Factor Initial Eigenvalues
Total % of Variance Cumulative %
1 2,621 65,535 65,535
2 0,866 21,652 87,187
3 0,347 8,674 95,862
4 0,166 4,138 100,000
(Nguồn: Số liệu điều tra, phụ lục: “phân tích EFA”)
Ngồi ra, kết quả kiểm định Kaiser – Meyer – Olkin cho ta hệ số KMO = 0.746 và kết quả kiểm định Bartlett’s – test cũng cho thấy, giá trị kiểm định bằng 299,123 với mức ý nghĩa dưới 5% đã bác bỏ giả thuyết các biến không tương q an với nhau nên việc phân tích nhân tố là phù hợp.
Bảng 2.8. Kiểm định KMO và Bartle ’s Test đối với biến phụ thuộc Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy 0,746
Bartlett's Test of Approx. Chi-Square 299,123
Sphericity df 6
Sig. 0,000
(Nguồn: Số liệu điều tra, phụ lục: “phân tích EFA”)
2.4.3. Kiểm định độ t n cậy t ang đo (Cronbach's Alpha)
Sau khi tiến hành phân tích nhân tố khám phá đối với các chỉ tiêu nghiên cứu đưa ra ban đầu, kết quả thu được 8 nhân tố đại diện cho 8 nhóm biến trong mơ hình nghiên cứu. Tiếp theo, để đánh giá độ tin cậy của 8 nhóm biến này, nghiên cứu tiến hành phân tích Cronbach Alpha cho từng nhóm. Trong mỗi nhóm, các biến tương quan có biến tổng <0,3 được xem là biến rác và bị loại. Thang đo được chấp nhận khi hệ số Cronbach Alpha ≥0,7.
Nhìn vào bảng 2.6, hệ số Cronbach's Alpha của tất cả các nhân tố sau khi rút trích từ các biến quan sát bằng phương pháp phân tích nhân tố EFA đều lớn hơn 0,7. Cá biệt, nhân tố “Đào tạo phát triển” và “Lương, thưởng, phúc lợi” có hệ số Cronbach's Alpha rất cao (Cronbach's Alpha =0.969 và 0,963), điều này là dễ hiểu bởi
đây là nhân tố có số lượng biến khá lớn (5 biến và 7 biến). Điều này khẳng định thang đo các nhân tố rút trích từ các biến quan sát là phù hợp và đáng tin cậy. Vậy ta có thể sử dụng 8 nhóm biến này trong các bước phân tích tiếp theo.
2.4.4. Phân tích hồi quy tương quan bội
Theo giả thuyết của nghiên cứu là có mối quan hệ giữa khái niệm các yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của người lao động. Vấn đề đặt ra trong nghiên cứu này là có mối quan hệ tuyến tính cùng chiều giữa các thành phần đánh giá về sự thỏa mãn trong chính sách đãi ngộ nhân sự của khách sạn và động lực làm việc của người lao động hay không? Mức độ quan hệ như thế nào? Do đó ta sử dụng mơ hình hồi quy tuyến tính bội để phân tích và giải thích vấn đề này.
2.4.4.1. Ma trận hệ số tương quan giữa các biến
Kiểm định hệ số tương quan nhằm để kiểm tra mối quan hệ tuyến tính giữa các biến độc lập và các biến phụ thuộc. Nếu các bi ến có ương quan chặt thì phải lưu ý đến vấn đề đa cộng tuyến sau khi phân tích hồi quy.
Theo ma trận hệ số tương quan, biến phụ t uộc có quan hệ tuyến tính với 8 biến độc lập. Trong đó, hệ số tương quan giữa động lực làm việc và đào tạo phát triển là cao nhất 0,484; hệ số tương quan giữa động lực làm việc và đồng nghiệp là thấp nhất 0,060. Như vậy có thể nói rằng ác biến độc lập này có thể đưa vào mơ hình để giải thích cho sự thỏa mãn v ề c ính sách đãi ngộ nhân sự của khách sạn.
2.4.4.2. Giả thuyết
Sau khi đánh giá thang đo bằng hệ số Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố đã xác định được có 8 nhân tố ảnh hưởng đến sự thỏa mãn về công việc của người lao động tại Khách sạn Hương Giang – Resort & Spa. Đó là “Cơng việc”, “Lương, thưởng, phúc lợi”, “Văn hóa doanh nghiệp”, “Lãnh đạo”, “Đào tạo phát triển”, “Thương hiệu”, “ Môi trường điều kiện làm việc” và “ Đồng nghiệp”. Trong đó, các nhân tố này được được lấy từ các biến của các nhân tố tương ứng được xây dựng ban đầu.
Trong mơ hình phân tích hồi quy, biến phụ thuộc là biến “Động lực làm việc”, các biến độc lập là các nhân tố được rút trích ra từ các biến quan sát từ phân tích nhân tố EFA. Mơ hình hồi quy như sau:
ĐLLV = β0 + β1LTPL+ β2ĐTPT+ β3LĐ+ β4CV+ β5ĐNG+ β6MTĐKLV+ β7TH+ β8VHDN+ ei
Trong đó:
CK: Giá trị của biến phụ thuộc là Động lực làm việc.
LTPL: Giá trị của biến độc lập thứ nhất là lương, thưởng, phúc lợi. ĐTPT: Giá trị của biến độc lập thứ hai là đào tạo phát triển.
LĐ: Giá trị của biến độc lập thứ ba là lãnh đạo. CV: Giá trị của biến độc lập thứ tư là công việc.
ĐNG: Giá trị của biến độc lập thứ năm là đồng nghiệp.
MTĐKLV: Giá trị của biến độc lập thứ sáu là môi trường điều kiện làm việc. TH: Giá trị của biến độc lập thứ bảy là t ương hiệu.
VHDN: Giá trị của biến độc lập thứ tám là văn hóa doanh nghiệp. Ei: Phần dư
Các giả thuyết:
H0: Các nhân tố chính khơng ó mối tương quan với mức độ hài lòng các yếu tố tạo động lực làm việc của người lao động.
H1: Nhân tố “LTPL” có tương quan với mức độ hài lòng các yếu tố tạo động lực làm việc của người lao động
H2: Nhân tố “ĐTPT” có tương quan với mức độ hài lòng các yếu tố tạo động lực làm việc của người lao động
H3: Nhân tố “LĐ” có tương quan với mức độ hài lịng các yếu tố tạo động lực làm việc của người lao động
H4: Nhân tố “CV” có tương quan với mức độ hài lịng các yếu tố tạo động lực làm việc của người lao động
H5: Nhân tố “ĐNG” có tương quan với mức độ hài lòng các yếu tố tạo động lực làm việc của người lao động
H6: Nhân tố “MTĐKLV” có tương quan với mức độ hài lòng các yếu tố tạo động lực làm việc của người lao động
H7: Nhân tố “TH” có tương quan với mức độ hài lòng các yếu tố tạo động lực làm việc của người lao động
H8: Nhân tố “VHDN” có tương quan với mức độ hài lịng các yếu tố tạo động lực làm việc của người lao động.
2.4.4.3. Xây dựng phương trình hồi quy tuyến tính
Phân tích hồi quy tuyến tính được thực hiện với 8 biến độc lập bao gồm “Cơng việc”, “Lương, thưởng, phúc lợi”, “Văn hóa doanh nghiệp”, “Lãnh đạo”, “Đào tạo phát triển”, “Thương hiệu”, “ Môi trường điều kiện làm việc” và “ Đồng nghiệp” được lấy từ các Factor sau khi phân tích nhân tố. Phân tích hồi q y được thực hiện bằng
phương pháp hồi quy tổng thể các biến (phương pháp Enter) với phần mềm SPSS 16.0. Các biến được đưa vào cùng một lúc để chọn lọc dựa trên tiêu chí chọn những biến có mức ý nghĩa < 0.05. Kết quả phân tích hồi quy n ư sau:
Kết quả hồi quy lần thứ nhất được R2 iệu chỉnh = 0,486. Tuy nhiên ở kết quả bảng dưới ta thấy các biến “Môi trường đ ều kiện làm việc”, “Thương hiệu” và “ Đồng nghiệp” có mức ý nghĩa Sig. lớn hơn 0,05. Nên để có kết quả thì ta loại những biến này và tiến hành hồi quy lần 2.
Bảng 2.9. Kết quả ồi quy sử dụng bằng phương pháp Enter lần 1 Hệ số
Nhân tố Hệ số khơng chuẩn hóa chuẩn hóa t Sig.
B Std. Error Beta
Hằng số -1,157E-16 0,058 ,000 1,000 Lương, thưởng, phúc lợi 0,256 0,061 0,265 4,204 0,000 Đào tạo phát triển 0,328 0,067 0,338 4,898 0,000 Lãnh đạo 0,272 0,061 0,281 4,479 0,000 Công việc 0,204 0,063 0,209 3,244 0,001 Đồng nghiệp 0,092 0,062 0,094 1,498 0,136 Môi trường điều kiện làm 0,122 0,067 0,122 1,817 0,071
việc
Thương hiệu 0,087 0,063 0,086 1,372 0,172 Văn hóa doanh nghiệp 0,150 0,063 0,151 2,379 0,019
(Nguồn: Kết quả xử lý SPSS)
Kết quả hồi quy lần thứ hai sau khi đã loại đi các biến “Môi trường điều kiện làm việc”, “Thương hiệu” và “ Đồng nghiệp” được thể hiện trong bảng 2.10 như sau:
Bảng 2.10. Mơ hình tóm tắt sử dụng phương pháp Enter sau khi loại biến
Mơ hình R R2 R2 điều chỉnh Ước lượng sai số chuẩn Durbin-Watson
1 0,675 0,456 0,437 0,71933013 1,845
(Nguồn: Kết quả xử lý SPSS)
Bảng 2.11: Kết quả hồi quy sử dụng bằng phương pháp Enter lần 2Hệ số Hệ số
Nhân tố Hệ số khơng c uẩn hóa chuẩn hóa t Sig.
B Std. Error Beta
(Hằng số) -6,417E-17 0,059 0,000 1,000 Lương, thưởng, phúc lợi, 0,245 0,061 0,254 4,014 0,000 phúc lợi
Đào tạo phát triển 0,381 0,062 0,392 6,154 0,000 Lãnh đạo 0,292 0,061 0,301 4,780 0,000 Cơng việc 0,190 0,063 0,195 2,997 0,003 Văn hóa doanh nghiệp 0,184 0,061 0,185 3,002 0,003
(Nguồn: Kết quả xử lý SPSS)
Bảng 2.11 là mơ hình hồi quy lần 2, mơ hình cịn lại 5 biến đạt mức ý nghĩa <0.05 Với hệ số R2 hiệu chỉnh bằng 0,437 có nghĩa là có khoảng 43,7% phương sai của sự thỏa mãn được giải thích bởi 5 biến độc lập là : văn hóa doanh nghiệp, đào tạo phát triển, lãnh đạo, cơng việc và lương, thưởng, phúc lợi.
Phương trình hồi quy thể hiện mối quan hệ giữa mức độ thỏa mãn trong công việc với các yếu tố văn hóa doanh nghiệp, đào tạo phát triển, lãnh đạo, công việc và lương, thưởng, phúc lợi được thể hiện qua đẳng thức sau :
ĐLLV= -6,417E-17+ 0,254LT + 0,392ĐTPT + 0,301LĐ + 0,195CV + 0,185VHDN+ e
Từ phương trình hồi quy tuyến tính, ta có thể thấy động lực làm việc của người lao động tại Khách sạn Hương Giang – Resort & Spa có sự tác động của 5 nhân tố là: văn hóa doanh nghiệp, đào tạo phát triển, lãnh đạo, công việc và lương, thưởng, phúc lợi. Trong đó sự thỏa mãn về “Đào tạo phát triển” có ảnh hưởng mạnh nhất tiếp đến là sự thỏa mãn về “Lãnh đạo”, tiếp theo đó là yếu tố lương, thưởng, phúc lợi và cuối cùng là hai yếu tố “Công việc” và “Văn hóa doanh nghiệp”. Điều này có thể giải thích là do trình độ của người lao động trong khách sạn chủ yế là cao đẳng và đại học, họ lao động dựa vào chất xám nên tinh thần muốn được h ọc hỏi và trau dồi kinh nghiệm và rất lớn. Bên cạnh đó, họ cịn địi hỏi một phong cách lãnh đạo phù hợp để có thể thăng tiến trong cơng việc.
Đào tạo phát triển là một nhân tố có ảnh hưởng lớn nhất đến động lực trong công việc của người lao động tứ c là có hệ số hồi quy lớn nhất. Dấu dương của hệ số ß có ý nghĩa mối quan hệ giữa nhân tố “Đào tạo phát triển” và “Động lực trong cơng việc” có mối quan hệ cùng hiều. Từ kết quả hồi quy ta có ß=0,392 với mức ý nghĩa nhỏ hơn 0,05, nghĩa là k i mức độ thỏa mãn về “Đào tạo phát triển” tăng lên 1 đơn vị thì động lực trong cơng việc tăng lên tương ứng là 0,392 đơn vị. Vậy giả thiết H2 được chấp nhận.
Nhân tố lãnh đạo có hệ số ß là 0.301, với mức ý nghĩa nhỏ hơn 0,05 có nghĩa là mối quan hệ giữa nhân tố “Lãnh đạo” và động lực trong cơng việc của người lao động là có mối quan hệ cùng chiều. Như vậy khi sự thỏa mãn về “Lãnh đạo” tăng lên 1 đơn vị thì động lực trong cơng việc tương ứng tăng lên 0.301đơn vị. Vậy giả thiết H3 được chấp nhận.
Tiếp theo nhân tố “Lương, thưởng, phúc lợi” có hệ số ß là 0.254 với mức ý nghĩa nhỏ hơn 0.05. Điều này có nghĩa là mối quan hệ giữa nhân tố “Lương, thưởng, phúc lợi” và động lực trong cơng việc có mối quan hệ cùng chiều và khi sự thỏa mãn
về “Lương, thưởng, phúc lợi” tăng lên 1 đơn vị thì động lực trong cơng việc của người lao động tương ứng tăng lên 0.254 đơn vị. Vì vậy giả thiết H1 được chấp nhận.
Nhân tố “Cơng việc” có hệ số ß là 0.195, với mức ý nghĩa nhỏ hơn 0,05 có nghĩa là mối quan hệ giữa nhân tố “Công việc” và động lực trong công việc của người lao động là có mối quan hệ cùng chiều. Như vậy khi sự thỏa mãn về “Công việc” tăng lên 1 đơn vị thì động lực trong cơng việc tương ứng tăng lên 0.195 đơn vị. Vậy giả thiết H4 được chấp nhận.
Nhân tố “Văn hóa doanh nghiệp” có hệ số ß là 0.185, với mức ý nghĩa nhỏ hơn 0,05 có nghĩa là mối quan hệ giữa nhân tố “Văn hóa doanh nghiệp” và động lực trong công việc của người lao động là có mối quan hệ cùng chiều. Như vậy khi sự thỏa mãn về “Văn hóa doanh nghiệp” tăng lên 1 đơn vị thì động lực trong cơng việc tương ứng tăng lên 0.185 đơn vị. Vậy giả thiết H8 được chấp nhận.
Kết quả kiểm định mơ hình lý thuyết được mơ ả qua hình như sau:
Bản chất cơng việc
Đào tạo phát triển
Lương, thưởng, phúc l ợi
Lãnh đạo
Văn hóa doanh nghiệp
0.195 0,392 0,254 0,301 0,185 Động lực làm việc của người lao động
Hình 2.2. Kết quả xây dựng mơ hình nghiên cứu
Thơng qua các hệ số hồi quy chuẩn hoá, 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 đế một trong 5 nhân tố trên đều có người lao động.
n biến phụ thuộc. Và bất cứ một sự thay đổi nào của thể tạo nên sự thay đổi đối với động lực lao động của
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 t ành mơ hình của tổng thể ta cần phải tiến hành kiểm định F thơng 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 hình ANOVAb
Mơ hình Tổng bình df Trung bình F Mức ý nghĩa
phương bình phương 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 t y n 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 mộ 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.