6. Kết cấu của luận văn
2.4.2.Kiểm định độ tin cậy thang đo
Theo Nunnally và Bernstein (1994) dẫn trong Hoàng Trọng (2008) một biến đo lường có hệ số tương quan biến tổng ≥ 0.3 thì biến đó đạt yêu cầu. Trong nghiên cứu này, các biến có hệ số tương quan biến - tổng nhỏ hơn 0,3 sẽ bị loại và Cronbach’sAlpha có giá trị từ 0,7 trở lên thì thang đo được xem là đảm bảo độ tin cậy. Kết quả phân tích Cronbach’s Alpha của thang đo các yếu tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của người lao động tại HDBank Quảng Ninh được nêu trong Bảng 2.12.
Kết quả này cho thấy các thang đo đều đảm bảo độ tin cậy, hệ số Cronbach’s Alpha đều trên 0,7, hệ số tương quan biến – tổng đều đạt trên 0,3 đảm bảo độ tin cậy.
Bảng 2.12. Kết quả đánh giá tính tin cậy thang đo các nhân tố Nhân
tố
Cronbach’s Alpha (số biến
quan sát)
Tương quan biến tổng nhỏ nhất (biến quan sát) KMO TVE (%) Factor loading nhỏ nhất (biến quan sát) CV 0,842(4) 0,714(CV2) 0,702 71,723 .616(CV4) TL 0,728(4) 0,733(TL1) 0,716 72,645 0,550(TL3) ĐT 0,732(4) 0,601(ĐT4) 0,735 64,116 0,619(ĐT2) GN 0,712(4) 0,704(GN2) 0,721 70,252 0,624(GN1) QH 0,768(4) 0,632(QH1) 0,670 61,331 0,783(QH4) MT 0,801(4) 0,652(MT2) 0,723 64,051 0,803(MT2) HL 0,787(3) 0,633(HL3) 0,761 64,213 0,703(HL2) Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mềm SPSS 2.4.3. Phân tích nhân tố khám phá
2.4.3.1. Phân tích nhân tố khám phá biến độc lập
Kết quả phân tích khám phá đối với các biến độc lập cho thấy hệ số KMO lớn hơn 0,5 (0,896), kiểm định Bartlett có p –value bằng 0,000 nhỏ hơn 0,05, phương sai giải thích lớn hơn 50% (57,32%), hệ số factor loading của các biến quan sát lớn hơn 0,5các biến quan sát hội tụ về các nhân tố như mô hình lý thuyết (Bảng 2.13). Điều đó cho thấy với dữ liệu nghiên cứu sử dụng phương pháp phân tích khám phá nhân tố là phù hợp.
Bảng 2.13. Kết quả phân tích khám phá nhân tố biến độc lập
Biến quan sát Nhân tố
1 2 3 4 5 6
TL1 0,749
TL2 0,697
TL4 0,607 CV3 0,846 CV2 0,818 CV1 0,718 CV4 0,703 GN4 0,794 GN2 0,732 GN3 0,722 GN1 0,705 ĐT1 0,707 ĐT2 0,693 ĐT4 0,652 ĐT3 0,601 QH11 0,743 QH3 0,708 QH2 0,696 QH4 0,653 MT1 0,744 MT2 0,721 MT3 0,705 MT4 0,685 Eigenvalue 7,816 4,637 2,166 1,946 1,540 1,049 KMO 0,896 p- value (Bartlett test) 0,000
Phương sai giai thích 57,32
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mềm SPSS 2.4.3.2. Phân tích khám phá nhân tố biến phụ thuộc
Kết quả phân tích đối với biến phụ thuộc Sự hài lòng của người lao động từ dữ liệu nghiên cứu cho thấy hệ số KMO lớn hơn 0,5 (0,835), kiểm định Bartlett’s có p
– value nhỏ hơn 0,05 (0,000), giá trị eigenvalue lớn hơn 1, hệ số factor loading đều lớn hơn 0,5, phương sai giải thích lớn hơn 50% (67,51%), các biến quan sát hội tụ về một nhân tố duy nhất (Bảng 2.14). Điều đó cho thấy sử dụng phân tích khám phá nhân tố là phù hợp, biến phụ thuộc Sự hài lòng của người lao động.
Bảng 2.14. Kết quả phân tích khám phá nhân tố biến phụ thuộc Biến quan sát Sự hài lòng của người lao động
HL3 0,872
HL2 0,852
HL1 0,734
Eigenvalue 2,026
KMO 0,652
p-value (Bartlett test) 0,000
Phương sai giải thích 67,52
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mềm SPSS
2.4.4. Phân tích tương quan, hồi quy và kiểm định giả thuyết
2.4.4.1. Phân tích tương quan
Phân tích tương quan là kỹ thuật phân tích cho biết mối quan hệ giữa các biến nghiên cứu với nhau. Nếu hệ số tương quan khác 0 chứng tỏ các khái niệm nghiên cứu có mối liên hệ thực sự, hệ số tương quan dương phản ánh mối quan hệ và cùng chiều và tương quan âm phản ánh mối quan hệ ngược chiều. Kết quả phân tích từ dữ liệu nghiên cứu cho thấy biến phụ thuộc có tương quan với tất cả các biến còn lại trong mô hình (nhỏ nhất với biến QH, r =0,439**). Điều đó cho thấy giữa sự hài lòng của người lao động tại HDBank Quảng Ninh và các yếu tố khác có mối quan hệ với nhau. Kết quả phân tích cũng cho thấy giữa các biến độc lập cũng có tương quan với nhau, điều này gợi ý cần kiểm tra có thể xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến khi phân tích hồi quy. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Bảng 2.15. Kết quả phân tích tương quan giữa các biến nghiên cứu Biến CV TL ĐT GN QH MT HL CV 1 0,587** 0,670** 0,641** 0,250** 0,705** 0,554** TL 0,587** 1 0,682** 0,513** 0,435** 0,591** 0,571** ĐT .670** 0,682** 1 0,702** 0,465** 0,602** 0,620** GN 0,641** 0,513** 0,702** 1 0,333** 0,549** 0,612** QH 0,250** 0,435** 0,465** 0,333** 1 0,454** 0,439** MT 0,705** 0,591** 0,602** 0,549** 0,454** 1 0,530** HL 0,554** 0,571** 0,620** 0,612** 0,439** 0,530** 1 Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mềm SPSS 2.4.4.2. Phân tích hồi quy
Phân tích tương quan chỉ cho biết giữa các biến có thể có mối quan hệ với nhau mà không cho biết mối quan hệ nhân quả giữa chúng. Về mặt lý thuyết ta biết rằng các nhân tố có ảnh hưởng đến Sự hài lòng của người lao động tại HDBank Quảng Ninh. Hay nói cách khác ta xem chúng như những biến nguyên nhân (biến độc lập) và Sự hài lòng của người lao động (biến phụ thuộc). Để kiểm tra quan hệ này ta sử dụng phân tích bằng hồi quy bội với phương pháp tổng bình phương nhỏ nhất OLS. Kết quả phân tích từ dữ liệu nghiên cứu như sau:
Bảng 2.16. Kết quả phân tích hồi quy đa biến
Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) 0,208 0,160 1,690 0,093 CV 0,211 0,089 0,193 1,129 0,016 0,551 1,814 TL 0,344 0,097 0,329 1,492 0,038 0,498 2,008 ĐT 0,173 0,036 0,143 3,607 0,000 0,603 1,658 GN 0,170 0,096 0,151 2,818 0,005 0,470 2,130 QH 0,227 0,084 0,201 3,329 0,043 0,549 1,822 MT 0,072 0,079 0,065 0,913 0,363 0,735 1,361
a. Biến phụ thuộc: HL
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mềm SPSS
Kết quả phân cho thấy p-value của kiểm định F bằng 0,000 nhỏ hơn 0,05, điều đó cho thấy có tối thiểu một biến nghiên cứu trong mô hình có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc (HL). Hệ số xác định R2 hiệu chỉnh bằng 0,673 cho thấy các biến độc lập giải thích được 67,3% sự thay đổi của biến phụ thuộc, 32,7% sự thay đổi của biến phụ thuộc chịu sự tác động của các nhân tố khác không đưa vào mô hình. Trong đó, biến Tính chất công việc (CV), Tiền lương và phúc lợi (TL) và Quan hệ công việc (QH) là những yếu tố ảnh hưởng mạnh nhất đến Sự hài lòng của người lao động tại HDBank Quảng Ninh với hệ số Beta chuẩn hóa lần lượt là 0,193; 0,329 và 0,201.
Để kiểm định các giả thuyết nghiên cứu đặt ra trong mô hình nghiên cứu, ta sử dụng thống kê t và giá trị p-value tương ứng so sánh trực tiếp với giá trị 0,05 (mức ý nghĩa 5% hay mức tin cậy 95%)
Kiểm định giả thuyết 1:Tính chất công việc có ảnh hưởng tích cực đến mức độ hài lòng của người lao động tại HDBank Quảng Ninh. Điều này đồng nghĩa với việc kiểm định hệ số Beta của biến CV dương. Từ kết quả ước lượng hồi quy ta thấy β1=0,193 và thống kê t có p –value bằng 0,016nhỏ hơn 0,05. Do đó, ta chấp nhận giả thuyết 1.
Kiểm định giả thuyết 2: Tiền lương và phúc lợi có ảnh hưởng tích cực đến mức độ hài lòng của người lao động tại HDBank Quảng Ninh. Điều này đồng nghĩa với việc kiểm định hệ số Beta của biến TL dương. Từ kết quả ước lượng hồi quy ta thấy β2=0,329 và thống kê t có p –value bằng 0,038 nhỏ hơn 0,05. Do đó, ta chấp nhận giả thuyết 2.
Kiểm định giả thuyết 3:Đào tạo và thăng tiến có ảnh hưởng tích cực đến mức độ hài lòng của người lao động tại HDBank Quảng Ninh. Điều này đồng nghĩa với việc kiểm định hệ số Beta của biến ĐTdương. Từ kết quả ước lượng hồi quy ta thấy β3=0,143 và thống kê t có p –value bằng 0,000nhỏ hơn 0,05. Do đó, ta chấp nhận giả thuyết 3.
Kiểm định giả thuyết 4: Sự ghi nhận đóng góp cá nhân có ảnh hưởng tích cực đến mức độ hài lòng của người lao động tại HDBank Quảng Ninh. Điều này đồng nghĩa với việc kiểm định hệ số Beta của biến GN dương. Từ kết quả ước lượng hồi quy ta thấy β4=-0,151 và thống kê t có p –value bằng 0,005nhỏ hơn 0,05. Do đó, ta chấp nhận giả thuyết 4.
Kiểm định giả thuyết 5: Quan hệ công việc có ảnh hưởng tích cực đến mức độ hài lòng của người lao động tại HDBank Quảng Ninh. Điều này đồng nghĩa với việc kiểm định hệ số Beta của biến QH dương. Từ kết quả ước lượng hồi quy ta thấy β5=0,201 và thống kê t có p –value bằng 0,043 nhỏ hơn 0,05. Do đó, ta chấp nhận giả thuyết 5.
Kiểm định giả thuyết 6: Môi trường làm việc có ảnh hưởng tích cực đến mức độ hài lòng của người lao động tại HDBank Quảng Ninh. Điều này đồng nghĩa với việc kiểm định hệ số Beta của biến MT dương. Từ kết quả ước lượng hồi quy ta thấy β6=0,065 và thống kê t có p –value bằng 0,363lớn hơn 0,05. Do đó, ta bác bỏ giả thuyết 6. Mô hình hồi quy được viết như sau:
HL = 0,308 + 0,193*CV + 0,309*TL +0,143*ĐT + 0,151*GN + 0,201*QH
2.4.4.3.Kiểm định sự phù hợp của mô hình
Kiểm định sự phù hợp của mô hình:Bảng 2.15 cho thấy hệ số Durbin-Watson là 2,102 (gần bằng 2) nên có thể kết luậncác phần dư không có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau hay dữ liệu nghiên cứuđảm bảo giả định về tính độc lập của sai số. Chỉ số R2 = 0,724 và R2 hiệu chỉnh =0,718, như vậy mô hình hồi quy được xây dựng giải thích được 71,1% biến thiên củacác biến độc lập đối với đối với Sự hài lòng của người lao động.
Bảng 2.17. Kiểm định sự phù hợp của mô hình Mô hình R R 2 R2 hiệu chỉnh Sai lệch chuẩn DurbinWatso n 1 0,848 0,724 0,718 0,40019 2,102 Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mềm SPSS
Kiểm định phần dư của biến phụ thuộc phân phối chuẩn:Trong phương pháp OLS giả thiết dữ liệu biến phụ thuộc phải có phân phối chuẩn, nếu không ước lượng là chệch và không hiệu quả. Để kiểm tra ta sử dụng đồ thị phân phối Histogram và đồ thị P – P Plot. Kết quả phân tích dữ liệu cho thấy đồ thị Histogram có dạng hình chuông đều, giá trị trung bình chuẩn hóa bằng 0, độ lệch chuẩn xấp xỉ bằng 1 (0,984), đồ thị P – P Plot cũng cho thấy đường quan sát và đường dự báo rất gần nhau. Điều đó cho thấy dữ liệu có phân phối chuẩn, thỏa mãn điều kiện để phân tích bằng phương pháp OLS.
Hình 2.13. Đồ thị phân phối của phần dư biến phụ thuộc
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mềm SPSS
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mềm SPSS
Kiểm định phương sai sai số thay đổi:Phương sai sai số là một đại lượng đo lường mức độ phân tán của các số hạng sai số xung quanh giá trị trung bình. Trong mô hình hồi quy đa biến, có thể sử dụng biểu đồ Scatterplot để kiểm định phương sai sai số thay đổi. Qua biểu đồ có thể thấy, khi biến HL dự đoán biến thiên thì phần dư vẫn dao động quanh trục hoành giức 2 đường màu đỏ nên có thể coi là phương sai đồng nhất (Hình 2.14 dưới đây).
Hình 2.15. Biểu đồ Scatterplot
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mềm SPSS
Kiểm tra mối quan hệ giữa các biến độc lập có qua hệ tuyến tính: Một trong những giả định của phương pháp OLS là các biến độc lập trong mô hình không có quan hệ tuyến tính với nhau. Tức là một biến bất kỳ không thể biểu diễn thông qua các biến khác bằng một tổ hợp tuyến tính. Để kiểm tra quan hệ này ta sử dụng đồ thị phân tán (scatter) giữa phần dư chuẩn hóa quan sát và phần dư dự báo của biến phụ thuộc. Nếu chúng thể hiện một xu hướng tuyến tính (tăng hoặc giảm) thì trong mô hình có thể có hiện tượng các biến độc lập có quan hệ tuyến tính với nhau. Kết quả phân tích cho thấy phần dư dự đoán và phần dư quan sát chuẩn hóa không thể hiện một xu hướng nào cả (Hình 2.14). Do đó có thể xem như không có mối quan hệ tuyến tính giữa các biến độc lập.
Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến: Đa cộng tuyến là hiện tượng thông tin của biến độc lập này được chứa đựng trong một biến khác dẫn đến thổi phồng các kết quả ước lượng làm ước lượng bị chệch, không vững. Để kiểm tra có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình hay không ta sử dụng chỉ số nhân tử phóng đại phương sai (VIF). Nếu VIF nhỏ hơn 10 có thể xem như đa cộng tuyến không ảnh hưởng đến kết quả ước lượng. Kết quả phân tích dữ liệu cho thấy hệ số VIF lớn nhất với biến GN có VIF là 2,130 nhỏ hơn 10. Do đó, có thể kết luận không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình.
CHƯƠNG 3 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
GIẢI PHÁP HOÀN THIỆN CHÍNH SÁCH PHÁT TRIỂN NGUỒN NHÂN LỰC TẠI NGÂN HÀNG TMCP PHÁT TRIỂN TP. HỒ CHÍ MINH - CỤM
CHI NHÁNH QUẢNG NINH
3.1. Quan điểm và mục tiêu phát triển nguồn nhân lực tại Ngân hàng TMCP Phát triển TP. Hồ Chí Minh – Cụm chi nhánh Quảng Ninh Phát triển TP. Hồ Chí Minh – Cụm chi nhánh Quảng Ninh
Quan điểm nguồn nhân lực cả HDBank Quảng Ninh là chú trọng phát triển nguồn nhân lực, xây dựng đội ngũ cán bộ nhân viên có tri thức năng động, sáng tạo, đáp ứng được yêu cầu kinh doanh theo hướng đổi mới và xây dựng phong cách văn hóa tổ chức của Chi nhánh.
Mục tiêu quản trị nguồn nhân lực trong 5 năm tới của Chi nhánh Quảng Ninh là xây dựng đội ngũ lao động trong Chi nhánh, từ người lao động các bộ phận cho đến đội ngũ cán bộ quản lý phải năng động, sáng tạo, phong cách làm việc phải chuyên nghiệp, không ngừng nâng cao năng suất lao động trong toàn Chi nhánh, không để tình trạng lao động không đủ trình độ, năng lực làm việc, không đáp ứng được các yêu cầu công việc trong Chi nhánh
Để đạt được mục tiêu đó, trước tiên Chi nhánh Quảng Ninh cần phải xây dựng lại bản tiêu chuẩn các chức danh sao cho phù hợp và sát thực với tình hình mới, làm lại định biên lao động cho từng bộ phận trong toàn Chi nhánh. Trên cơ sở đó, Chi nhánh sẽ xác định được số lao động cũng như chất lượng lao động cần thiết đáp ứng các yêu cầu, tiêu chuẩn của Chi nhánh.
Bên cạnh đó, Chi nhánh Quảng Ninh cũng xác định mục tiêu tinh giản bộ máy quản lý, giảm số lao động gián tiếp, phục vụ, sáp nhập xắp xếp lại các đầu mối. Qua đó yếu tố tinh giản sẽ làm cho bộ máy quản lý của HDBank Quảng Ninh không còn cồng kềnh, chồng chéo, đùn đẩy trách nhiệm và điều cơ bản là khối quản lý gián tiếp của Chi nhánh giảm sẽ thúc đẩy tăng năng suất lao động, tăng thu nhập cho cán bộ công nhân viên trong toàn Chi nhánh.
Bên cạnh đó, Chi nhánh Quảng Ninh tập trung chăm lo đời sống vật chất và tinh thần của người lao động. Chi nhánh sẽ tiếp tục tổ chức cho cán bộ công nhân viên được đi tham quan du lịch kết hợp nghỉ ngơi; đẩy mạnh các hoạt động văn hoá tổ chức; tạo điều kiện cho các tổ chức quần chúng hoạt động, góp phần thiết thực nâng cao đời sống văn hoá tinh thần cho mỗi người, tác động đến ý thức trách nhiệm của các thành viên, gắn kết mọi người với Chi nhánh, nâng cao ý thức trách nhiệm trong công việc của mỗi cán bộ, công nhân viên trong việc không ngừng tăng năng suất lao động cũng như sự nhiệt tình đóng góp xây dựng Chi nhánh.
Song song với đó, Chi nhánh Quảng Ninh cần tiến hành sửa đổi, bổ sung và ban hành quy chế quản lý lao động, tiền lương phù hợp với cơ chế lao động, như khoán quỹ lương cho các bộ phận sản xuất. Chi nhánh xây dựng phương thức trả lương vừa theo năng suất lao động, vừa dựa trên quá trình cống hiến thực hiện nhiệm vụ trên mọi mặt trong việc góp phần xây dựng và phát triển Chi nhánh, tạo đủ công ăn việc làm cho người lao động.
3.2. Một số giải pháp hoàn thiện chính sách phát triển nguồn nhân lực tại Ngân hàng TMCP Phát triển TP. Hồ Chí Minh – Cụm chi nhánh Quảng Ninh hàng TMCP Phát triển TP. Hồ Chí Minh – Cụm chi nhánh Quảng Ninh
3.2.1. Xây dựng bản mô tả công việc
Để đổi mới HDBank Quảng Ninh cần có hẳn một đề án xây dựng vị trí việc làm của Chi nhánh, đề án này được mô tả chi tiết đến từng công việc hàng ngày cập