Các nhân tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của người lao động trong các công ty xây dựng công trình giao thông – Trường hợp nghiên cứu tại Công ty Cổ phần Quản lý và Xây dựng giao thông Thái Nguyên

 thông qua phương pháp điều 
tra ch n mẫu ngẫu nhiên phân tầng với cỡ mẫu là 
265 phiếu ành cho đối tượng là cán bộ công 
nhân viên tại công ty. Toàn bộ dữ liệu hồi đáp 
được xử lý với phần mềm SPSS 20.0. 
2.2.2. Phương pháp phân tích dữ liệu 
a. Kiểm định độ tin cậy thang đo bằng hệ số 
Cronbach’s Alph 
 Các thang đo được đánh giá sơ ộ thông qua 
hệ số tin cậy Cron ach‟s Alpha để loại các biến 
rác trước, các biến có hệ số tương quan tổng 
(Corrected Item – Total Correlation) nh hơn 0.3 
sẽ bị loại và tiêu chuẩn ch n thang đo hi n c 
độ tin cậy Alpha từ 0.6 trở lên (Nunnally & 
Burnstein, 1994). 
b. Phân tích nhân tố khám phá (EFA) 
 Mô hình phân tích nhân tố EFA của nghiên 
cứu được cho là phù hợp khi các tiêu chuẩn sau 
đ y được th a điều kiện: 
- Hệ số tải nhân tố (Factor loading): Theo 
Hair và cộng sự (1998, 111), Factor loading là 
mức chỉ ti u đảm bảo mức ý nghĩa thiết thực của 
EFA (ensuring practical significance). Factor 
loa ing ≥ 0.3 được xem đạt mức tối thiểu, Factor 
loa ing ≥ 0.4 được xem là quan tr ng, Factor 
loa ing ≥ 0.5 được xem là c ý nghĩa thực tiễn. 
Trong nghiên cứu này tác giả lấy các nhân tố có 
chỉ số factor loading lớn hơn 0.5 để nghiên cứu 
c ý nghĩa thực tiễn. 
Phương sai cộng dồn (Cumulative of 
variance): Là phần trăm phương sai toàn ộ được 
tính bởi các nhân tố, nghĩa là coi iến thiên 
100% thì giá trị này cho biến phân tích nhân tố 
cô đ ng được bao nhiêu % và bị thất thoát bao 
nhiêu %. Tiêu chuẩn để chấp nhận phân tích 
nhân tố c phương sai cộng dồn lớn hơn hoặc 
bằng 50% với Eigenvalue phải lớn hơn 1. 
Tính thích hợp của EFA (Kaiser – Meyer – 
Olkin): Là chỉ số dùng xem xét sự thích hợp của 
phân tích nhân tố. Nếu 0.5 ≤ KMO ≤ 1 th ph n 
tích nhân tố là thích hợp. 
Kiểm định Bartlett, xem xét giả thuyết Ho: 
“Các iến quan sát hông c tương quan trong tổng 
thể”. Nếu kiểm định này c ý nghĩa thống (Sig ≤ 
0.05) thì các biến quan sát c tương quan với nhau 
trong tổng thể (theo Tr ng & Ng c, 2005, 262). 
c. Phân tích hồi quy đa biến 
 Đề tài sử dụng phương pháp hồi quy để phân 
 Chuyên mục: Quản trị KD & Marketing - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 04 (2017) 
70 
tích ảnh hưởng của các nhân tố đến động lực 
làm việc của người lao động. Biến phụ thuộc là 
động lực làm việc và biến độc lập là các yếu tố 
được rút ra từ quá tr nh ph n tích EFA và được 
kiểm định với mức ý nghĩa 5%. Mô hình dự đoán 
có dạng: 
Yi = β0 + β1X1i + β2X2i + β3X3i + + βkXki 
Trong đ : 
Yi = biến phụ thuộc (động lực làm việc của 
người lao động) 
Xk = các biến độc lập (các yếu tố tác động đến 
động lực làm việc của người lao động) 
β0 = hằng số 
βk = các hệ số hồi quy (i>0) 
3. Kết quả nghiên cứu 
3.1. Phân tích nhân tố khám phá (EFA) 
Sau hi ph n tích Cron ach‟s Alpha, hệ số tin 
cậy của các nhóm biến đạt khá cao. Tuy nhiên, 
biến DT5, DN4 và CS1 có hệ số Cron ach‟s 
Alpha nếu loại biến cao hơn hệ số Cron ach‟s 
Alpha an đầu nên các biến này bị loại để thang 
đo c độ tin cậy cao hơn. Do đ , 35 iến được 
đưa vào ph n tích nh n tố. Phương pháp tính hệ 
số sử dụng Principal Components với phép quay 
Varimax và điểm dừng khi trích các yếu tố 
Eigenvalue lớn hơn 1. Quá trình phân tích nhân 
tố để loại các biến trong nghiên cứu này được 
thực hiện như sau: 35 thành phần được đưa vào 
phân tích nhân tố có 6 nhân tố tạo ra. Tổng 
phương sai trích = 69.39% cho iết 6 nhân tố này 
giải thích được 69.39% biến thiên của dữ liệu. 
KMO = 0.851 (> 0.5) đạt yêu cầu. 
3.2. Phân tích mô hình hồi quy đa biến 
Kết quả phân tích hồi quy cho các biến số 
được thể hiện thông qua các bảng: 
Bảng 1: Bảng Model Summary và ANOVA 
Model Summary
b
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate 
1 .649
a
 .421 .406 .48190 
a. Predictors: (Constant), THUNHAP PHUCLOI, DONGNGHIEP, CHINHSACH, DAOTAO, DIEUKIEN, 
LANHDAO; b. Dependent Variable: DONGLUCLAMVIEC 
Hệ số xác định hiệu chỉnh Adjusted R-Square 
là 0.406, nghĩa là mô h nh hồi quy tuyến tính đã 
xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức 
40.6%. Giá trị R2 của mô hình tổng thể bằng 
0.421 cho thấy các biến độc lập trong mô hình 
giải thích 42.1% động lực làm việc của người lao 
động trong Công ty. Giá trị Sig. (P-value) trong 
bảng ANOVA đánh giá sự phù hợp của mô hình 
hồi quy. Sig. = 0.000 < 0.05 nên mô hình phù hợp. 
Kiểm định F sử dụng trong bảng phân tích 
phương sai là một phép kiểm định giả thuyết về 
độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng 
thể. Theo kết quả phân tích ta thấy kết quả kiểm 
định F có giá trị bằng 28.253 với Sig = 0.000 
chứng t mô hình hồi quy tuyến tính bội là phù 
hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được. 
Bảng 2: Hệ số hồi quy 
Model 
Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa 
t Sig. 
B Độ lệch chuẩn Hệ số Beta 
1 (Constant) 1.451 .276 5.262 .000 
DIEUKIEN .044 .032 .081 1.376 .170 
DAOTAO .040 .043 .054 .949 .344 
LANHDAO -.075 .047 -.100 -1.608 .109 
DONGNGHIEP .111 .036 .190 3.077 .002 
CHINHSACH .013 .030 .021 .414 .679 
THUNHAP PHUCLOI .485 .056 .547 8.662 .000 
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu điều tra 
Kết quả cho thấy, chỉ có các nhân tố 
DONGNGHIEP và THUNHAP PHUCLOI có hệ 
số Sig. < 0.05, chứng t có hai nhân tố trên có 
ảnh hưởng đến động lực làm việc của người lao 
động. Các nhân tố khác có hệ số Sig. > 0.05 nên 
bị loại kh i mô hình hồi quy. 
Từ kết quả tr n, phương tr nh hồi quy được 
xác định như sau: 
DL = 1.451+ 0.111 * DONGNGHIEP + 
0.485 * THUNHAP PHUCLOI 
Cụ thể: Động lực làm việc của ngƣời lao 
động = 1.451 + 0.111 * “Đồng nghiệp” + 0.485 
* “Thu nhập và Phúc lợi” 
Yếu tố “Thu nhập và phúc lợi” 
Thu nhập và phúc lợi c ý nghĩa quan tr ng 
nhất trong tạo động lực làm việc cho người lao 
động. Thứ tự ưu ti n mà oanh nghiệp cần làm 
 Chuyên mục: Quản trị KD & Marketing - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 04 (2017) 
71 
trong nhân tố này là tạo sự công bằng hơn trong 
việc phân phối thu nhập, xây dựng chính sách 
khen thưởng, trợ cấp hợp lý và cố gắng tăng 
lương cho người lao động (trong điều kiện cho 
phép). Công ty cần tham khảo, xem xét và so 
sánh thu nhập của người lao động trong doanh 
nghiệp với người lao động ở các doanh nghiệp 
 hác c ng ngành, đánh giá đúng vị trí và vai trò 
của từng người lao động trong tổ chức để xác 
định mức thu nhập phù hợp cho từng người lao 
động. Bên cạnh đ , cần xây dựng chính sách tiền 
lương nhất quán, thực hiện đánh giá hoa h c, 
chính xác với năng lực, điều kiện hoàn cảnh công 
việc cụ thể. Gắn tiền lương, thưởng với kết quả 
làm việc của người lao động sẽ giúp phát huy vai 
trò ích thích lao động của công cụ tiền lương 
Yếu tố “Đồng nghiệp” 
Đ y là yếu tố đứng thứ hai góp phần tạo 
động lực cho người lao động trong tổng số các 
yếu tố được đem vào phân tích, sau yếu tố Tiền 
lương và Phúc lợi. Công ty cần tạo điều kiện để 
những người lao động trong công ty c cơ hội 
giao lưu, h c h i để h hiểu nhau và hợp tác tốt 
với nhau hơn nữa trong công việc, giúp h trở 
thành những người bạn thực sự, thân thiện và 
luôn giúp đỡ nhau. Việc nhân viên hiểu nhau 
giúp công việc thuận lợi hơn o h phối hợp ăn ý 
hơn hi thực hiện nhiệm vụ, sẵn sàng hỗ trợ nhau 
khi cần thiết. Những đồng nghiệp tốt luôn tạo ra 
bầu không khí làm việc dễ chịu, giúp người lao 
động cảm thấy Công ty như ngôi nhà thứ hai của 
mình, nâng cao mức độ gắn bó của h với Công 
ty. Thay vì cho các Hạt, Đội tự tổ chức tham 
quan nghỉ mát, Công ty có thể tổ chức cho nhân 
viên toàn Công ty tham gia tham quan nghỉ mát 
chung với nhiều hoạt động phong phú nhằm tăng 
sự giao lưu giữa nh n vi n các đơn vị khác nhau. 
Các hội diễn thể thao, hội diễn văn nghệ cần đi 
vào chiều sâu nhiều hơn để người lao động c cơ 
hội giao lưu, h c h i kinh nghiệm, cùng nhau vui 
chơi, giải trí sau những giờ làm việc mệt m i. 
4. Kết luận 
Nghiên cứu này đ vận dụng các lý thuyết về 
động cơ làm việc của A. Maslow và F. Herzberg, 
chỉ số mô tả công việc JDI và MSQ đánh giá các 
nhân tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của 
người lao động tại Công ty cổ phần quản lý và xây 
dựng giao thông Thái Nguyên. Bằng phương pháp 
phân tích nhân tố khám phá và mô hình hồi quy 
đa iến, nghiên cứu đ chứng minh được 2 biến 
có ảnh hưởng đến động lực làm việc của người 
lao động: Đồng nghiệp và thu nhập, phúc lợi. 
TÀI LIỆU THAM KHẢO 
[1]. Abraham H Maslow. (1954). Motivation and Personality. New York: Harper & Row. 
[2]. Artz, Benjamin. (2008). Fringe benefit and Job satisfaction. University of Wisconsin – White water, 
USA. 
[3]. Bellingham, R. (2004). Job Satisfaction Survey. Wellness Council of America. 
[4]. Bless, C., Higson-Smith, C., & Kagee, A. (2006). Fundamentals of Social Research Methods: An 
African Perspective. Juta and Company Limited, 4th Edition. 
[5]. Boeve, W. D. (2007). A National Study of Job Satisfaction factors among faculty in physician 
assistant education. Eastern Michigan University. 
[6]. Trần Kim Dung. (2003). Quản trị nguồn nhân lực. Nhà xuất bản thống kê. 
[7]. Nguyễn Thị Hải. (2009). Đánh giá các nh n tố ảnh hưởng đến sự thoả mãn với 
công việc của nhân viên ngành cao su – Trường hợp các công ty cao su tại tỉnh 
Daklak. Luận văn thạc sĩ. Trường Đại h c kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh. 
[8]. Lê Hồng Lam. (2009). Đo lường sự th a mãn của Cán bộ Công nhân viên với tổ chức tại Công ty 
TNHH Long Shin. Luận văn thạc sĩ. Đại h c Nha Trang. 
[9]. Hoàng Tr ng Chu, Nguyễn Mộng Ng c. (2008). Phân tích dữ liệu nghiên cứu với SPSS. Nhà xuất 
bản Hồng Đức. 
[10]. Nguyễn Đ nh Th . (2011). Phương pháp nghiên cứu khoa học trong kinh doanh. Nhà xuất bản Lao 
động – Xã hội. 
Thông tin tác giả: 
1. Lê Ngọc Nƣơng 
- Đơn vị công tác: Trường ĐH Kinh tế & QTKD 
- Địa chỉ email: ngocnuong85@gmail.com 
2. Chu Thị Vân Anh 
- Đơn vị công tác: Trường ĐH Kinh tế & QTKD 
3. Cao Thị Thanh Phƣợng 
- Đơn vị công tác: Trường ĐH Kinh tế & QTKD 
Ngày nhận bài: 03/05/2017 
Ngày nhận bản sửa: 20/12/2017 
Ngày duyệt đăng: 15/01/2018