CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.4 Phân tích tương quan và hồi quy của mô hình nghiên cứu
4.4.2 Phân tích hồi quy đa biến
Phân tích hồi quy đa biến được sử dụng để đánh giá ảnh hưởng của các biến độc lập (1) Tiền lương và phúc lợi, (2) Đào tạo và thăng tiến, (3) Đặc điểm công việc, (4) Mối quan hệ với cấp trên, (5) Mối quan hệ với đồng nghiệp, (6) Môi trường làm việc và (7) Đánh giá kết quả công việc lên biến phụ thuộc là Động lực làm việc của chuyên viên BHXH tỉnh Quảng Ngãi. Giá trị của các yếu tố được dùng để phân tích hồi quy là trung bình của các biến quan sát đã được kiệm định Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố EFA. Phân tích hồi quy của mô hình nghiên cứu được tác giả thực hiện bằng phương pháp Enter, nghĩa là các biến được đưa vào phân tích cùng một lúc để chọn lọc dựa trên tiêu chí chọn những biến có mức ý nghĩa sig < 0.05
74
Bảng 4. 10 Mô hình tóm tắt sử dụng phương pháp Enter Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R Square
Std. Error of the Estimate
Durbin- Watson
1 .857a .735 .722 .42614 1.918
a. Predictors: (Constant), DG, TL, DT, DN, MT, LD, CV b. Dependent Variable: DLLV
Nguồn: Kết quả điều tra của tác giả Trong bảng trên cho kết quả giá trị Durbin-Watson bằng 1.918, xấp xỉ bằng 2 nghĩa là có thể chấp nhận giả định không có tương quan giữa các phần dư. Trong mô hình này, xét chỉ tiêu R2 hiệu chỉnh từ R2 được sử dụng để phản ánh sát hơn mức độ
phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính đa biến vì nó không phụ thuộc vào độ
lệch phóng đại của R2. So sánh 2 giá trị R2 và R2 hiệu chỉnh ở bảng 4.12, thấy giá trị R2 điều chỉnh nhỏ hơn và nên dùng nó đánh giá độ phù hợp của mô hình sẽ an toàn hơn vì nó không thổi phồng mức độ phù hợp của mô hình. Như vậy, ghĩa là 72.2% biến thiên của biến phụ thuộc Động lực làm việc của chuyên viên BHXH được giải thích bởi 7 nhân tố độc lập. Điều này cho thấy mô hình hồi quy tuyến tính này phù hợp với tập dữ liệu của mẫu ở mức 72.2%, tức là các biến độc lập giải thích được 72.2% biến thiên của biến phụ thuộc Động lực làm việc của chuyên viên BHXH tỉnh Quảng Ngãi, 7 biến còn lại trong mô hình rất phù hợp với mô hình ở mức ý nghĩa thông kê p-value < 0,05, không có vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến nghĩa là. Kết quả phân tích cũng cho ta thấy giả định về liên hệ tuyến tính, phân phối chuẩn của phần dư, giả định phương sai của sai số không đổi, giả định về tính độc lập của sai số không vi phạm. Chỉ số VIF cho ta kết quả nhỏ hơn 2, ta có thể kết luận không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc. 2008).
75
Bảng 4.11 Kết quả phân tích hồi quy đa biến Hệ số chưa chuẩn
hóa
Hệ số chuẩn
hóa t Sig.
Thống kê cộng tuyến B Độ lệch
chuẩn
Hệ số
Bêta Dung sai VIF
Hằng số -1.397 .523 -2.673 1.000
DG .299 .079 .258 3.778 .000 1.000 1.554
DN .305 .124 .139 2.463 .001 1.000 1.063
MT .184 .111 .161 2.664 .000 1.000 1.000
DT .370 .129 .300 2.285 .036 .1279 3.587
CV .244 .139 .179 2.834 .000 1.000 1.000
LD .207 .119 .169 2.745 .000 1.000 1.528
TL .309 .101 .271 4.046 .003 1.000 1.635
R .857a
R Square .735
Adjusted R Square .722
Durbin-Watson 1.918
F = 30.916 Sig. = 0.000
Phương trình hồi quy chuẩn hóa theo mức độ tác động từ cao xuống thấp
DLLV=0.3DT+0.271TL + 0.258DG +0.179CV+0.169LD + 0.161
MT+0.139DN Biến phụ thuộc: Động lực làm việc
Nguồn: Kết quả điều tra của tác giả Kết quả phân tích Anova để kiểm định giả thuyết về độ phù hợp với tổng thể của mô hình, giá trị F=30.916 với sig.=0.000 <5%. Chứng tỏ R bình phương của tổng thể khác 0. Đồng nghĩa với việc mô hình hồi quy tuyến tính xây dựng được là phù hợp với tổng thể (chi tiết hơn là R bình phương tổng thể ta không thể tính cụ thể được, nhưng ta biết chắc chắn sẽ khác 0, mà khác 0 thì chứng tỏ là các biến độc lập có tác động đến biến phụ thuộc).
Nhìn vào Bảng 4.15 trên, kiểm định các giả thuyết sử dụng phần mềm SPSS: cái giá trị ở cột Sig. đều <5% chứng tỏ 7 biến độc lập đều tác động có ý nghĩa thống kê đến biến phụ thuộc. Nghĩa là 7 giả thiết đều được chấp nhận có tác động đến biến phụ thuộc. Hệ số VIF của các biến độc lập đều nhỏ hơn 10 như vậy không có đa cộng
76
tuyến xảy ra.
Phương trình hồi quy bội chưa chuẩn hóa được thể hiện dưới dạng sau:
DLLV= -1.397+0.299DG + 0.305DN + 0.184 MT+0.37DT+
0.244CV+0.207LD+0.309TL
Phương trình hồi quy bội được chuẩn hóa được thể hiện dưới dạng sau:
DLLV=0.3DT+0.271TL + 0.258DG +0.179CV+0.169LD + 0.161 MT+0.139DN Qua phương trình cho thấy sau khi kiểm định và phân tích yếu các tố khám phá, chạy hồi quy bội kết quả 7 yếu tố có ảnh hưởng đến động lực làm việc của chuyên viên BHXH tỉnh Quảng Ngãi. Trong đó biến Đào tạo và thăng tiến (DT) ảnh hưởng nhiều nhất, biến Mối quan hệ với đồng nghiệp (DN) có ảnh hưởng thấp nhất đến động lực làm việc của chuyên viên BHXH tỉnh Quảng Ngãi.
Mô hình hồi quy trên thể hiện rõ sự ảnh hưởng của các nhân tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của chuyên viên BHXH tỉnh Quảng Ngãi (DLLV) và là cơ sở để BHXH tỉnh Quảng Ngãi đưa ra những giải pháp nhằm nâng cao động lực làm việc cho chuyên viên BHXH trong tổ chức của mình. Nếu như các nhân tố khác được giữ nguyên thì sự thay đổi trong “Đào tạo và thăng tiến” sữ tạo ra sự thay đổi lớn nhất đến “Động lực làm việc của chuyên viên BHXH”, nghĩa là các yếu tố Đào tạo và phát triển tăng lên một đơn vị thì động lực làm việc của chuyên viên BHXH tỉnh Quảng Ngãi sẽ tăng lên 0.3 đơn vị và ngược lại. Chính vì vậy, BHXH tỉnh Quảng Ngãi cần chú trọng đến yếu tố này để xây dựng các chương trình đào tạo phù hợp cho người lao động và chính sách thăng tiến hợp lý, công bằng.
Căn cứ vào kết quả đánh phân tích tương quan và phân tích hồi quy bội, các giả
thuyết nghiên cứu và mô hình nghiên cứu các yếu tố chính ảnh hưởng đến động lực làm việc của chuyên viên BHXH tỉnh Quảng Ngãi đều được chấp nhận.
77
Bảng kiểm định các giả thuyết. (nguồn: khảo sát thực tế) Giả
thiết Nội dung t-value Sig Kết quả
H1
Đào tạo và thăng tiến có ảnh hưởng đến động lực làm việc của chuyên viên tại BHXH tỉnh Quảng Ngãi
3.778 .000 Chấp nhận
H2
Quan hệ với cấp trên (lãnh đạo) có ảnh hưởng đến động lực làm việc của chuyên viên tại BHXH tỉnh Quảng Ngãi
2.463 .001 Chấp nhận
H3
Quan hệ với đồng nghiệp có ảnh hưởng đến động lực làm việc của chuyên viên tại BHXH tỉnh Quảng Ngãi
2.664 .000 Chấp nhận
H4
Tiền lương và phúc lợi có ảnh hưởng đến động lực làm việc của chuyên viên tại BHXH tỉnh Quảng Ngãi
2.285 .036 Chấp nhận
H5
Đặc điểm công việc có ảnh hưởng đến động lực làm việc của chuyên viên tại BHXH tỉnh Quảng Ngãi
2.834 .000 Chấp nhận
H6
Môi trường làm việc có ảnh hưởng đến động lực làm việc của chuyên viên tại BHXH tỉnh Quảng Ngãi
2.745 .000 Chấp nhận
H7
Đánh giá năng lực thực hiện công việc có ảnh hưởng đến động lực làm việc của chuyên viên tại BHXH tỉnh Quảng Ngãi
4.046 .003 Chấp nhận