CHƯƠNG III: ĐÁNH GIÁ ĐỘNG LỰC LÀM VIỆC CỦA ĐỘI NGŨ CBCC TẠI ỦY BAN NHÂN DÂN THỊ XÃ ĐÔNG TRIỀU, TỈNH QUẢNG NINH
3.2 Phân tích những yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của đội ngũ
3.2.4 Kiểm định sự phù hợp của mô hình
Phân tích tương quan bằng hệ số tương quan Pearson (bảng 4.8) cho thấy có sự tương quan giữa các yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc với yếu tố động lực làm việc và những mối liên hệ này là cùng chiều. Các giá trị sig đều nhỏ (=0,000), do vậy chúng đều có ý nghĩa về mặt thống kê.
Bảng 3.14: Ma trận tương quan giữa các yếu tố nghiên cứu
OD TN TC LD PT DL
OD Tương quan Pearson 1 0,277 0,247 0,288 0,049 0,456 Hệ số Sig. (2-tailed) 0,000 0,001 0,000 0,524 0,000 TN Tương quan Pearson 0,277 1 0,349 0,346 0,287 0,559 Hệ số Sig. (2-tailed) 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 TC Tương quan Pearson 0,247 0,349 1 0,307 0,203 0,525 Hệ số Sig. (2-tailed) 0,001 0,000 0,000 0,008 0,000 LD Tương quan Pearson 0,288 0,346 0,307 1 0,091 0,506 Hệ số Sig. (2-tailed) 0,000 0,000 0,000 0,240 0,000 PT Tương quan Pearson 0,049 0,287 0,203 0,091 1 0,385 Hệ số Sig. (2-tailed) 0,524 0,000 0,008 0,240 0,000 DL Tương quan Pearson 0,456 0,559 0,525 0,506 0,385 1
Hệ số Sig. (2-tailed) 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
** Mức ý nghĩa 1%, N = 170
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả 3.2.4.2 Phân tích hồi quy
Nếu kết luận được là các biến độc lập và biến phụ thuộc có tương quan tuyến tính với nhau qua hệ số tương quan Pearson, đồng thời giả định rằng chúng ta đã cân nhắc kỹ bản chất của mối liên hệ tiềm ẩn giữa các biến và xem như đã xác định đúng hướng của một mối quan hệ nhân quả giữa chúng, thì chúng ta có thể mô hình hóa mối quan hệ nhân quả của chúng bằng mô hình hồi quy, trong đó một biến được gọi là biến phụ thuộc và biến còn lại gọi là các biến độc lập.
DL = β0 + β1*OD + β2*TN+ β3*TC + β4*LD + β5*PT Trong đó:
- DL : Biến phụ thuộc (Y): Yếu tố động lực làm việc
- Các biến độc lập (Xi): công việc ổn định (OD), thu nhập (TN), sự tự chủ trong công việc(TC), lãnh đạo trực tiếp (LD), đào tạo và phát triển (PT).
- βk: Hệ số hồi quy riêng phần. (k =0…5)
Để kiểm định sự phù hợp giữa năm yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc và yếu tố động lực làm việc, hàm hồi quy bội với phương pháp đưa vào một lượt (Enter) được sử dụng. Nghĩa là phần mềm SPSS xử lý tất cả các biến đưa vào một lần và đưa ra các thông số thống kê liên quan đến các biến. Hệ số hồi quy riêng phần đã chuẩn hóa của yếu tố nào càng lớn thì mức độ ảnh hưởng của các yếu đó đến động lực càng cao, nếu cùng dấu thì mức độ ảnh hưởng thuận chiều và ngược lại. Năm yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc là biến độc lập (Independents) và động lực làm việc là biến phụ thuộc (Dependent) sẽ được đưa vào chạy hồi quy cùng một lúc.
Phân tích hồi quy lần thứ nhất như sau: Kết quả phân tích tại bảng số 16a, phụ lục 3 cho thấy các biến đều có Sig = 0,000 nhỏ hơn 0,05. Do vậy, có thể khẳng định các biến đều có ý nghĩa trong mô hình.
Bảng 3.15: Kết quả phân tích hồi quy bội Coefficientsa
Model
Hệ số hồi quy chƣa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy đã
chuẩn
hóa T Sig.
Thống kê đa cộng tuyến
B Std.
Error Beta Tolerance VIF
1
Hằng
số -0,685 0,278
-2,465 0,015
OD 0,269 0,060 0,241 4,525 0,000 0,865 1,156 TN 0,270 0,062 0,251 4,387 0,000 0,749 1,336 TC 0,191 0,041 0,255 4,641 0,000 0,812 1,231 LD 0,185 0,041 0,251 4,566 0,000 0,811 1,232 PT 0,248 0,057 0,227 4,360 0,000 0,903 1,108
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Hiện tƣợng đa cộng tuyến: Để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến, hệ số phóng đại phương sai VIF được sử dụng và khi VIF < 10 nghĩa là các biến độc lập không có tương quan tuyến tính với nhau. Kết quả nhận được từ bảng Coefficientsa với hệ số phóng đại phương sai VIF có giá trị từ 1,108 đến 1,336 đạt yêu cầu (VIF <
10). Có thể kết luận mô hình hồi quy bội không có hiện tượng đa cộng tuyến. Như vậy, mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đến việc giải thích mô hình hồi quy bội.
Kiểm định độ phù hợp của mô hình: Hệ số R² điều chỉnh là thước đo sự phù
hợp được sử dụng cho tình huống hồi quy bội vì nó không phụ thuộc vào độ lệch phóng đại của hệ số R². Kết quả phân tích hồi quy bội cho thấy R² điều chỉnh (Adjusted R Square) bằng 0,586, nghĩa là mức độ phù hợp của mô hình là 58,60%.
Có thể nói các yếu tố biến được đưa vào mô hình đạt kết quả giải thích khá tốt.
Bảng 3.17: Model Summaryb Model Summary
Model R R2 R2 điều chỉnh Std. Error of the Estimate
1 0,773a 0,598 0,586 0,49295
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Kết quả nhận được từ bảng ANOVAb (bảng 4.11) cho thấy giá trị thống kê F là 48,852 với giá trị Sig. rất nhỏ (= 0,000 < 0,05) cho thấy sẽ an toàn bác bỏ giả thiết Ho. Như vậy, có thể kết luận rằng mô hình hồi quy bội thỏa mãn các điều kiện đánh giá và kiểm định độ phù hợp cho việc rút ra các kết quả nghiên cứu.
Bảng 3.16: ANOVAb ANOVAb Model Sum of
Squares df Mean
Square F Sig.
1
Regression 59,357 5,000 11,871 48,852 0,000
Residual 39,853 164,000 0,243
Total 99,209 169,000
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Với tập dữ liệu thu được trong phạm vi nghiên cứu của đề tài và dựa vào bảng 4.9 thì phương trình hồi qui bội thể hiện các yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc có dạng:
DL = -0,685 + 0,270*TN + 0,269*OD + 0,248*PT + 0,191*TC + 0,185*LD Trong đó:
DL: Yếu tố động lực làm việc TN: Yếu tố thu nhập
OD: Yếu tố công việc ổn định PT: Yếu tố đào tạo và phát triển TC:Yếu tố tự chủ trong công việc LD: Yếu tố lãnh đạo trực tiếp
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy các yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc có hệ số β đều dương nên tất cả các yếu tố trong mô hình hồi quy ảnh hưởng cùng chiều đến động lực làm việc.
Theo kết quả kiểm định, cả 5 nhân tố đều có ảnh hưởng quan trọng đến động cơ làm việc của CBCCVC ở UBND thị xã Đông Triều, Quảng Ninh (Sig <0,001 đối với cả năm yếu tố). Điều này đòi hỏi các chính sách tạo động lực cần có sự hài hòa, tổng hợp bởi nhiều yếu tố.
Tuy nhiên, xét theo thứ tự tầm quan trọng của từng yếu tố, hệ số Beta thể hiện mức độ quan trọng của từng nhân tố. Nhân tố nào có hệ số Beta càng lớn thì mức độ tác động đến động cơ làm việc càng nhiều và ngược lại. Từ kết quả của phương trình trên cho thấy yếu tố Thu nhập (B=0,270) và yếu tố Công việc ổn định (B=0,269) có tác động lớn nhất đến động lực làm việc của UBND thị xã với trị số B lớn nhất và chênh lệch rất ít. Bên cạnh đó yếu tố Đào tạo và Phát triển có mức độ ảnh hưởng lớn thứ ba với trị số B = 0,248. Yếu tố Sự tự chủ trong công việc và yếu tố Lãnh đạo trực tiếp có mức độ ảnh hưởng thấp nhất trong 5 yếu tố với hệ số B lần lượt là 0,191 và 0,185.
Như vậy, động cơ thu nhập vẫn đang là yếu tố quan trọng nhất tạo động lực làm việc của CBCCVCtại UBND thị xã Đông Triều, Quảng Ninh. Đây cũng là một thực tế hoàn toàn phù hợp vì quá trình phân tích chỉ ra rằng cơ cấu tiền lương của cán bộ công chức vẫn đang ở mức thấp. Do đó, ở mức thu nhập này thì các nhu cầu thiết yếu vẫn đang là những nhu cầu ưu tiên của họ. Vì vậy, yếu tố quan trọng trong tạo động cơ làm việc cho người lao động trong thời gian tới chính là yếu tố cải cách tiền lương, thưởng và sự đánh giá họ.