CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.5. Phân tích hồi quy tuyến tính
4.5.3. Đánh giá độ phù hợp của mô hình
Ta dùng các công cụ như tính hệ số xác định R2, kiểm định F và kiểm định t nhằm đánh giá độ phù hợp của mô hình.
Trước tiên hệ số xác định của mô hình trên là 0.726 thể hiện 8 biến độc lập trong mô hình giải thích được 72.6% biến thiên của biến phụ thuộc là động lực làm việc. Với giá trị này độ phù hợp của mô hình là chấp nhận được.
Bảng 4.25. Tóm tắt mô hình Model Summaryb
Mô hình R R2 R2 hiệu chỉnh
Sai số chuẩn của ước lượng
1 .859a .737 .726 .27167
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ phân tích SPSS)
"Tiếp theo thực hiện kiểm định giả thuyết mô hình (phân tích phương sai) của tổng thể. Sau khi đánh giá giá trị R2 ta biết được mô hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng là phù hợp với mẫu. Tuy nhiên, ta cần tiến hành kiểm định F thông qua phân tích phương sai ta có Sig để có thể suy diễn mô hình này thành mô hình tổng thể của F < 1/1000 từ đó ta có thể bác bỏ giả thuyết hệ số xác định của tổng thể bằng 0.
Điều này có nghĩa là có ít nhất một biến độc lập nào đó có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc."
"Muốn đảm bảo các biến độc lập có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc, ta tiến hành kiểm định t cuối cùng. Với giả thuyết H0 là hệ số hồi quy của các biến độc lập β k = 0 và với độ tin cậy là 95%. Sau khi thực hiện kiểm định t ta bác bỏ H0 từ đây có thể kết luận rằng các nhân tố trong phương trình đều có ảnh hưởng đến động lực làm việc.
Bảng 4.26."Kết quả mô hình hồi quy đa biến"
Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa
Hệ số
chuẩn T Mức ý
nghĩa
Thống kê cộng tuyến
hóa Sig
B
Độ lệch chuẩn
Std.
Error
Beta
Độ chấp nhận của biến
Hệ số phóng đại phương sai VIF
Hằng số .172 .149 1.150 .252
F_DDCV .087 .034 .106 2.540 .012 .786 1.271
F_CHTT .171 .030 .248 5.666 .000 .717 1.395
F_DGCN .141 .032 .180 4.343 .000 .799 1.252
F_QHCV .112 .033 .143 3.421 .001 .788 1.270
F_DKLV .113 .024 .211 4.745 .000 .698 1.433
F_MTLV .134 .024 .251 5.620 .000 .690 1.450
F_CSTL .112 .033 .147 3.385 .001 .731 1.368
F_CSPL .024 .024 .044 .991 .323 .695 1.438
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ phân tích SPSS)
"Từ phần phân tích hệ số tương quan phía trước, ta thấy giữa biến phụ thuộc có quan hệ tương quan khá rõ với các biến độc lập và giữa các biến độc lập cũng có tương quan với nhau. Điều này sẽ tạo ra khả năng đa cộng tuyến của mô hình. Vì vậy, ta phải dò tìm hiện tượng đa cộng tuyến bằng cách tính độ chấp nhận của biến và hệ số phóng đại phương sai. Giá trị độ chấp nhận của biến và VIF cho ta thấy không hiện diện hiện tượng đa công tuyến của các biến trong mô hình. Độ chấp nhận của tất cả các biến trong mô hình là khá cao đều lớn hơn 0.690 trở lên, trong khi hệ số VIF khá thấp dưới 2. Hệ số VIF nhỏ hơn 10 là ta có thể bác bỏ giả thuyết mô hình bị đa cộng tuyến. Trong khi đó hồi quy có 1 nhân tố “Chính sách phúc lợi”
không có ý nghĩa thống kê bị loại bỏ do sig kiểm định t của biến độc lập lớn hơn 0.05, các nhân tố còn lại đều nhỏ hơn 0.05."
Phần mềm xử lý số liệu cho ra phương trình hồi quy tuyến tính như sau:
Y = 0.172+ 0.087*X1 + 0.171*X2 + 0.141*X3 + 0.112*X4 +0.113*X5+ 0.134*X6 + 0.112*X7
Trong đó Y: Động lực làm việc
• X1: Đặc điểm công việc
• X2: Cơ hội thăng tiến
• X3: Đóng góp cá nhân
• X4: Quan hệ công việc
• X5: Điều kiện làm việc
• X6: Môi trường làm việc
• X7: Chính sách tiền lương
4.5.4. Giải thích ảnh hưởng của các biến trong mô hình
"Từ phương trình hồi quy tuyến tính trên giúp ta rút ra kết luận từ mẫu nghiên cứu rằng động lực làm việc của công chức, người lao động trong ngành Thống kê Cà Mau phụ thuộc vào tất cả các nhân tố trong mô hình. Do tất cả các biến độc lập được đo lường bằng thang đo Liket 5 mức độ (cùng một đơn vị tính) nên từ phương trình hồi quy này ta cũng thấy được tầm quan trọng của từng nhân tố đối với động lực làm việc. Trong đó, cơ hội thăng tiến có ảnh hưởng mạnh nhất, kế tiếp là đóng góp cá nhân và cuối cùng là đặc điểm công việc có mức độ ảnh hưởng ít nhất. Nếu cơ hội thăng tiến tăng lên một bậc thì động lực làm việc tăng lên trung bình 0.171 bậc, đóng góp cá nhân là 0.141 bậc. Tương tự như vậy cho các nhân tố khác."
"Khẳng định từ kết quả trên, ta sẽ xét hệ số tương quan từng phần và hệ số tương quan riêng phần của tám biến độc lập trên. Kết qủa đúng với kết luận trên cơ hội thăng tiến có vai trò ảnh hưởng nhiều nhất và đặc điểm công việc có vai trò ít quan trọng nhất đối với động lực làm việc của công chức, người lao động.”
4.5.5. Kiểm định giả thuyết
Từ kết quả hồi quy chúng ta sẽ giải thích, kiểm định các giả thuyết đã đưa ra.
Cơ hội thăng tiến là nhân tố tác động mạnh mẽ đến động lực để công chức làm việc. Hệ số Beta dương có nghĩa là quan hệ giữa nhân tố “cơ hội thăng tiến” và
“động lực làm việc” là mối quan hệ cùng chiều. Nghĩa là Cơ hội thăng tiến càng dễ dàng, thì họ có động lực làm việc. Bảng kết quả hồi quy có Beta = 0.171, mức ý nghĩa 0.000, nghĩa là khi tăng mức độ đồng ý về cơ hội thăng tiến tăng lên 1 đơn vị độ lệch chuẩn thì động lực làm việc tăng thêm 0.171 đơn vị. Vậy giả thuyết H1b được chấp nhận. Trên thực tế thì có rất nhiều công chức thay đổi công việc của họ nếu như nơi mà họ đến có nhiều cơ hội thăng tiến trong môi trường làm việc hơn.
Từ đó tạo động lực để họ làm việc và có cơ hội thăng tiến tốt hơn.
Đóng góp cá nhân là nhân tố tác động đến động lực để làm việc. Dấu dương của hệ số Beta có ý nghĩa mối quan hệ giữa nhân tố “đóng góp cá nhân” và “động lực làm việc” là mối quan hệ cùng chiều. Nghĩa là đóng góp cá nhân được nhiều người đón nhận, thì họ có động lực làm việc và cố gắng hoàn thành tốt công việc.
Bảng kết quả hồi quy có Beta = 0.141, mức ý nghĩa 0.000, nghĩa là khi tăng mức độ đồng ý về đóng góp cá nhân tăng lên 1 đơn vị độ lệch chuẩn thì động lực làm việc tăng thêm 0.141 đơn vị lệch chuẩn. Vậy giả thuyết H1c được chấp nhận.
Môi trường làm việc là nhân tố tác động mạnh nhất đến động lực để công chức làm việc. Hệ số Beta dương có nghĩa là mối quan hệ giữa nhân tố “môi trường làm việc” và “động lực làm việc” là mối quan hệ cùng chiều. Nghĩa là môi trường làm việc tốt, thì họ có động lực làm việc và cố gắng làm tốt công việc của họ. Bảng kết quả hồi quy có Beta = 0.134, mức ý nghĩa 0.000, nghĩa là khi tăng mức độ đồng ý về môi trường làm việc tăng lên 1 đơn vị thì động lực làm việc tăng thêm 0.134 đơn vị lệch chuẩn. Vậy giả thuyết H2b được chấp nhận.
Điều kiện làm việc là nhân tố tác động đến động lực để công chức làm việc.
Hệ số Beta dương có nghĩa mối quan hệ giữa nhân tố “điều kiện làm việc” và “động lực làm việc” là mối quan hệ cùng chiều. Nghĩa là điều kiện làm việc tốt, thì họ có
động lực làm việc và cố gắng làm tốt công việc của họ. Bảng kết quả hồi quy có Beta = 0.113, mức ý nghĩa 0.000, nghĩa là khi tăng mức độ đồng ý về điều kiện làm việc tăng lên 1 đơn vị thì động lực làm việc tăng thêm 0.113 đơn vị lệch chuẩn. Vậy giả thuyết H2a được chấp nhận.
Quan hệ công việc là nhân tố tác động đến động lực để công chức làm việc.
Hệ số Beta dương có nghĩa là quan hệ giữa nhân tố “quan hệ công việc” và “động lực làm việc” là mối quan hệ cùng chiều. Nghĩa là các mối quan hệ công việc tốt, thì thúc đẩy công chức có động lực làm việc. Bảng kết quả hồi quy có Beta = 0.112, mức ý nghĩa 0.01, nghĩa là khi tăng mức độ đồng ý về quan hệ công việc tăng lên 1 đơn vị độ lệch chuẩn thì động lực làm việc tăng thêm 0.112 đơn vị lệch chuẩn. Vậy giả thuyết H1d được chấp nhận.
Chính sách tiền lương là nhân tố tác động đến động lực để công chức làm việc. Dấu dương của hệ số Beta có ý nghĩa mối quan hệ giữa nhân tố “chính sách tiền lương” và “động lực làm việc” là mối quan hệ cùng chiều. Nghĩa là chính sách tiền lương cao, thì họ có động lực làm việc và cố gắng làm tốt công việc của bản thân. Bảng kết quả hồi quy có Beta = 0.112, mức ý nghĩa 0.01, nghĩa là khi tăng mức độ đồng ý về chính sách tiền lương tăng lên 1 đơn vị độ lệch chuẩn thì động lực làm việc tăng thêm 0.112 đơn vị lệch chuẩn. Vậy giả thuyết H2c được chấp nhận. Kết quả này giúp chúng ta khẳng định thu nhập có ảnh hưởng nhất định đối với tạo động lực việc làm cho công chức, người lao động. Trong thực tế chúng ta có thể nhận thấy nhân viên làm việc vì họ muốn thỏa mãn các nhu cầu của bản thân.
Nhu cầu cuộc sống muốn ăn ngon, mặc đẹp, ở nhà có đầy đủ tiện nghi,…Mà tất cả các nhu cầu trên chỉ có được khi họ có tiền trong tay, tiền càng nhiều thì các nhu cầu trên càng được thỏa mãn. Chính điều đó, ta có thể khằng định rằng lương thưởng cao là một nhân tố quan trọng thúc đẩy công chức làm việc.
Đặc điểm công việc cũng có tác dụng tạo động lực để công chức làm việc. Hệ số Beta dấu dương có nghĩa là mối quan hệ giữa nhân tố “đặc điểm công việc” và
“động lực làm việc” là mối quan hệ cùng chiều. Nghĩa là đặc điểm công việc tốt, thì họ cảm thấy thú vị, có động lực làm việc để làm tốt hơn. Bảng kết quả hồi quy có
Beta = 0.087, mức ý nghĩa 0.012, nghĩa là khi tăng mức độ đồng ý về đặc điểm công việc tăng lên 1 đơn vị độ lệch chuẩn thì động lực làm việc tăng thêm 0.087 đơn vị lệch chuẩn. Vậy giả thuyết H1a được chấp nhận. Trong thực tế cho chúng ta thấy đối với những công việc dễ bị mất động lực do đặc điểm công việc nhàm chán không gì mới mẻ. Đối với những công việc mang tính thách thức cao và thú vị thì càng tạo động lực cho công chức làm việc tốt hơn. Và điều quan trọng đó là công việc phải phù hợp với năng lực của bản thân, nếu công việc vượt quá khả năng của bản thân có thể gây ra sự nhàm chán và không thực hiện tốt công việc dẫn đến tình trạng không hoàn thành tốt nhiệm vụ được giao. Từ đây chúng ta có thể khẳng định đặc điểm công việc thú vị là nhân tố tạo động lực làm việc.
Chính sách phúc lợi bảng kết quả hồi quy có Beta = 0.024, mức ý nghĩa 0.323
> 0.05 không có ý nghĩa thống kê. Vậy giả thuyết H2d bị bác bỏ.
Tóm tắt chương 4
Chương này trình bày mô tả mẫu nghiên cứu, kết quả nghiên cứu thông qua việc thực hiện kiểm định thang đo các nhân tố tạo nên độc lực làm việc và phân tích nhân tố EFA, phân tích tương quan Pearson và phân tích hồi quy đa biến. Sau khi đo lường và phân tích nhân tố, kết quả cho thấy có 7 nhân tố tác động đến động lực làm việc của công chức, người lao động ngành thống kê Cà Mau bao gồm: (1) Cơ hội thăng tiến, (2) Đóng góp cá nhân, (3) Môi trường làm việc, (4) Điều kiện làm việc, (5) Quan hệ công việc, (6) Chính sách tiền lương, (7) Đặc điểm công việc.