4.4.3.1. Kết quả phân tích hồi quy lần 1
Sau khi mã hóa các biến đo lường và phân tích tương quan giữa các biến, tác giả tiến hành phân tích hồi quy. Phương pháp Enter được sử dụng. Theo phương pháp này 07 biến độc lập (CVTHUVI, CVONDINH , LUONGCAO, DTAOTTIEN, MTRUONGDKIENLVIEC, LDAOQLY và DONGNGHIEP) và 1 biến phụ thuộc (DONGVIEN) sẽ được đưa vào mô hình cùng một lúc và cho kết quả như sau:
a. Tóm tắt mô hình
Bảng 4.5. Tóm tắt mô hình
Mô hình R R bình phương R bình phương hiệu chỉnh Độ lệch chuẩn của dự đoán
1 0.673a 0.453 0.441 0.375
(Kết quả phân tích của tác giả)
Kết quả hồi quy tuyến tính bội cho thấy mô hình có hệ số xác định R2 (coefficient of determination) là 0.453 và R2 điều chỉnh (adjusted R square) là 0.441. Như vậy mô hình giải thích được 44.1% tác động của các yếu tố động viên nhân viên tuyến đầu, còn lại 55.9% sự động viên nhân viên tuyến đầu được giải thích bởi các yếu tố khác.
b. Bảng phân tích ANOVA
Bảng 4.6. Kết quả phân tích ANOVA
Mô hình Tổng bình phương df Bình phương trung bình F Sig.
1 Phần dư Hồi quy 36.674 44.244 314 7 5.239 .141 37.182 0.000b
Tổng 80.918 321
(Kết quả phân tích của tác giả)
Trong bảng phân tích ANOVA, mức ý nghĩa của kiểm định F đạt yêu cầu (giá trị sig. = 0.000 < 0.05), điều này chứng tỏ mô hình hồi quy là phù hợp.
c. Bảng hệ số hồi quy
Bảng 4.7. Bảng hệ số hồi quy
Mô hình
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy
chuẩn hóa t Sig.
Thống kê đa cộng tuyến B Độ lệch chuẩn Hệ số Beta Tolerance VIF
1 (Hằng số) 0.211 0.263 0.801 0.424 CVTHUVI 0.279 0.030 0.434 9.251 0.000 0.859 1.165 LUONGCAO 0.231 0.045 0.261 5.172 0.000 0.798 1.253 CVONDINH 0.109 0.032 0.170 3.439 0.001 0.864 1.157 DONGNGHIEP 0.149 0.059 0.111 2.526 0.012 0.944 1.060 DTAOTTIEN 0.024 0.041 0.028 0.585 0.559 0.749 1.334 LDAOQLY 0.020 0.037 0.027 0.527 0.599 0.684 1.462 MTRUONG DKIENLVIEC 0.043 0.041 0.049 1.032 0.303 0.767 1.304
(Kết quả phân tích của tác giả)
Các biến đều có hệ số phóng đại phương sai VIF < 2, điều này chứng tỏ không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình.
Nhân tố nào có hệ số sig ≤ 0.05 tương đương với độ tin cậy 95% thì nhân tố đó được chấp nhận có nghĩa là nó có sự tác động đến sự động viên nhân viên tuyến đầu. Kết quả hồi quy cho thấy có 4 biến thỏa mãn điều kiện là: “Công việc thú vị”, “Lương cao”, “Công việc ổn định” và “Đồng nghiệp”.
Các nhân tố “Người lãnh đạo, quản lý”, “Cơ hội đào tạo và thăng tiến” và “Môi trường và điều kiện làm việc tốt” không đạt yêu cầu (sig. > 0.05) và bị loại khỏi kết quả nghiên cứu mặc dù các biến này về thực tế là rất có ý nghĩa đến việc động viên nhân viên tuyến đầu. Do đó, việc này có thể do một số các nguyên nhân sau đây:
- Yếu tố đào tạo: mấy câu hỏi về đào tạo chưa đề cập nhiều đến các yếu tố về động viên nhân viên tuyến đầu, chỉ đề cập đến những kỹ năng cơ bản để phục vụ công việc hàng ngày. Do đó, yếu tố này vẫn nằm ở nhóm nhân tố duy trì theo quan điểm của Herzberg.
- Yếu tố lãnh đạo: Trong thuyết của Herzberg thì có phân ra 2 yếu nhóm yếu tố là duy trì và thúc đẩy, quan hệ đồng nghiệp giữa các nhân viên cấp trên và cấp dưới là nằm trong nhóm những nhân tố duy trì, nhân tố duy trì được đáp ứng thì tạo cho nhân viên làm việc một cách bình thường. Nếu thiếu vắng thì sẽ gây cho nhân viên bất mãn và có thể nhân viên đó sẽ ra đi.
- Yếu tố môi trường: cũng thuộc nhóm các yếu tố duy trì theo quan điểm của Herzberg vì đây là những người đang làm việc trong lĩnh vực ngân hàng chứ không phải những người lao động chân tay trực tiếp. Yếu tố duy trì tuy không tạo ra được sự động viên cho nhân viên tuyến đầu nhưng không phải là không quan trọng vì chúng là các yếu tố tạo cho nhân viên tuyến đầu làm việc một cách bình thường. Có nghĩa là ngân hàng vẫn phải quan tâm các yếu tố này để đáp ứng cho nhân viên tuyến đầu, nếu không đáp ứng được kịp thời sẽ gây phản ứng trong nhân viên tuyến đầu, khiến họ làm việc cầm chừng và đôi khi có thể dẫn đến việc nhân viên tuyến đầu đó thay đổi công việc. Nhưng muốn người lao động làm việc với nỗ lực cao hơn để sáng tạo thì cần có những yếu tố khác để động viên họ.
d. Giả định về phân phối chuẩn của phần dư
Dựa vào đồ thị có thể nói phân phối chuẩn của phần dư xấp xỉ chuẩn (Mean=-1.89E-15) và độ lệch chuẩn Std.Dev = 0.989 tức là gần bằng 1. Do đó có thể kết luận giả thiết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Ta có thể dùng thêm biểu đồ P-P plot để kiểm tra giả thiết này:
Hinh 4.3. Biểu đồ P-P plot
Dựa vào hình vẽ P-P plot cho thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng, nên ta có thể kết luận là giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm. Ngoài ra, qua biểu đồ phân tán – Scatterplot, ta có thể thấy có sự phân tán đều.
4.4.3.2. Kết quả phân tích hồi quy lần 2
Từ kết quả phân tích hồi quy lần 1, tác giả tiến hành loại các nhân tố “Người lãnh đạo, quản lý”, “Cơ hội đào tạo và thăng tiến” và “Môi trường và điều kiện làm việc tốt” (do không đạt yêu cầu (sig. > 0.05)) ra khỏi mô hình và tiến hành đưa 4 nhân tố đạt yêu cầu còn lại (thỏa mãn điều kiện (sig. ≤ 5%)) là “Công việc thú vị”, “Lương cao”, “Công việc ổn định” và “Đồng nghiệp” vào để phân tích hồi quy lần 2. Sau khi tiến hành phân tích hồi quy lần 2, tác giả có được kết quả như sau:
a. Tóm tắt mô hình
Bảng 4.8. Tóm tắt mô hình
Mô hình R R bình phương R bình phương hiệu chỉnh Độ lệch chuẩn của dự đoán
1 0.670a 0.449 0.442 0.375
(Kết quả phân tích của tác giả)
Kết quả hồi quy tuyến tính bội cho thấy mô hình có hệ số xác định R2 (coefficient of determination) là 0.44.9 và R2 điều chỉnh (adjusted R square) là 0.442. Như vậy mô hình giải thích được 44.2% tác động của các yếu tố động viên nhân viên tuyến đầu.
b. Bảng phân tích ANOVA
Bảng 4.9. Kết quả phân tích ANOVA
Mô hình Tổng bình phương df Bình phương trung bình F Sig.
1 Phần dư Hồi quy 36.674 44.244 314 7 5.239 .141 37.182 0.000b
Tổng 80.918 321
(Kết quả phân tích của tác giả)
Trong bảng phân tích ANOVA, mức ý nghĩa của kiểm định F đạt yêu cầu (giá trị sig. = 0.000 < 0.05), điều này chứng tỏ mô hình hồi quy là phù hợp.
c. Bảng hệ số hồi quy
Bảng 4.10. Bảng hệ số hồi quy
Mô hình
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy
chuẩn hóa t Sig.
Thống kê đa cộng tuyến B Độ lệch chuẩn Hệ số Beta Tolerance VIF
1 (Hằng số) 0.305 0.254 1.197 0.232 CVTHUVI 0.289 0.029 0.449 9.985 0.000 0.859 1.165 LUONGCAO 0.254 0.041 0.287 6.157 0.000 0.798 1.253 CVONDINH 0.126 0.029 0.196 4.375 0.000 0.864 1.157 DONGNGHIEP 0.161 0.058 0.119 2.781 0.006 0.944 1.060
(Kết quả phân tích của tác giả)
Trong kết quả ở bảng hệ số hồi quy trên, hệ số Beta dùng để đánh giá mức độ quan trọng của các nhân tố tác động vào mức độ động viên nhân viên tuyến đầu. Hệ số Beta của nhân tố nào càng cao thì nhân tố đó tác động đến mức độ động viên nhân viên tuyến đầu càng cao.
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy bốn biến “Công việc thú vị”, “Lương cao”, “Công việc ổn định” và “Đồng nghiệp” đều đạt yêu cầu (sig. <5%). Ngoài ra, các biến đều có hệ số phóng đại phương sai VIF < 2, điều này chứng tỏ không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình.
d. Giả định về phân phối chuẩn của phần dư
Dựa vào đồ thị có thể nói phân phối chuẩn của phần dư xấp xỉ chuẩn (Mean=-1.99E-15) và độ lệch chuẩn Std.Dev = 0.994 tức là gần bằng 1. Do đó có thể kết luận giả thiết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Ta có thể dùng thêm biểu đồ P-P plot để kiểm tra giả thiết này:
Hinh 4.6. Biểu đồ P-P plot
Dựa vào hình vẽ P-P plot cho thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng, nên ta có thể kết luận là giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm. Ngoài ra, qua biểu đồ phân tán – Scatterplot, ta có thể thấy có sự phân tán đều.
Sau khi tiến hành phân tích hồi quy, tác giả có được phương trình hồi quy như sau:
DONGVIEN = 0.449*CVTHUVI + 0.287*LUONGCAO +
0.196*CVONDINH + 0.119*DONGNGHIEP
Các biến “Công việc thú vị”, “Lương cao”, “Công việc ổn định” và “Đồng nghiệp” đạt yêu cầu (sig. < 0.05). Do đó, chúng ta có thể kết luận rằng các giả thuyết H1: “Cảm nhận công việc càng thú vị thì sẽ làm cho cảm nhận được động viên càng tăng và ngược lại”, H4: “Cảm nhận công việc càng ổn định, lâu dài thì sẽ làm cho cảm nhận được động viên càng tăng và ngược lại”, H5: “Cảm nhận lương cao thì sẽ làm cho cảm nhận được động viên tăng và ngược lại” và H11: “Cảm nhận có được sự thân thiện, hợp tác và hỗ trợ từ đồng nghiệp càng cao thì sẽ làm cho cảm nhận được động viên càng tăng và ngược lại” được chấp nhận.
Từ kết quả nghiên cứu trên, tác giả tiến hành so với nghiên cứu về các yếu tố động viên nhân viên của Văn Hồ Đông Phương (2009) và có một số sự khác biệt như sau:
- Các yếu tố “Công việc thú vị”, “Lương cao” và “Đồng nghiệp” đều xuất hiện trong kết quả của cả hai nghiên cứu. Từ đó cho thấy, các yếu tố động viên này vẫn được quan tâm rất nhiều trong lĩnh vực ngân hàng bao gồm các nhân viên nói chung và nhân viên tuyến đầu nói riêng.
- Các yếu tố “Hỗ trợ của lãnh đạo”, “Thăng tiến” và “Ghi nhận” không xuất hiện trong nghiên cứu này. Điều này có thể là do một số nguyên nhân như do đặc thù công việc của nhân viên tuyến đầu khác so với các nhân viên khác trong ngân hàng. Ngoài ra, nghiên cứu của Văn Hồ Đông Phương được thực hiện với nhân viên nói chung của ngân hàng Á Châu trong khi nghiên cứu này lại phân tách ra nhân viên tuyến đầu nhưng lại nghiên cứu trên phạm vi các ngân hàng thương mại cổ phẩn khu vực thành phố Hồ Chí Minh.
- Tuy nhiên, yếu tố “Công việc ổn định” lại xuất hiện trong nghiên cứu này. Điều này chứng tỏ yếu tố “Công việc ổn định” đối với các nhân viên tuyến đầu
trong giai đoạn kinh tế khó khăn hiện nay đang khá được quan tâm, là yếu tố tạo sự động viên đối với nhân viên tuyến đầu trong công việc hàng ngày. Còn đối với nghiên cứu trước đó của Văn Hồ Đông Phương (2009) thực hiện trong giai đoạn ngành tài chính ngân hàng của Việt Nam đang phát triển mạnh mẽ, có nhiều cơ hội việc làm trong lĩnh vực tài chính ngân hàng và việc xin việc làm mới rất dễ dàng cho nên yếu tố này chưa được để ý, quan tâm nhiều.
4.5. Tóm tắt
Chương 4 đã trình bày kết quả kiểm định thang đo thông qua đánh giá độ tin cậy Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố khám phá (EFA), kiểm định sự phù hợp của mô hình cùng các giả thuyết đi kèm về việc động viên nhân viên tuyến đầu. Phần mềm SPSS 20 được sử dụng để phân tích dữ liệu. Từ kết quả này, mô hình nghiên cứu cùng các giả thuyết đã được hiệu chỉnh.
Từ kết quả phân tích độ tin cậy Cronbach’s Alpha cho thấy các biến “Công nhận đóng góp cá nhân”, “Sự tự chủ trong công việc”, “Các khoản phúc lợi”, và “Thương hiệu, hình ảnh ngân hàng” bị loại khỏi mô hình do có hệ số Cronbach’s Alpha nhỏ (<0.6). Các biến “Công việc thú vị” (loại biến quan sát v1.1 do có hệ số tương quan biến-tổng < 0.3), “Công việc ổn định”, “Lương cao”, “Môi trường và điều kiện làm việc tốt”, “Người lãnh đạo và quản lý”, “Đồng nghiệp” và “Động viên nhân viên tuyến đầu” (loại biến v12.2 và v12.3 vì có hệ số tương quan biến- tổng <0.3) đạt độ tin cậy cho phép (Cronbach Alpha ≥ 0.6), do đó tất cả các thang đo đạt yêu cầu này đều được sử dụng tiếp tục trong bước phân tích nhân tố (EFA).
Kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA) cho thấy có 2 biến quan sát bị loại ra khỏi mô hình là v7.3 và v8.1. Thông qua phân tích EFA, có 8 nhân tố được trích ra từ kết quả phân tích, không có sự phát sinh nhân tố mới.
Sau khi phân tích EFA, tác giả tiến hành mã hóa lại biến và phân tích tương quan, kết quả cho thấy các biến đều có mối tương quan chặt với yếu tố DONGVIEN nên tiến hành đưa các biến này vào để phân tích hồi quy.
Tiếp theo tác giả tiến hành phân tích hồi quy với mức ý nghĩa 5% và thu được 4 biến có tác động đến biến “Động viên nhân viên tuyến đầu” là “Công việc thú vị”, “Lương cao”, “Công việc ổn định” và “Đồng nghiệp”.
CHƯƠNG 5. KIẾN NGHỊ
Trong chương này sẽ trình bày ý nghĩa thực tiễn của kết quả nghiên cứu, các kiến nghị, một số hạn chế của đề tài và đề xuất hướng nghiên cứu tiếp theo.