2, DTPT3, DTPT4).
Gọi DLLV là Động lực làm việc của nhân viên kỹ thuật (là trung bình của các biến DLLV1, DLLV2, DLLV3, DLLV4).
Ta thấy mối quan hệ giữa biến phụ thuộc “Động lực làm việc” và 5 biến độc lập được thể hiện trong phương trình hồi quy có dạng sau:
Hay:
DLLV = a0 +a 1* TLPL + a 2* DKLV + a 3 * QHDN + a 4* VHDN + a 5* DTPT
Nghiên cứu được tác giả thực hiện chạy hồi quy tuyến tính đa biến với phương pháp Enter (phương pháp đưa vào một lượt).
Bảng 4.15: Tóm tắt mơ hình Mơ Mơ hình Hệ số R Hệ số R2 Hệ số R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng.
Thống kê thay đổi
Durbin- Watson Hệ só R2 sau khi thay đổi Hệ số F khi đổi Bậc tự do 1 Bậc tự do 2 Hệ số Sig.F sau thay đổi 1 .839a .703 .696 .37158 .703 100.526 5 212 .000 2.005 a. Predictors: (Constant), DTPT, VHDN, QHDN, DKLV, TLPL b. Dependent Variable: DLLV
Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu của tác giả
- Hệ số tương quan R (0.839) được chứng minh là hàm số không giảm theo số biến độc lập được ta đưa vào mơ hình (tổng cộng 5 biến).
- R2 = 0.703 đã thể hiện thực tế của mơ hình.
- R2 điều chỉnh từ R2 sẽ được sử dụng để phản ánh mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy đa biến, vì nó khơng hề phụ thuộc vào độ lệch phóng đại của R2. Qua mơ hình khảo sát cho thấy 69,6% động lực làm việc của nhân viên kỹ thuật VNPT tại Bà Rịa Vũng Tàu phụ thuộc vào 5 biến khảo sát, phần còn lại phụ thuộc vào các yếu tố khác.
- Như vậy, với R2 điều chỉnh là 0.696 cho thấy sự tương thích của mơ hình với biến quan sát là rất lớn và biến động lực làm việc của nhân viên kỹ thuật VNPT tại Bà Rịa Vũng Tàu phần lớn được giải thích bởi 5 biến độc lập trong mơ hình.
Kết quả phân tích trong Bảng 4.15 cho thấy, giá trị Sig. của kiểm định F bằng 0,0 < 0,05. Như vậy về tổng thể, các biến độc lập có tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc, do đó mơ hình hồi quy tuyến tính phù hợp với thực tế.
4.2.4.2 Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Để kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến ta dựa vào hệ số phóng đại phương sai VIF. Giá trị hệ số phóng đại phương sai VIF của các biến độc lập của các yếu tố trong mơ hình (Bảng 4.17) rất nhỏ, có giá trị từ 1.497 – 2.242 đều nhỏ hơn 10, chứng tỏ mơ hình hồi quy không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến và các biến trong mơ hình được chấp nhận.
4.2.4.3 Kiểm định hiện tượng tự tương quan
Tự tương quan là hiện tượng có diễn ra sự tương quan giữa các giá trị trong cùng một thành phần của các biến. Kết quả phân tích hồi quy bội cho thấy hệ số Durbin-Watson (d) = 2,005 (bảng 4.15) Với mức ý nghĩa 99%, tham số k – 1 = 5. Tra bảng Durbin – Watson thấy dU < d < 4 – dU ( 1.725 < 2.005 < 4 – 1.725 = 2.275), nên ta kết luận khơng có hiện tượng tự tương quan.
Hình 4.2: Biểu đồ phân tán của phần dư
Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu của tác giả
Giả định phương sai của phần dư khơng thay đổi (hay cịn gọi là phương sai đồng nhất). Nếu xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi, làm cho kết quả của phương trình hồi quy sẽ khơng chính xác, sai lệch so với thực tế.
Để đánh giá mơ hình có vi phạm giả định này hay khơng, chúng ta sẽ dựa vào biểu đồ Scatter Plot giữa các phần dư chuẩn hóa và giá trị dự đốn chuẩn hóa như ở giả định liên hệ tuyến tính. Nếu các giá trị phần dư phân bố đồng đều trên và dưới trục tung độ 0 dù X tăng hay giảm thì giả định phương sai phần dư không thay đổi sẽ không bị vi phạm.
Kết quả từ biểu đồ hình 4.2 cho thấy, các giá trị phần dư dao động khá đồng đều trên dưới trục tung độ 0, các điểm này hầu như nằm trong đoạn từ -2 đến 2 dọc theo trục tung độ 0. Do đó, giả định phương sai phần dư đồng nhất không bị vi phạm.
4.2.4.5 Kiểm định tính phân phối chuẩn của phần dư
Phần dư không tuân theo phân phối chuẩn có thể do mơ hình khơng đúng, phương sai khơng phải là hằng số hoặc số lượng phần dư không đủ để phân tích (Theo Hồng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2018). Đối với biểu đồ Normal P-P Plot, nếu các giá trị phần dư trong phân phối của phần dư tập trung thành 1 đường chéo, nghĩa là phần dư có phân phối chuẩn.
Để kiểm tra vấn đề này chúng ta có thể xem xét hình dạng của biểu đồ phân tán của phần dư như Hình 4.3 dưới đây. Qua biểu đồ Hình 4.3 cho ta thấy các giá trị của phần dư trong phân phối tập trung thành 1 đường chéo, từ đó ta kết luận giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Hình 4.3: Biểu đồ P-P plot
Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu của tác giả
Để chắc chắn, tác giả xem xét thêm biểu đồ phân tán của phần dư ở Hình 4.4 dưới đây.
Hình 4.4: Biểu đồ phân tán của phần dư
Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu của tác giả
Trong biểu đồ hình 4.4, kết quả phân tích cho thấy phân phối phần dư có giá trị trung bình Mean = -3.83E-16 gần bằng 0, độ lệch chuẩn là 0.988 gần bằng 1, như vậy có thể nói, phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn. Từ số liệu trên ta có thể kết luận rằng, giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Bảng 4.16: ANOVA
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 69.399 5 13.880 100.526 .000b Residual 29.271 212 .138 Total 98.670 217 a. Dependent Variable: DLLV b. Predictors: (Constant), DTPT, VHDN, QHDN, DKLV, TLTN
Theo như kết quả bảng 4.16, cho ta thấy giá trị Sig.= 0.00 < 0.05, từ đó ta có thể kết luận phương trình hồi quy đưa ra là phù hợp với mẫu và tổng thể nghiên cứu.
(Xem phần phụ lục 4). 4.2.4.6 Phân tích hồi quy
Từ bảng 4.17, ta thấy có 5 biến tác động được đưa vào mơ hình phân tích hồi quy, các biến đều có quan hệ tuyến tính với “động lực làm việc” có các sig.=0 < 0.05. Hệ số beta chuẩn hóa của các biến đều >0 chứng tỏ các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5 đều đúng, các biến “Tiền lương và phúc lợi, Điều kiện làm việc, Quan hệ đồng nghiệp, Văn hoá doanh nghiệp, Đào tạo phát triển nhân lực” đều tác động đến biến phụ thuộc “Động lực làm việc”.
Bảng 4.17: Kết quả phân tích hồi quy đa biến
Mơ hình
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy
chuẩn hóa t Sig. Thống kê cộng tuyến Hệ số β Độ lệch chuẩn Hệ số β Hệ số Tolerance Hệ số VIF 1 (Constant) .432 .153 2.815 .005 TLPL .242 .048 .280 5.003 .000 .446 2.242 DKLV .167 .038 .224 4.434 .000 .549 1.821 QHDN .171 .042 .187 4.064 .000 .660 1.516 VHDN .159 .039 .189 4.125 .000 .668 1.497 DTPT .164 .043 .198 3.805 .000 .517 1.933 Biến phụ thuộc: DLLV
Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu của tác giả
Từ bảng phân tích hồi quy, ta thấy mối quan hệ giữa biến phụ thuộc động lực làm việc của nhân viên kỹ thuật tại VNPT Bà Rịa Vũng Tàu và 5 biến độc lập được thể hiện trong phương trình hồi quy sau.
Y= a0 +a 1X1 + a 2X2 + a 3X3 + a 4X4 + a 5X5
Hay: DLLV = 0,280* TLPL + 0,224* DKLV + 0,187 * QHDN + 0,189* VHDN + 0,198* DTPT
Kết luận các giả thiết
Stt Giả thiết Yếu tố Sig Beta Kết luận giả thiết
1 H1 Tiền lương và phúc lợi 0.000 0.280 Chấp nhận
2 H2 Điều kiện làm việc 0.000 0.224 Chấp nhận
3 H3 Quan hệ đồng nghiệp 0.000 0.187 Chấp nhận
4 H4 Văn hoá doanh nghiệp 0.000 0.189 Chấp nhận
5 H5 Đào tạo phát triển nhân lực 0.000 0.198 Chấp nhận
Như vậy, giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5 cho mơ hình nghiên cứu lý thuyết chính thức được chấp nhận.
4.2.5 Phân tích phương sai ANOVA
Các giả thuyết đưa ra để kiểm định:
- Giả thuyết A1: khơng có sự khác biệt về động lực làm việc của nhân viên kỹ
thuật tại VNPT Bà Rịa Vũng Tàu giữa các nhóm nhân viên có độ tuổi khác nhau.
- Giả thuyết A2: khơng có sự khác biệt về động lực làm việc của nhân viên kỹ
thuật tại VNPT Bà Rịa Vũng Tàu giữa các nhóm nhân viên có học vấn khác nhau.
- Giả thuyết A3: khơng có sự khác biệt về động lực làm việc của nhân viên kỹ
thuật tại VNPT Bà Rịa Vũng Tàu giữa các nhóm nhân viên có thời gian cơng tác khác nhau.
Kiểm định giả thuyết với mức ý nghĩa là 5% (tin cậy 95%)
4.2.5.1 Kiểm định giả thuyết A1
Bảng 4.18: Phương sai (On way Anova) về độ tuổi
Test of Homogeneity of Variances
DLLV Levene
Statistic df1 df2 Sig. 1.178 3 214 .319
ANOVA
DLLV
Sum of
Squares df Mean Square F Sig. Between Groups 1.293 3 .431 .947 .419 Within Groups 97.377 214 .455
Total 98.670 217
Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu của tác giả
Kiểm định Levence cho thấy sig. = 0.319 > 0.05 nên chấp nhận giả thuyết phương sai của động lực làm việc là giống nhau giữa các nhân viên kỹ thuật có độ tuổi khác nhau ở độ tin cậy 95%.
Từ kết quả trên, bảng ANOVA sẽ được sử dụng. Kết quả Sig. = 0.419 > 0.05 nên chấp nhận giả thuyết ở độ tin cậy 95%, có nghĩa là khơng có sự khác biệt về ý nghĩa thống kê về động lực làm việc giữa các nhân viên kỹ thuật có độ tuổi khác nhau.
4.2.5.2 Kiểm định giả thuyết A2
Bảng 4.19 Phương sai (On way Anova) về học vấn
Test of Homogeneity of Variances
DLLV Levene Statistic df1 df2 Sig. .632 3 214 .595 ANOVA DLLV Sum of
Squares df Mean Square F Sig. Between Groups .356 3 .119 .259 .855 Within Groups 98.314 214 .459
Total 98.670 217
Kiểm định Levence cho thấy sig. = 0.595 > 0.05 nên chấp nhận giả thuyết phương sai của động lực làm việc là giống nhau giữa các nhân viên kỹ thuật có trình độ học vấn khác nhau ở độ tin cậy 95%.
Từ kết quả trên, bảng ANOVA sẽ được sử dụng. Kết quả Sig. = 0.855 > 0.05 nên chấp nhận giả thuyết ở độ tin cậy 95%, có nghĩa là khơng có sự khác biệt về ý nghĩa thống kê về động lực làm việc giữa các nhân viên kỹ thuật có trình độ học vấn khác nhau.
4.2.5.3 Kiểm định giả thuyết A3
Bảng 4.20 Phương sai (On way Anova) về năm công tác
Test of Homogeneity of Variances
DLLV Levene Statistic df1 df2 Sig. .233 2 215 .792 ANOVA DLLV Sum of
Squares df Mean Square F Sig. Between Groups 1.333 2 .667 1.472 .232 Within Groups 97.337 215 .453
Total 98.670 217
Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu của tác giả
Kiểm định Levence cho thấy sig. = 0.792 > 0.05 nên chấp nhận giả thuyết phương sai của động lực làm việc là giống nhau giữa các nhân viên kỹ thuật có năm công tác khác nhau ở độ tin cậy 95%.
Từ kết quả trên, bảng ANOVA sẽ được sử dụng. Kết quả Sig. = 0.232 > 0.05 nên chấp nhận giả thuyết ở độ tin cậy 95%, có nghĩa là khơng có sự khác biệt về ý nghĩa thống kê về động lực làm việc giữa các nhân viên kỹ thuật có năm cơng tác khác nhau.
4.3 Thảo luận kết quả nghiên cứu
Dựa trên kết quả nghiên cứu hồi quy, qua các bước kiểm định, có thể thấy mơ hình hồi quy trên là phù hợp. Ta có thể viết lại phương trình hồi quy cụ thể như sau:
Dạng phương trình hồi quy:
Y= a0 +a 1X1 + a 2X2 + a 3X3 + a 4X4 + a 5X5
DLLV = .280* TLPL + 0.224* DKLV + .187 * QHDN + .189* VHDN + .198* DTPT
Trong đó:
- DLLV là biến phụ thuộc giải thích cho động lực làm việc của nhân viên kỹ thuật
- TLPL là biến độc lập “Tiền lương và phúc lợi” - DKLV là biến độc lập “Điều kiện làm việc” - QHDN là biến độc lập “Quan hệ đồng nghiệp” - VHDN là biến độc lập “Văn hoá doanh nghiệp” - DTPT là biến độc lập “Đào tạo phát triển nhân lực”
- ai: là các hệ số của biến độc lập, nó cho biết hướng ảnh hưởng và mức độ tác động của các biến độc lập lên biến phụ thuộc.
Căn cứ vào hệ số và hệ số ai của Phương trình hồi quy chuẩn hóa, chúng ta xác định được thứ tự mức độ tác động của các yếu tố độc lập đến yếu tố phụ thuộc như sau (xem Bảng 4.21):
Bảng 4.21: Thứ tự ảnh hưởng của các yếu tố
Tên biến Hệ số hồi quy Tỷ trọng % Thứ tự ảnh hưởng hưởng TLPL 0,280 26,0% 1 DKLV 0,224 20,8% 2 DTPT 0,198 18,4% 3 VHDN 0,189 17,5% 4 QHDN 0,187 17,3% 5 Tổng cộng 1,078 100%
Từ phương trình hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa của các biến, có thể nhận định, như vậy cả 5 yếu tố: Tiền lương và phúc lợi; Điều kiện làm việc; Quan hệ đồng nghiệp; Văn hoá doanh nghiệp và Đào tạo phát triển nhân lực đều có ảnh hưởng đến động lực làm việc của nhân viên kỹ thuật tại VNPT Bà Rịa Vũng Tàu. Tức là khi các biến TLPL, DKLV, QHDN, VHDN, DTPT càng cao thì động lực làm việc của nhân viên kỹ thuật tại VNPT Bà Rịa Vũng Tàu càng cao. Trong 5 yếu tố thì có 1 yếu tố ảnh hưởng đáng kể đến động lực làm việc là TLPL (do chỉ số Sig. nhỏ =0.000 và Beta = 0.280), nên yếu tố TLPL là quan trọng nhất trong mơ hình hồi quy, thứ tự tiếp theo lần lượt là: DKLV, DTPT, VHDN và cuối cùng là QHDN.
- Nhóm TLPL có hệ số Beta chuẩn hóa (0.280), tác động mạnh nhất đến động lực làm việc của nhân viên kỹ thuật tại VNPT Bà Rịa Vũng Tàu, nên cần có các chính sách, quy chế trả lương xứng đáng với kết quả công việc, công bằng với mọi nhân viên lao động và các chính sách khen thưởng phải cơng bằng và thỏa đáng với mọi người, để nâng cao năng suất của người lao động. Yếu tố Tiền lương và phúc lợi ảnh hưởng tích cực đến động lực làm việc, kết quả nghiên cứu phù hợp với nghiên cứu của Nguyễn Bạch Phương Thảo (2018) và Lê Nguyễn Đoan Khơi (2014).
- Nhóm DKLV có hệ số Beta chuẩn hóa (0.224), tác động mạnh thứ 2 đến động lực làm việc của nhân viên kỹ thuật tại VNPT Bà Rịa Vũng Tàu, nên cần chú ý đến việc trang bị đầy đủ công cụ làm việc và bảo hộ lao động, thường xuyên quan tâm đến điều kiện làm việc và môi rường làm việc của các nhân viên, để nâng cao năng suất lao động. Yếu tố Điều kiện làm việc có ảnh hưởng tích cực đến động lực