Hệ số KMO và Bartlett’s Test .788
Kiểm định Bartlett‟s Test
Giá trị chi bình phương xấp xỉ 2624.430
Bậc tự do 276
Mức ý nghĩa .000
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
Kết quả từ Bảng 4.5 cho thấy hệ số KMO = 0.788 > 0.5 và giá trị của Bartlett‟s là 2624.430 với mức ý nghĩa Sig. = 0.000 < 0.05 có ý ngĩa thống kê,
chứng tỏ các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể dữ liệu và hoàn toàn phù hợp cho việc sử dụng phân tích nhân tố khám phá.
Bảng 4.6: Tổng phƣơng sai trích đối với các biến độc lập
Nhân tố
Giá trị Eigenvalues Tổng phƣơng sai trích Tổng phƣơng sai (xoay)
Tổng % biến
thiên % tích lũy Tổng % biến
thiên % tích lũy Tổng % biến thiên % tích lũy 1 6.225 25.939 25.939 6.225 25.939 25.939 3.256 13.567 13.567 2 3.537 14.738 40.677 3.537 14.738 40.677 3.110 12.958 26.526 3 2.486 10.356 51.033 2.486 10.356 51.033 2.843 11.844 38.370 4 1.978 8.242 59.276 1.978 8.242 59.276 2.700 11.251 49.621 5 1.333 5.553 64.829 1.333 5.553 64.829 2.481 10.337 59.958 6 1.286 5.359 70.188 1.286 5.359 70.188 2.455 10.230 70.188
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
Kết quả từ Bảng 4.6 cho thấy có 24 biến quan sát độc lập được nhóm thành 06 nhóm, với giá trị tổng phương sai trích bằng 70.188% > 50% là đạt yêu cầu, điều đó có nghĩa rằng các nhân tố rút ra giải thích được 70.188% sự biến thiên của các biến quan sát.
Giá trị“hệ số Eigenvalue của các nhân tố đều lớn hơn 1, nhân tố thứ 06 có Eigenvalue thấp nhất là 1.286. Ma trận nhân tố với phương pháp trích Principal Component và phép xoay Varimax (Bảng 4.7) thể hiện 24 biến quan sát được hội tụ thành 06 nhóm nhân tố. Căn cứ trên ma trận xoay thì tất cả các biến quan sát đều có hệ số tải nhân tố lớn hơn 0.5”nên khơng biến nào bị loại khỏi mơ hình.
Bảng 4.7: Ma trận nhân tố với phƣơng pháp trích Principal Component và phép xoay Varimax của các biến độc lập
Biến quan sát Nhân tố 1 2 3 4 5 6 MT2 .923 MT1 .886 MT3 .854 MT4 .609 KT3 .853 KT2 .849 KT1 .803 KT4 .707 DT4 .878 DT2 .811 DT3 .660 DT1 .648 DN2 .790 DN3 .783 DN1 .781 DN4 .518 TL2 .786 TL3 .704 TL1 .694 TL4 .647 LD2 .838 LD1 .818 LD4 .597 LD3 .562
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
4.4.2. Phân tích nhân tố khám phá EFA cho biến phụ thuộc
Thang đo Động lực làm việc được đo bằng 04 biến quan sát. Sau khi kiểm tra mức độ tin cậy bằng Cronbach‟s Alpha, cả 04 biến đều đảm bảo độ tin cậy. Phân tích nhân tố khám phá EFA được sử dụng để đánh giá lại mức độ hội tụ của các biến quan sát theo các thành phần.
Bảng 4.8: Hệ số KMO và Bartlett’s Test của biến phụ thuộc
Hệ số KMO và Bartlett’s Test .727
Kiểm định Bartlett‟s Test
Giá trị chi bình phương xấp xỉ 160.305
Bậc tự do 6
Mức ý nghĩa .000
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
Kết quả từ bảng Bảng 4.8 cho thấy hệ số KMO = 0.727 > 0.5 và giá trị của Bartlett‟s là 160.305 với mức ý nghĩa Sig. = 0.000 < 0.05 có ý ngĩa thống kê, chứng tỏ các biến quan sát có tương quan với nhau và hồn tồn phù hợp với phân tích nhân tố.
Bảng 4.9: Phƣơng sai trích thang đo Động lực làm việc
Nhân tố Giá trị Eigenvalues Tổng phƣơng sai trích
Tổng % biến thiên % tích lũy Tổng % biến thiên % tích lũy 1 2.229 55.717 55.717 2.229 55.717 55.717 2 .763 19.083 74.800
3 .554 13.851 88.651 4 .454 11.349 100.000
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
Kết quả từ Bảng 4.9 cho thấy giá trị tổng phương sai trích bằng 55.717% > 50% là đạt yêu cầu, điều đó có nghĩa rằng các nhân tố rút ra giải thích được 55.71% sự biến thiên của các biến quan sát.
Giá trị hệ số Eigenvalues của nhân tố lớn hơn 1, ma trận nhân tố với phương pháp xoay Principal Varimax (Bảng 4.10) thể hiện 04 biến quan sát được hội tụ thành một nhóm trong thang đo động lực làm việc.
Bảng 4.10: Ma trận nhân tố của biến phụ thuộc Ma trận xoay Ma trận xoay
Biến quan sát Nhân tố 1 DL3 .810 DL1 .763 DL4 .728 DL2 .679
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
Sau khi thực hiện việc xác định độ tin cậy và kiểm định các thang đo, tác giả đã xác định được 06 yếu tố tác động đến Động lực làm việc. Tác giả tiến hành kiểm định sự tương quan giữa các biến trước khi đi vào phân tích hồi quy. Tiến hành định danh lại giá trị biến mới như sau:
DL = Mean (DL1, DL2, DL3, DL4). TL = Mean (TL1, TL2, TL3, TL4). DT = Mean (DT1, DT2, DT3, DT4). MT = Mean (MT1, MT2, MT3, MT4). LD = Mean (LD1, LD2, LD3, LD4). DN = Mean (DN1, DN2, DN3, DN4). KT = Mean (KT1, KT2, KT3, KT4).
4.5.1. Kiểm định hệ số tương quan
Căn cứ trên“kết quả phân tích tương quan các biến, ta thấy các yếu tố Tiền lương và phúc lợi (TL), Đào tạo và thăng tiến (DT), Môi trường và điều kiện làm việc (MT), Vai trò người lãnh đạo (LD), Mối quan hệ với đồng nghiệp (DN), Khen thưởng và cơng nhận thành tích (KT) có mối tương quan tốt với các yếu tố Động lực làm việc. Các hệ số Sig. < 0.05, điều này cho thấy mối tương quan giữa các biến có ý nghĩa để tác giả tiến hành chạy mơ hình hồi quy tuyến tính; riêng hệ số Sig. của biến KT với các biến TL, DT, MT, LD, DN > 0.05, chứng tỏ mối quan hệ giữa KT với các biến vừa nêu có ý nghĩa thống kê”yếu.
Theo kết quả phân tích tại Bảng 4.11 cho thấy có một số mối quan hệ có thể xảy ra tình trạng đa cộng tuyến. Tuy nhiên, để xác định chính xác có hiện tượng đa cộng tuyến hay khơng, tác giả sẽ được thực hiện bằng phân tích hồi quy để kiểm tra (kiểm tra hệ số VIF).
Tƣơng quan tuyến tính DL TL DT MT LD DN KT DL Hệ số tương quan 1 .428** .622** .462** .547** .438** .002 Mức ý nghĩa (2 phía) .000 .000 .000 .000 .000 .976 N 192 192 192 192 192 192 192 TL Hệ số tương quan .428** 1 .337** .128 .316** .392** .117 Mức ý nghĩa (2 phía) .000 .000 .077 .000 .000 .105 N 192 192 192 192 192 192 192 DT Hệ số tương quan .622** .337** 1 .377** .522** .231** -.098 Mức ý nghĩa (2 phía) .000 .000 .000 .000 .001 .175 N 192 192 192 192 192 192 192 MT Hệ số tương quan .462** .128 .377** 1 .373** .412** -.005 Mức ý nghĩa (2 phía) .000 .077 .000 .000 .000 .947 N 192 192 192 192 192 192 192 LD Hệ số tương quan .547** .316** .522** .373** 1 .245** -.043 Mức ý nghĩa (2 phía) .000 .000 .000 .000 .001 .557 N 192 192 192 192 192 192 192 DN Hệ số tương quan .438** .392** .231** .412** .245** 1 .137 Mức ý nghĩa (2 phía) .000 .000 .001 .000 .001 .058 N 192 192 192 192 192 192 192 KT Hệ số tương quan .002 .117 -.098 -.005 -.043 .137 1 Mức ý nghĩa (2 phía) .976 .105 .175 .947 .557 .058 N 192 192 192 192 192 192 192
4.5.2. Phân tích hồi quy
Sử dụng hàm hồi quy tuyến tính với phương pháp đưa vào một lượt để kiểm định sự phù hợp giữa biến Động lực làm việc (DL) với các biến thành phần Tiền lương và phúc lợi (TL), Đào tạo và thăng tiến (DT), Môi trường và điều kiện làm việc (MT), Vai trò người lãnh đạo (LD), Mối quan hệ với đồng nghiệp (DN), Khen thưởng và công nhận thành tích (KT).
Bảng 4.12: Độ phù hợp của mơ hình các nhân tố tác động
Model R R2 R2 hiệu chỉnh Durbin-Watson
1 .744a .554 .539 1.631
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
Bảng 4.13: Phân tích phƣơng sai
Giá trị Tổng bình phƣơng Bậc tự do TB bình phƣơng F Mức ý nghĩa 1 Tương quan 44.352 6 7.392 38.233 .000b Phần dư 35.768 85 .193 Tổng 80.120 91
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
Kết quả phân tích cho thấy mức ý nghĩa Sig. = 0.00 < 0.05 và hệ số xác định R2 = 0.554, R2 hiệu chỉnh = 0.539 chứng minh cho sự phù hợp của mơ hình ở mức trung bình khá. Nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính được xây dựng phù hợp với tập dữ liệu 53.9%. Hay các biến độc lập ảnh hưởng 53.9% sự thay đổi của biến phụ thuộc.
Giá trị F = 38.233 kiểm định giả thuyết về sự phù hợp của mơ hình hồi quy nhằm xem xét biến xung đột vai trị có quan hệ tuyến tính với các biến độc lập và với mức ý nghĩa sig = 0.000 < 0.05, điều đó cho thấy sự phù hợp của mơ hình.
Kiểm định Durbin - Watson được thực hiện với giá trị d = 1.631 < 2 nằm trong vùng chấp nhận, nghĩa là khơng có sự tương quan chuỗi bậc nhất hay nói cách khác là khơng có tương quan giữa các phần dư.
Bảng 4.14: Phân tích hồi quy Thành phần Thành phần Hệ số chƣa điều chỉnh Hệ số điều chỉnh Giá trị T Sig. Đa cộng tuyến B Độ lệch chuẩn Beta
Dung sai VIF
Hằng số .203 .274 .740 .460 TL .146 .057 .148 2.589 .010 .738 1.356 DT .327 .055 .364 5.951 .000 .646 1.548 MT .109 .042 .154 2.616 .010 .701 1.427 LD .209 .060 .209 3.473 .001 .669 1.495 DN .161 .052 .181 3.089 .002 .703 1.422 KT .004 .041 .005 .106 .916 .950 1.052
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
Kết quả phân tích các hệ số hồi quy tuyến tính cho thấy trong 06 thành phần đo lường động lực làm việc, có 01 thành phần KT có mức ý nghĩa Sig. = 0.916 > 0.05 nên khơng có ý nghĩa về mặt thống kê, còn lại 05 thành phần TL, DT, MT, LD, DN có mức ý nghĩa Sig. < 0.05 nên có ý nghĩa thống kê.
Về kiểm định đa cộng tuyến, được tiến hành bằng cách xem hệ số VIF (Variance Inflation Factor). Có hiện tượng đa cộng tuyến khi hệ số VIF > 10. Ở Bảng 4.14 cho thấy hệ số VIF < 10 cho thấy hiện tượng đa cộng tuyến không vi phạm.
4.5.3. Kiểm định lý thuyết phân phối chuẩn
Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng biểu đồ tần số Histogram, biểu đồ phân phối tích lũy P-P Plot và biểu đồ Ssatterplot để kiểm định.
- Kết quả biểu đồ tần số Histogram (Biểu đồ 4.7) cho thấy có một đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số, đường cong này có dạng hình chng, phù hợp với dạng đồ thị”của phân phối chuẩn. Giá trị trung bình Mean = 4.60E-16 xấp xỉ = 0 và độ lệch chuẩn xấp xỉ = 1 (Std. Dev = 0,984). Do đó có thể kết luận rằng giả định rằng giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Biểu đồ 4.7: Biểu đồ tần số Histogram
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
- Kết quả biểu đồ phân phối tích lũy P-P Plot (Biểu đồ 4.8) cho thấy các điểm
phân vị trong phân phối chuẩn của phần dư tập trung thành một đường chéo nếu phần dư có phân phối chuẩn, nên không vi phạm giả định hồi quy về phân phối chuẩn phần dư.
Biểu đồ 4.8: Biểu đồ phân phối tích lũy P-P Plot
- Kết quả biểu đồ Scatterplot (Biểu đồ 4.9) cho thấy phần dư đã chuẩn hóa phân
tán ngẫu nhiên trên đồ thị, khơng tạo thành hình dạng nhất định nào. Như vậy, giá trị dự đoán và phần dư độc lập nhau và phương sai của phần dư khơng đổi. Mơ hình hồi quy là phù hợp.
Biểu đồ 4.9: Biểu đồ Scatterplot
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
4.5.4. Phương trình hồi quy tuyến tính
Phương trình hồi quy tuyến tính (theo hệ số đã điều chỉnh) của mơ hình thể hiện mối quan hệ giữa các nhân tố ảnh hưởng đến Động lực làm việc là:
DL = 0.148*TL + 0.364*DT + 0.154*MT + 0.209*LD + 0.181*DN + 0.05*KT
Các hệ số hồi quy mang dấu dương thể hiện các yếu tố trong mơ hình hồi quy trên tác động tỷ lệ thuận chiều đến Động lực làm việc. Từ phương trình hồi quy cho thấy Động lực làm việc có quan hệ tuyến tính đối với các yếu tố Tiền lương và phúc lợi, Đào tạo và thăng tiến, Môi trường và điều kiện làm việc, Vai trò người lãnh đạo, Mối quan hệ với đồng nghiệp.
4.5.5. Kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Mơ hình nghiên cứu đề xuất ban đầu về các yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của CBCC cấp xã có 07 giả thuyết cần kiểm định, gồm:
H1: Tiền lương và phúc lợi ảnh hưởng dương đến động lực làm việc của CBCC.
H2: Đào tạo và thăng tiến ảnh hưởng dương đến động lực làm việc của CBCC.
H3: Công việc ổn định ảnh hưởng dương đến động lực làm việc của CBCC. H4: Môi trường và điều kiện làm việc có ảnh hưởng dương đến động lực làm việc của CBCC.
H5: Vai trò của người lãnh đạo ảnh hưởng dương đến động lực làm việc của CBCC.
H6: Mối quan hệ với đồng nghiệp ảnh dương đến động lực làm việc cho của CBCC.
H7: Khen thưởng và cơng nhận thành tích ảnh dương đến động lực làm việc cho của CBCC
Qua q trình thảo luận nhóm thống nhất loại bỏ yếu tố Cơng việc ổn định (H3), còn lại 06 yếu tố độc lập đưa vào phân tích hồi quy, kết quả phân tích hồi quy loại bỏ yếu tố Khen thưởng và cơng nhận thành tích (H7) vì khơng có ý nghĩa thống kê. Điều này phù hợp với tình hình thực tế hiện nay, bởi vì việc khen thưởng ở các cơ quan hành chính nhà nước được thực hiện theo Luật thi đua, khen thưởng, Nghị định của Chính phủ và các văn bản hướng dẫn của các bộ, ngành; việc khen thưởng cịn những bất cập, muốn được cơng nhận chiến sĩ thi đua cơ sở phải có sáng kiến, giải pháp, nhưng thực tế phần lớn các sáng kiến chỉ là thủ tục, hiệu quả không cao. Việc khen thưởng cịn mang tính cào bằng vì có những tiêu chí khó định lượng được; khen thưởng chủ yếu dành cho cán bộ quản lý, ít khen thưởng đối với cán bộ, cơng chức , người lao động trực tiếp. Ngồi ra, việc khen thưởng chưa gắn với việc quy hoạch, đào tạo, đánh giá CBCC. Do vậy, việc khen thưởng và cơng nhận thành tích chưa thật sự tạo động lực làm việc cho đội ngũ CBCC cấp xã.
Bảng 4.15: Kết quả kiểm định các giả thuyết mơ hình
STT Giả thuyết Beta
(β) Sig.
Kết luận (tại mức ý nghĩa 5%)
1 H1: Tiền lương và phúc lợi ảnh hưởng
dương đến động lực làm việc của CBCC 0.148 .010 Chấp nhận 2 H2: Đào tạo và thăng tiến ảnh hưởng
dương đến động lực làm việc của CBCC 0.364 .000 Chấp nhận 3
H4: Mơi trường và điều kiện làm việc có ảnh hưởng dương đến động lực làm việc của CBCC
0.154 .010 Chấp nhận
4
H5: Vai trò của người lãnh đạo ảnh hưởng dương đến động lực làm việc của CBCC
0.209 .001 Chấp nhận
5
H6: Mối quan hệ với đồng nghiệp ảnh dương đến động lực làm việc cho của CBCC
0.181 .002 Chấp nhận
6
H7: Khen thưởng và cơng nhận thành tích ảnh dương đến động lực làm việc cho của CBCC
0.005 .916 Không chấp nhận
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
Như vậy, qua phân tích hồi quy có 05 yếu tố được chấp nhận và sắp xếp theo thứ tự từ cao xuống thấp như sau:
- Thứ nhất là yếu tố Đào tạo và thăng tiến (β = 0.364). - Thứ hai là yếu tố Vai trò người lãnh đạo (β = 0.209). - Thứ ba là yếu tố Mối quan hệ với đồng nghiệp (β = 0.181). - Thứ tư là yếu tố Môi trường và điều kiện làm việc (β = 0.154). - Thứ năm là yếu tố Tiền lương và phúc lợi (β= 0.148).
Hình 4.1: Mơ hình nghiên cứu sau khi phân tích hồi quy
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
4.6. Phân tích ảnh hƣởng của các biến nhân khẩu đến Động lực làm việc bằng T-Test và ANOVA
4.6.1. Kiểm định giới tính
Kết quả“kiểm định cho thấy Sig.Levene test = 0.021 < 0.05, điều đó chứng tỏ phương sai giữa các lựa chọn của nhân tố giới tính”là khác nhau.
Kết quả kiểm định cho thấy Sig.(2-tailed) = 0.524 > 0.05. Vì vậy, tác giả nhận thấy khơng có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về động lực làm việc của những CBCC có giới tính khác nhau.
Bảng 4.16: Kết quả kiểm định T-Test với giới tính khác nhau
Kiểm tra mẫu độc lập Kiểm tra chỉ
số Levene's T-test cho các giá trị
F Sig. t df Sig. (2- tailed) Khác biệt trung bình Khác biệt sai số chuẩn 95% độ tin cậy Lower Upper DL Phương sai bằng nhau 5.425 .021 -.568 190 .571 -.05879 .10357 -.26309 .14550 Phương sai không bằng nhau -.639 131.265 .524 -.05879 .09197 -.24073 .12315
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
4.6.2. Kiểm định độ tuổi