CHƯƠNG 3. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.5. PHÂN TÍCH HỒI QUY ĐA BIẾN
Nhằm nghiên cứu mức độ tác động của từng nhân tố đến động lực làm việc của người nhân viên văn phòng, ta tiến hành phân tích hồi quy tương quan. Sử dụng mô hình hồi quy bội (hồi quy đa biến) để nghiên cứu ảnh hưởng của các biến độc lập: X1, X2, X3, X4, X5, X6, X7, X8 đến động lực làm việc (Y).
3.5.1. Xem xét ma trận tương quan giữa các nhân tố Kết quả kiểm định hệ số tương quan r như sau:
Bảng 3.15. Kết quả kiểm định giả thiết về hệ số tương quan r
Nhân tố Động lực
làm việc X1 – Bản chất công việc Pearson Correlation 0.772
Sig. (2-tailed) 0.000
X2 – Tiền lương Pearson Correlation 0.720
Sig. (2-tailed) 0.000
X3 – Phúc lợi Pearson Correlation 0. 721
Sig. (2-tailed) 0.000 X4 – Điều kiện làm việc Pearson Correlation 0.642 Sig. (2-tailed) 0.000
X5 – Cấp trên Pearson Correlation 0.681 Sig. (2-tailed) 0.000 X6 – Đồng nghiệp Pearson Correlation 0.681 Sig. (2-tailed) 0.000 X7- Đào tạo thăng tiến Pearson Correlation 0.674 Sig. (2-tailed) 0.000 X8 – Đánh giá thành tích Pearson Correlation 0.664 Sig. (2-tailed) 0.000 (Có mức ý nghĩa thống kê với α=5%)
Từ kết quả kiểm định hệ số tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc ở bảng trên cho thấy có mối liên hệ tương quan giữa biến động lực làm việc với các biến độc lập với mức độ tương quan khác nhau. Cụ thể là: động lực làm việc có tương quan chặt chẽ với các nhân tố: Bản chất công việc (X1), tiền lương (X2), phúc lợi (X3), đồng nghiệp (X6). Các nhân tố điều kiện làm việc (X4), cấp trên (X5), đào tạo thăng tiến (X7), đánh giá thành tích (X8) cũng có tương quan khá chặt chẽ với yếu tố động lực làm việc.
3.5.2. Sự phù hợp của mô hình hồi quy đa biến
Phân tích Anova cho chúng ta biết được sự phù hợp của mô hình hồi quy, giả thuyết H0 đặt ra là không có mối quan hệ giữa các biến độc lập X1, X2, X3, X4, X5, X6, X7, X8 và biến phụ thuộc động lực làm việc. Ta có:
Bảng 3.16. Phân tích ANOVA về sự phù hợp của phân tích hồi quy
Model Sum of
Squares df Mean
Square F Sig.
1 Regression 128.568 8 16.071 134.844 .000a
Residual 28.723 241 .119
Total 157.291 249
(Nguồn: Số liệu điều tra)
Giá trị sig của phân tích Anova về sự phù hợp của mô hình hồi quy bằng 0.000 < 0,05, ta bác bỏ giả thiết H0, nghĩa là có mối quan hệ giữa các độc lập và biến phụ thuộc.
Bảng 3.17. Hệ số phù hợp của mô hình
Mode
l R
R Square
Adjusted R Square
Std. Error of the Estimate
Durbin- Watson
1 .904a .817 .811 .34523 1.714
Qua bảng trên ta thấy: R2 = 0.817, R2 hiệu chỉnh = 0.811. R2> R2 hiệu chỉnh nên dùng nó để đánh giá độ phù hợp của mô hình sẽ an toàn hơn vì nó không thổi phồng mức độ phù hợp của mô hình. R2 hiệu chỉnh khá lớn = 0.811 nghĩa là 81,1% sự biến thiên của biến phụ thuộc là động lực làm việc được giải thích bởi biến thiên của các biến độc lập.
3.5.3. Kiểm tra hiện tượng tự tương quan
Thống kê Durbin Watson bằng 1.714 nằm trong đoạn 1,5 đến 2,5 vì vậy mô hình không có hiện tượng tự tương quan. (Với mức ý nghĩa α= 95% thì thống kê miền bác bỏ giả thiết H0: Có hiện tượng tự tương quan là T nằm trong đoạn (1,5 đến 2,5).
3.5.4. Hệ số hồi quy và thống kê đa cộng tuyến
Bảng 3.18. Hệ số hồi quy và thống kê đa cộng tuyến Coefficientsa
Model
Unstandardized Coefficients
Standardized Coefficients
t Sig.
Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) -.743 .134 -5.553 .000
CV .282 .047 .252 5.998 .000 .428 2.339
TL .169 .042 .162 4.006 .000 .462 2.164
PL .197 .040 .199 4.941 .000 .465 2.149
DK .035 .041 .035 .872 .384 .477 2.095
CT .111 .034 .119 3.248 .001 .564 1.773
DN .155 .042 .143 3.713 .000 .508 1.968
DT .111 .038 .116 2.944 .004 .490 2.040
TT .171 .047 .133 3.610 .000 .555 1.801
Từ kết quả bảng trên ta thấy:
- Hệ số VIF nằm trong khoản 1.7 đến 2.3<5 nên không có hiện tượng đa cộng tuyến hoặc hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra không đáng kể.
- Các nhân tố CV, TL, PL, CT, DN, DT, TT có hệ số hồi qui (β) lớn hơn 0 và Sig <0.05 nên đạt điều kiện có tham gia vào mô hình hồi qui.
- Nhân tố DK (Điều kiện làm việc) có hệ số β = 0.035, có Sig >0.05 nên không đủ điều kiện, bị loại ra khỏi mô hình hồi qui bội. Trong thực tế nhân tố này cũng ảnh hưởng đến động lực làm việc của người lao động, điều này đã đã kiểm chứng bởi các tác giả khác, ở nhiều công ty. Tuy nhiên có thể tại Công ty phần mềm FPT Đà Nẵng có môi trường làm việc đặc thù riêng, hoặc tại thời điểm tác giả khảo sát yếu tố này không ảnh hưởng hoặc ảnh hưởng không đáng kể đến động lực làm việc của nhân viên văn phòng.
Từ kết quả kết quả trên ta xây dựng được mô hình hồi qui bội như sau:
Mô hình hồi quy:
Y = β0 + β1 X1 +β2 X2 + β3X + β4 X4 + β5 F5 + β6 X6 + β7 X7 + β8 X8+ ε + Mô hình với hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa:
Y = -0.743 + 0.282X1 + 0.169 X2 + 0.197 X3 + 0.035 X4 + 0.111 X5+ 0.155 X6 + 0.111 X7 + 0.171X8
+ Mô hình với hệ số đã chuẩn hóa:
Y = 0.252X1 + 0.162 X2 + 0.199 X3 + 0.119 X5+ 0.143 X6 + 0.116 X7 + 0.133X8 Hay:
Mức độ tạo động lực làm việc= 0.252Bản chất công việc +0.162 Tiền lương + 0.199 Phúc lợi + 0.119 Cấp trên+ 0.143 Đồng nghiệp + 0.116 Đào tạo thăng tiến + 0.133 Đánh giá thành tích
Dựa vào mô hình hồi qui đã chuẩn hóa ta thấy thành phần bản chất công việc ảnh hưởng nhiều nhất đến mức độ tạo động lực việc với hệ số β = 0.252, thành phần tiền lương và phúc lợi cũng ảnh hưởng khá lớn đến mức độ tạo động lực làm việc. Các thành phần còn lại có mức độ ảnh hưởng thấp hơn và mức độ cũng gần bằng nhau.
Ngoài các biến bản chất công việc, đào tạo và thăng tiến, lương, phúc lợi, cấp trên, đồng nghiệp, đánh giá thành tích thì động lực làm việc còn chịu ảnh hưởng bới các yếu tố thuộc về bản thân người lao động như khả năng, trình độ, ý thức làm việc… và một số yếu tố khác.
3.5.5. Kiểm định các giả thuyết của mô hình
Bảng 3.19 . Kết quả kiểm định giả thuyết và thống kê mức độ ảnh hưởng của các nhân tố tới động lực làm việc
Giả thuyết nghiên cứu Kết luận
(Chấp nhận/ Bác bỏ)
Mức độ ảnh hưởng H1: Bản chất công việc có ảnh
hưởng thuận chiều đến động lực làm việc của nhân viên.
Chấp nhận H1 Nhiều nhất
H2: Điều kiện làm việc có ảnh hưởng thuận chiều đến động lực làm việc của nhân viên
Bác bỏ H2
Không ảnh hưởng hoặc ảnh
hưởng không đáng kể H3: Đào tạo thăng tiến có ảnh
hưởng thuận chiều đến động lực làm việc của nhân viên.
Chấp nhận H3 Ít nhất H4:Tiền lương có ảnh hưởng thuận
chiều đến động lực làm việc của nhân viên.
Chấp nhận H4 Nhiều thứ 3 H5:Phúc lợi có ảnh hưởng thuận
chiều đến động lực làm việc của nhân viên.
Chấp nhận H5 Nhiều nhì H6:Lãnh đạo có ảnh hưởng thuận
chiều đến động lực làm việc của nhân viên.
Chấp nhận H6 Thứ sáu
H7:Đồng nghiệp có ảnh hưởng thuận chiều đến động lực làm việc của nhân viên.
Chấp nhận H7 Thứ tư
H8: Đánh giá thành tích có ảnh hưởng thuận chiều đến động lực làm việc của nhân viên.
Chấp nhận H8 Thứ năm
Tóm lại:
+ Mô hình hồi quy bội của đề tài đã tìm ra được 7 nhân tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của người lao động với (1) Bản chất công việc; (2) Đào tạo và thăng tiến; (3) Lương; (4) Phúc lợi công ty; (5) Cấp trên; (6) Đồng nghiệp; (7) Đánh giá thành tích.
+ 81.1% sự biến thiên của biến phụ thuộc là động lực làm việc được giải thích bởi biến thiên của 7 biến độc lập nêu trên.
+ Mô hình hồi quy không xảy ra hiện tượng tự tương quan hoặc đa cộng tuyến.
+ Các hệ số hồi quy (β) của biến độc lập có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 95%.
+ Riêng hệ số hồi qui của biến DK (điều kiện làm việc) không đảm bảo về mặt thống kê.