Hình 2 : Lý thuyết kì vọng Victor Vroom
2.2 Kết quả khảo sát về động lực làm việc của nhân viên tại Công ty cổ phần Dệt May
2.2.3. Phân tích nhân tố khám phá (Exploratory Factor Analysis – EFA)
2.2.3.1 Kiểm định KMO và Bartlett’s Test biến độc lập
Sau khi phân tích độtin cậy của thang do bằng hệsốCronbach Alpha, các thang
đo được đánh giá theo phương pháp phân tích nhân tố khám phá. Mục đích của phân
tích này là nhóm các biến có liên hệ với nhau thành nhân tố mới. Một mặt phân tích nhân tốgiúp giảm bớt sốbiến này vào phương trình hồi quy.
Bảng 2.6: Kiểm định KMO và Bartlett’s Test biến độc lập
KMO and Bartlett’s Test
Trị số KMO (Kaiser Meyer-Olkin of Sampling Adequacy) 0,855
Đại lượng thống kê Bartlett’s Test
Approx. Chi-Square 1493,620
df 253
Sig. 0.000
( Nguồn: Kết quảxử lý điều tra, phân tích năm 2020)
Kết quả thu được như sau:
- Giá trị KMO bằng 0,855>0,05 cho thấy phân tích EFA là phù hợp.
- Mức ý nghĩa Sig. của kiểm định Bartlett’s Test nhỏ hơn 0,05 nên các biến quan
sát được đưa vào mơ hình nghiên cứu có tương quan với nhau và phù hợp với phân
tích nhân tốkhám phá EFA.
2.2.3.2. Phân tích nhân tố khám phá EFA biến độc lập
Trong nghiên cứu này, khi phân tích nhân tố khám phá EFA đề tài sử dụng
phương pháp phân tích các nhân tố chính (Principal Components) với số nhân tố
(Number of Factor) được xác định từ trước theo mơ hình nghiên cứu đề xuất. Mục
đích sử dụng phương pháp này là để rút gọn dữ liệu, hạn chế vi phạm hiện tượng đa
cộng tuyến giữa các nhân tốtrong việc phân tích mơ hình hồi quy tiếp theo.
Phương pháp xoay nhân tố được chọn là Varimax procedure: xoay nguyên gốc
các nhân tố đểtối thiểu hóa số lượng biến có hệsốlớn tại cùng một nhân tốnhằm tăng
cường khả năng giải thích nhân tố. Những biến nào có hệ số tải nhân tố bé hơn 0,5 sẽ
bị loại khỏi mơ hình nghiên cứu, chỉ những biến nào có hệsố tải nhân tốlớn hơn 0,5
Ởnghiên cứu này, hệsốtải nhân tố(Factor Loading) phải thỏa mãn điều kiện lớn hơn hoặc bằng 0,5. Theo Hair & ctg (1998), Factor Loading là chỉ tiêu để đảm bảo
mức ý nghĩa thiết thực của EFA, Factor Loading > 0,3 được xem là mức tối thiểu và
được khuyên dùng nếu cỡ mẫu lớn hơn 350. Factor Loading > 0,4 được xem là quan
trọng, Factor Loading > 0,5 được xem là có ý nghĩa thực tiễn, và nghiên cứu này chọn giá trịFactor Loading > 0,5 với cỡmẫu là 100.
Bảng 2.7: Kết quảphân tích nhân tốbiến độc lập
Kí hiệu Hệ số tải nhân tố
1 2 3 4 5 6 LTPL3 0,792 LTPL4 0,747 LTPL2 0,694 LTPL5 0,666 LTPL1 0,634 BTCV1 0,751 BTCV3 0,746 BTCV2 0,703 BTCV4 0,696 DTTT2 0,867 DTTT4 0,862 DTTT1 0,683 DTTT3 0,564 MTLV4 0,745 MTLV2 0,736 MTLV3 0,704 MTLV1 0,605 CNDG2 0,775 CNDG3 0,703 CNDG1 0,687 SHT1 0,786 SHT2 0,692 SHT3 0,549 Eigenvalues 7,767 2,410 1,681 1,538 1,327 1,039 Phương trích sai (%) 33,772 44,252 51,562 58,249 64,019 68,535
Thực hiện phân tích nhân tố lần đầu tiên, đưa 26 biến quan sát trong 6 biến độc lập ảnh hưởng đến động lực làm việc của nhân viên vào phân tích nhân tố theo tiêu chuẩn Eigenvalue lớn hơn 1 đã có 6 nhân tố được tạo ra.
Như vậy, sau khi tiến hành phân tích nhân tố khám phá EFA, số biến quan sát vẫn là 26, được rút trích lại còn 6 nhân tố. Khơng có biến quan sát nào có hệ số tải nhân tố (Factor Loading) bé hơn 0,5 nên không loại bỏbiến, đề tài tiếp tục tiến hành
các bước phân tích tiếp theo.
Kết quả phân tích nhân tố được chấp nhận khi Tiêu chuẩn phương sai trích (Variance Explained Criteria) > 50% và giá trị Eigenvalue lớn hơn 1 (theo Gerbing & Anderson, 1998). Dựa vào kết quả trên, tổng phương sai trích là 68,535% > 50% do
đó phân tích nhân tốlà phù hợp.
- Nhân tố 1 (Factor 1) gồm 5 biến quan sát : LTPL1, LTPL2, LTPL3, LTPL4. Nghiên cứu đặt tên nhân tố mới này là “Lương thưởng và phúc lợi”.
- Nhân tố 2 (Factor 2) gồm 4 biến quan sát:BTCV1, BTCV2, BTCV3, BTCV4. Nghiên cứu đặt tên nhân tố mới này là “Bố trí cơng việc”.
- Nhân tố 3 (Factor 3) gồm 4 biến quan sát: DTTT1, DTTT2, DTTT3, DTTT4. Nghiên cứu đặt tên nhân tố mới này là “Đào tạo và thăng tiến”.
- Nhân tố 4 (Factor 4) gồm 4 biến quan sát: MTLV1, MTLV2, MTLV3, MTLV4. Nghiên cứu đặt tên nhân tố mới này là “Môi trường làm việc”.
- Nhân tố 5 (Factor 5) gồm 3 biến quan sát: CNDG1, CNDG2, CNDG3. Nghiên cứu đặt tên nhân tố mới này là “Công nhận đóng góp”.
- Nhân tố 6 (Factor 6) gồm 3 biến quan sát: SHT1, SHT2, SHT3. Nghiên cứu
đặt tên nhân tố mới này là “Sự hứng thú”.
2.2.3.3 Kiểm định KMO và Bartlett’s Test cho biến phụ thuộc
Kết quả cho thấy hệ số KMO với giá trị là 0,698 > 0,5 nên đảm bảo phân tích nhân tố là phù hợp và thống kê Chi bình phương của kiểm định Bartlett’s đạt giá trị 63,965 với giá trị Sig 0,000 < 0,05 nên có thể tiến hành phân tích nhân tố khám phá với nhóm các biến quan sátđộng lực làm việcđối với công việc này.
Bảng 2.8: Kiểm định KMO and Bartlett's Test biến phụthuộc
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. 0,698 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 143,376
Df 3
Sig. 0,000
( Nguồn: Kết quảxử lý điều tra, phân tích năm 2020)
2.2.3.4 Phân tích nhân tố khám phá EFA biến phụ thuộc
Bảng 2.9: Kết quảphân tích nhân tốbiến phụthuộc
Kí hiệu Biến quan sát Hệ số tải
nhân tố
DLLV1 Nhìn chung, những chính sách của cơng ty đề ra đã tạo
động lực làm việc cho nhân viên
0,734
DLLV2 Nhân viên sẽ tiếp tục làm việc tại công ty trong thời gian tới
0,800
DLLV3 Anh/chị sẽ giới thiệu người thân vào làm việc tại cơng
ty khi có cơ hội
0,682
Eigenvalues 2,217
Phương sai trích (%) 73,887
( Nguồn: Kết quảxử lý điều tra, phân tích năm 2020)
Kết quả phân tích nhân tố khám phá rút trích ra được một nhân tố, nhân tố này
được tạo ra từ 3 biến quan sát mà đề tài đãđề xuất từ trước, nhằm mục đích rút ra kết
luận về động lực làm việc của nhân viên tại CTCP Dệt May Huế. Nhân tố này được gọi là “Động lực làm việc”.
Nhận xét:
Q trình phân tích nhân tố khám phá EFA trên đã xácđịnh được 6 nhân tố ảnh
hưởng đến động lực làm việc của nhân viên tại CTCP Dệt May Huế, đó là “Sự hứng
thú”, “Lương thưởng và phúc lợi”, “Đào tạo và thăng tiến”, “Môi trường làm việc”, “Cơng nhận và đóng góp”, “Bố trí cơng việc”.
Như vậy, mơ hình nghiên cứu sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA khơng
có gì thayđổi so với ban đầu, khơng có biến quan sát nào bị loại ra khỏi mơ hình trong
q trình kiểm định độ tin cậy thang đo và phân tích nhân tố khám phá.
2.2.4 Kiểm định sự phù hợp của mơ hình
2.3.4.1. Kiểm định mối tương quan giữa biến độc lập và biến phụ thuộc
Bảng 2.10: Phân tích tương quan Pearson
DLLV LTPL MTLV SHT BTCV DTTT CNDG Tương quan Pearson 1,000 0,571 0,640 0,462 0,581 0,600 0,572 Sig.(2- tailed) 0,00 0,00 0,00 0,00 0,00 0,000 N 130 130 130 130 130 130 130
(Nguồn: Kết quả điều tra xửlý của tác giả năm 2020)
Dựa vào kết quảphân tích trên, ta thấy:
Giá trị Sig.(2-tailed) của các nhân tốmới đều thấphơn mức ý nghĩa α= 0,05, cho thấy sự tương quan cóý nghĩa giữa các biến độc lập và biến phụthuộc.
Hệ số tương quan Pearson cũng khá cao (có 6 nhân tố lớn hơn 0,5, và 1 nhân tố xấp xỉ 0,5) nên ta có thể kết luận rằng các biến độc lập sau khi phân tích tương
quan Pearson có thểgiải thích cho biến phụthuộc“động lực làm việc”.
2.3.4.2 Kiểm định (test)mơ hình hồi quy
Sau khi tiến hành phân tích nhân tố khám phá EFA để khám phá các nhân tốmới
có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc “động lực làm việc”, nghiên cứu tiến hành hồi quy
mơ hình tuyến tính để xác định được chiều hướng và mức độ ảnh hưởng của các nhân tốmới này đếnđộng lực làm việc của nhân viên.
Mơ hình hồi quy được xây dựng gồm biến phụ thuộc là “Động lực làm việc”
(DLLV) và các biến độc lập được rút trích từ phân tích nhân tố khám phá EFA gồm 6 biến: “Lương thưởng và phúc lợi”(LTPL), “Môi trường làm việc” (MTLV), “Sựhứng thú” (SHT), “Bố trí cơng việc” (BTCV), “Đào tạo thăng tiến” (DTTT), “Cơng nhận
Mơ hình hồi quy được xây dựng như sau:
DLLV= β0 + β1LTPL+ β2MTLV+ β3SHT+ β4BTCV+ β5DTTT + β6CNDG + ei
2.3.4.3. Phân tích hồi quy
Phân tích hồi quy tuyến tính sẽgiúp chúng ta biết được chiều hướng và cường độ
ảnh hưởng của các biến độc lập lên biến phụthuộc. Trong giai đoạn phân tích hồi quy,
nghiên cứu chọn phương pháp Enter, chọn lọc dựa trên tiêu chí chọn những nhân tốcó mức ý nghĩa Sig. < 0,05. Những nhân tốnào có giá trị Sig. > 0,05 sẽ bị loại khỏi mơ hình và khơng tiếp tục nghiên cứu nhân tố đó.
Kết quảphân tích hồi quy được thểhiện qua các bảng sau:
Giá trị Sig. tại các phép kiểm định của các biến độc lập được đưa vào mô hình:
“lương thưởng phúc lợi”, “mơi trường làm việc”, “bố trí cơng việc”, “đào tạo thăng tiến”, “cơng nhận đóng góp” đều nhỏ hơn 0,05 chứng tỏ các biến độc lập này có ý nghĩa thống kê trong mơ hình. Riêngđối với biến độc lập“sựhứng thú”có giá trịSig. là 0,780 > 0,05 nên bịloại khỏi mơ hình hồi quy.
Bảng 2.11: Hệsốphân tích hồi quy
Hệ số chưa chuẩn hóa Hệsố chuẩn hóa
T Sig. VIF B Độ lệch chuẩn Beta Hằng số -0,818 0,323 -2,533 0,063 LTPL 0,279 0,077 0,227 3,623 0,000 1,441 MTLV 0,345 0,073 0,309 4,733 0,000 1,567 SHT -0,021 0,075 -0,020 -0,280 0,780 1,887 BTCV 0,190 0,076 0,188 2,503 0,014 2,071 DTTT 0,289 0,079 0,234 3,662 0,000 1,501 CNDG 0,189 0,071 0,173 2,656 0,009 1,557
(Nguồn: Kết quả điều tra xửlý của tác giả năm 2020)
Như vậy, phương trình với hệsốchuẩn hốđược xác định như sau:
DLLV= 0,309MTLV + 0,234DTTT + 0,227LTPL + + 0,188BTCV + + 0,173CNDG
Nhìn vào mơ hình hồi quy, ta có thể xác định rằng: có 5 nhân tố đó là “Môi trường làm việc”, “Đào tạo thăng tiến”, “Lương thưởng phúc lợi”, “Bố trí cơng
việc” và Cơng nhận đóng góp” ảnh hưởng đến“Động lực làm việc” của nhân viên tại CTCP Dệt May Huế.
Môi trường làm việc là một nhân tố có ảnh hưởng lớn nhất đến động lực làm việc
với hệ số hồi quy lớn nhất là 0,309 tác động cùng chiều.
Sau nhân tố môi trường làm việc thì nhân tố đào tạo thăng tiến là nhân tố thứ hai
ảnh hưởng đến động lực làm việc với hệ số hồi quy là 0,234.
Sau nhân tố môi trường làm việc và đào tạo thăng tiến thì nhân tố lương thưởng phúc lợi là nhân tố thứ ba ảnh hưởng đến động lực làm việc với hệ số hồi quy là 0,227.
Với cách giải thích tương tự cho hai nhân tố bố trí cơng việc và cơng nhận đóng
góp điều có mối quan hệ với động lực làm việc bởi có hệ số β4 vàβ6 lần lượt 0,188 và
0,173. vị.
2.3.4.4. Đánh giá độ phù hợp của mơ hình
Bảng 2.12:Đánh giá độphù hợp của mơ hìnhModel R R Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin– Watson 1 0,816 0,666 0,650 0,35722 1,849
(Nguồn: Kết quả điều tra xửlý của tác giả năm 2020)
Dựa vào bảng kết quả phân tích, mơ hình 5 biến độc lập có giá trị R bình hiệu chỉnh là 0,65 tức là: độ phù hợp của mơ hình là 65,0%. Hay nói cách khác, 65,0% độ biến thiên của biến phụthuộc “động lực làm việc” được giải thích bởi 5 yếu tố được
đưa vào mơ hình. Bên cạnh đó, ta nhận thấy giá trị R là 0,816 khá là cao ( > 50%),
nghĩa là mối quan hệgiữa biến độc lập và biến phụthuộc được coi là chặt chẽ.
2.3.4.5. Kiểm định sự phù hợp của mơ hình
Bước tiếp theo trong phân tích hồi quy đó là thực hiện kiểm định F về độ phù
hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính tổng thể, xem biến phụ thuộc có liên hệ tuyến tính với tồn bộ biến độc lập hay không. Tiến hành kiểm định F thông qua phân tích
Giả thuyết H0 đặt ra đó là hệ số hồi quy của biến độc lập βk = 0
Bảng 2.13: Kiểm định ANOVA
ANOVA
Model Sum of Squares Df Mean Square F Sig.
1
Regression 31,293 6 5,215 40,872 0,000
Residual 15,695 123 0,128
Total 46,988 129
(Nguồn: Kết quả điều tra xửlý của tác giả năm 2018)
Kết quả từ bảng ANOVA cho thấy giá trị Sig. = 0,000 < 0,05, cho phép nghiên cứu bác bỏgiảthiết H0. Điều này có nghĩa là sựkết hợp của các biến hiện có trong mơ hình có thểgiải thích được sự thay đổi của biến phụthuộc hay nói cách khác có ít nhất một biến độc lập nào đó ảnh hưởng đến biến phụthuộc.
2.3.5. Kiểm tracác vi phạm giả định cần thiết
Xem xét tự tương quan
Đại lượng Durbin – Watson được dùng để kiểm định tương quan của các sai số
kề nhau. Dựa vào kết quả thực hiện phân tích hồi quy cho thấy, giá trị Durbin –
Watson là 1,849 thuộc trong khoảng chấp nhận (1,6 đến 2,6). Vậy có thể kết luận là mơ hình khơng xảy ra hiện tượng tự tương quan.
Xem xét đa cộng tuyến
Mơ hình hồi quy vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến khi có giá trịhệsố phóng đại
phương sai (VIF –Variance Inflation Factor) lớn hơn hay bằng 10.
Từ kết quả phân tích hồi quy ở trên, ta có thể thấy rằng giá trị VIF của mơ hình nhỏ
(trên dưới giá trị 2) nên nghiên cứu kết luận rằng mơ hình hồi quy khơng vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến.
Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư
Phần dư có thểkhơng tn theo phân phối chuẩn vì những lý do như: sửdụng sai mơ hình, phương sai khơng phải là hằng số, số lượng các phần dư không đủnhiều để phân tích. Vì vậy chúng ta phải tiến hành kiểm định phân phối chuẩn của phần dư để xem xét sựphù hợp của mơ hìnhđưa ra.
Biểu đồ1.1: Biểu đồtần sốHistogram của phần dư chuẩn hóa
(Nguồn: Kết quả điều tra xửlý của tác giả năm2020)
Từ biểu đồ trích từ kết quả phân tích hồi quy, ta có thể thấy rằng phần dư tuân theo phân phối chuẩn. Với giá trị Mean xấp xỉ -6,85E-15 và giá trị Std.Dev là 0,97
Có thể thấy mơ hình khơng vi phạm các giả thuyết. Mơ hình phù hợp và có ý nghĩa nghiên cứu.
2.2.6 Đánh giá của nhân viên về các yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của
nhân viên tại Công ty Cổ Phần Dệt May Huế
Sau khi xác định các nhân tốthực sự có tác động đến động lực làm việc của nhân
viên cũng như hệ số bê-ta của từng nhân tố này trong mơ hình hồi quy từ đó tiến hành
2.2.6.1 Yếu tố lương thưởng phúc lợi
Bảng 2.14: Đánh giá của nhân viênliên quan đếnlương thưởng phúc lợi
Tiêu chí Mức độ đồng ý (%) GTTB
1 2 3 4 5
Công ty luôn trả lương đầy
đủ, đúng thời hạn cho nhân
viên
0 3,1 13,8 51,5 31,5 4,12
Mức lương của nhân viên luôn cạnh tranh so với người làm cùng vị trí của các công ty khác
0 0,8 13,8 71,5 13,8 3,98
Lương tăng ca luôn tương
xứng với công sức nhân viên bỏ ra
0 8,5 31,5 53,1 6,9 3,58
Nhân viên luôn được thưởng khi đạt kết quả cao trong
công việc
0 2,3 25,4 60,8 11,5 3,82
Nhân viên luôn nhận được quà trong các dịp lễ, tết…
0 0 24,6 65,4 10,0 3,85
Mean - - - - - 3,87
(Nguồn: Kết quả điều tra xửlý của tác giả năm 2020) Ghi chú: (1) Rất không đồng ý, (2) Không đồng ý, (3) Trung lập, (4) Đồng ý, (5) Rất đồng ý
Yếu tố lương thưởng phúc lợi được nhân viên đánh giá ở mức độ trung bình
3,87, đây là mức mức độ đánh giá tương đối và về cơ bản đáp ứng được nhu cầu và
nguyện vọng của nhân viên, cụ thể:
Nhận định “Công ty luôn trả lương đầy đủ, đúng thời hạn cho nhân viên” được
đánh giá ở mức độ trung bình 4,12 trong đó vẫn cịn 3,1% nhân viên không đồng ý,
còn lại hầu hết điều nhận được mức độ đồng ý từ nhân viên. Nhận định “Lương tăng
ca luôn tương xứng với công sức nhân viên bỏ ra” được đánh giá ở mức độ trung bình
3,98. Tuy nhiên trong đó chỉ có 0,8% nhân viên khơng đồng ý tương ứng với 1 người.