.7 Ma trận hệ số tương quan Pearson

OC COMPETI TEAM INNOVA P_T STABILI REWARD DECISION OC 1,000 COMPETI 0,430 1,000 TEAM 0,263 -,002 1,000 INNOVA 0,356 0,329 -,027 1,000 P_T 0,685 0,409 0,265 0,321 1,000 STABILI 0,162 0,064 0,098 0,052 0,113 1,000 REWARD 0,292 0,089 0,135 0,046 0,295 0,390 1,000 DECISION 0,223 0,147 0,073 0,172 0,177 0,134 0,178 1,000

Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả

4.5.2 Kiểm định mức độ phù hợp của mơ hình

4.5.2.1 Mức độ giải thích của mơ hình

Trong bảng 4.7 giá trị R2 điều chỉnh = 0,528 chứng tỏ rằng các biến độc lập giải thích được 52,8% phương sai của biến phụ thuộc.

Bảng 4.8 - Tóm tắt mơ hình. Mơ hình R R bình phương R bình phương

đã điều chỉnh

Sai số ước tính của độ lệch chuẩn

Durbin- Watson 1 0,732a 0,536 0,528 0,47869 1,694

a. Biến độc lập: COMPETI, TEAM, INNOVA, P_T, STABILI, REWARD,DECISION b. Biến phụ thuộc: OC

4.5.2.2 Mức độ phù hợp

Tác giả tiến hành kiểm định cặp giả thiết:

H0: Không có mối quan hệ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. H1: Tồn tại mối quan hệ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc.

Trong bảng 4.8 với Sig. = 0,00 <0,05 tác giả đủ cơ sở bác bỏ giả thiết H0, chấp nhận giả thiết H1.

Như vậy kết luận rằng mơ hình đưa ra phù hợp với dữ liệu thực tế. Bảng 4.9 - Phân tích phương sai.

Mơ hình Tởng bình phương df Trung bình bình

phương F Sig, Hồi qui 101,783 7 14,540 63,456 ,000a Phần dư 87,991 384 0,229

Tổng 189,773 391

a. Biến độc lập: COMPETI, TEAM, INNOVA, P_T, STABILI, REWARD,DECISION b. Biến phụ thuộc: OC

4.5.3 Kiểm định hệ số hồi qui

Bảng 4.10 - Hệ số các thông số hồi qui

Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số đã chuẩn hóa Kiểm định t Mức ý nghĩa Sig, Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận của biến Hệ số phóng đại phương sai (Constant) 0,053 0,242 0,218 0,827 COMPETI 0,170 0,041 0,162 4,116 0,000 0,777 1,287 TEAM 0,095 0,031 0,113 3,073 0,002 0,899 1,112 INNOVA 0,113 0,035 0,125 3,283 0,001 0,828 1,208 P_T 0,444 0,037 0,510 12,003 0,000 0,668 1,497 STABILI 0,029 0,029 0,037 0,981 0,327 0,840 1,191 REWARD 0,081 0,040 0,080 2,032 0,043 0,770 1,298 DECISION 0,049 0,030 0,059 1,635 0,103 0,926 1,080 Biến phụ thuộc: OC

Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả Kết quả phân tích hời qui cho thấy yếu tố STABILI (Sự ổn định) có Sig. = 0,327, như vậy yếu tố STABILI không có ý nghĩa về mặt thống kê trong bộ dữ liệu điều tra của tác giả, do đó yếu tố STABILI bị loại ra khỏi mơ hình phân tích hời qui. Điều này có nghĩa, ở độ tin cậy 90%, khi yếu tố Cạnh tranh năng lực thay đởi 1 đơn vị thì yếu tố cam kết gắn bó với tổ chức thay đổi 0,162 đơn vị, khi yếu tố Định hướng làm việc nhóm thay đởi 1 đơn vị thì ́u tố cam kết gắn bó với tổ chức thay đổi 0,113 đơn vị, khi yếu tố Cải tiến thay đởi 1 đơn vị thì ́u tố cam kết gắn bó với tổ chức thay đổi 0,125 đơn vị, khi yếu tố Định hướng năng suất và đào tạo thay đởi 1 đơn vị thì ́u tố cam kết gắn bó với tổ chức thay đổi 0,510 đơn vị, khi

yếu tố Nhấn mạnh vào phần thưởng thay đởi 1 đơn vị thì ́u tố cam kết gắn bó với tở chức thay đởi 0,080 đơn vị, khi ́u tố Tính tự qút thay đởi 1 đơn vị thì ́u tố cam kết gắn bó với tổ chức thay đổi 0,059 đơn vị.

Dựa trên kết quả phân tích hời qui, kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu được trình bày lại như sau:

Bảng 4.11 -Tởng hợp kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu.

Giả

thuyết Diễn giải

Kết quả kiểm

định Sig.(*) H1

Thành Cạnh tranh năng lực có quan hệ cùng chiều với cam kết gắn bó tổ chức.

Giả thuyết H1

không bị bác bỏ 0,000

H2

Thành phần Định hướng làm việc nhóm có quan hệ cùng chiều với cam kết gắn bó tổ chức.

Giả thuyết H2

không bị bác bỏ 0,002

H3

Thành phần Cải tiến có quan hệ cùng chiều với cam kết gắn bó tổ chức.

Giả thuyết H3

không bị bác bỏ 0,001

H4

Thành phần Định hướng năng suất và Đào tạo có quan hệ cùng chiều với cam kết gắn bó tổ chức.

Giả thuyết H4

không bị bác bỏ 0,000

H5

Thành phần Sự ổn định có quan hệ cùng chiều với cam kết gắn bó tổ chức.

Giả thuyết H5

bị bác bỏ 0,327

H6

Thành phần Nhấn mạnh vào phần thưởng có quan hệ cùng chiều với cam kết gắn bó tổ chức.

Giả thuyết H6

không bị bác bỏ 0,043

H7

Thành phần Tính tự quyết có quan hệ cùng chiều với cam kết gắn bó tổ chức.

Giả thuyết H7 không bị bác bỏ ở mức độ tin cậy 90%

0,103

4.5.4 Dị tìm các vi phạm giả định cần thiết trong phân tích hồi qui

4.5.4.1 Phương sai của sai số (phần dư) không đổi

Để kiểm định phương sai của sai số (phần dư) không đổi, tác giả sử dụng đồ thị phân tán của phần dư đã được chuẩn hóa (Standardized Residual) và giá trị dự báo đã được chuẩn hóa (Standardized Predicted Value).

Theo đồ thị phần dư phân tán ngẫu nhiên quanh giá trị 0 (trung bình của phần dư) trong một phạm vi khơng đởi. Điều này có nghĩa là phương sai của sai số (phần dư) không đổi.

(Chi tiết phụ lục 7.2)

4.5.4.2 Các phần dư có phân phối chuẩn

Kết quả từ biểu đờ tần số cho thấy một đường cong phân phối chuẩn được đặt chờng lên biểu đờ tần số, có dạng hình chng đều hai bên với giá trị trung bình bằng 0 (Mean = 0),và độ lệch chuẩn Std.Dev.= 0,991 tức là gần bằng 1. Do đó có thể kết luận rằng giả thuyết phân phối chuẩn không bị vi phạm.

Kết quả từ biểu đồ P-P plot cho thấy các điểm phân tán sát với đường chéo, phân phối phần dư có thể xem như chuẩn.

(Chi tiết phụ lục 7.3).

4.5.4.3 Hiện tượng đa cộng tuyến.

Trong bảng 4.6 Cột độ phóng đại phương sai (VIF) có giá trị từ 1,080 đến 1,287. Như vậy không có hiện tượng đa cộng tuyến hay các biến độc lập khơng có tương quan với nhau.

4.5.4.4 Khơng có mối tương quan giữa các phần dư

Trong bảng 4.7 hệ số Durbin-Watson của mơ hình bằng 1,694 chứng tỏ không có mối tương quan giữa các phần dư.

4.6 Phân tích phương sai

Thực hiện phân tích kiểm định T-test mẫu độc lập và ANOVA một chiều (One – Way ANOVA) để kiểm định các giả thuyết HT1 ; HT2 ;HT3 ;HT4 ;HT5.

4.6.1 Kiểm định sự khác biệt theo giới tính

Để kiểm định sự khác biệt về cam kết gắn bó với tổ chức ở nam và nữ, tác giả dùng phép kiểm định T-test mẫu độc lập.

Giá trị sig. = 0,097 > 0,05 trong kiểm định F cho phép chúng ta chấp nhận giả thuyết phương sai của hai mẫu bằng nhau. Kết quả kiểm định t sẽ ở dòng thứ 1. Kết quả cho thấy kiểm định t có sig. = 0,276 > 0,05 cho thấy khơng có sự khác biệt giữa trung bình của hai đám đơng. Dẫn đến bác bỏ giả thiết HT1: có sự khác biệt về cam kết gắn bó với tổ chức giữa nam và nữ, ở mức độ tin cậy 95%.

(Chi tiết phụ lục 8.1).

4.6.2 Kiểm định sự khác biệt theo nhóm tuổi

Để kiểm định sự khác biệt về cam kết gắn bó với tổ chức ở 4 nhóm tuổi khác nhau, tác giả thực hiện các kiểm định Anova một chiều.

Giá trị sig. = 0,052 >0,05 trong kiểm định thống kê Levence có thể nói phương sai của cam kết gắn bó với tổ chức giữa các nhóm theo nhóm tuổi là không khác nhau, nghĩa là không có sự khác biệt phương sai của các nhóm tuổi. Như vậy kết quả phân tích ANOVA có thể sử dụng tốt.

Giá trị sig.= 0,568 (bảng phân tích phương sai ANOVA) nên bác bỏ giả thiết HT2, cho thấy không có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về cam kết gắn bó với tổ chức giữa các nhóm tuổi, ở mức độ tin cậy 95%.

(Chi tiết phụ lục 8.2).

4.6.3 Kiểm định sự khác biệt theo trình độ chun mơn

Để kiểm định sự khác biệt về cam kết gắn bó với tổ chức theo trình độ chun mơn, tác giả dùng phép kiểm định T-test mẫu độc lập.

Giá trị sig. = 0,83 > 0,05 trong kiểm định F cho phép chúng ta chấp nhận giả thuyết phương sai của hai mẫu bằng nhau. Kết quả kiểm định t sẽ ở dòng thứ 1.

Giá trị sig.= 0,368 > 0,05 kiểm định t cho thấy không có sự khác biệt giữa trung bình của hai đám đơng. Dẫn đến bác bỏ giả thiết HT3: có sự khác biệt về cam kết gắn bó với tở chức giữa các nhóm trình độ chun mơn, ở mức độ tin cậy 95%.

4.6.4 Kiểm định sự khác biệt theo vị trí cơng tác

Để kiểm định sự khác biệt về cam kết gắn bó với tổ chức ở 4 nhóm vị trí cơng tác khác nhau, tác giả thực hiện các kiểm định Anova một chiều.

Giá trị sig. = 0,208 >0,05 trong kiểm định thống kê Levence có thể nói phương sai của cam kết gắn bó với tổ chức giữa các nhóm theo vị trí cơng tác là khơng khác nhau, nghĩa là không có sự khác biệt phương sai của các nhóm. Như vậy kết quả phân tích ANOVA có thể sử dụng tốt.

Giá trị sig.= 0,240 (bảng phân tích phương sai ANOVA) nên bác bỏ giả thiết HT4, cho thấy không có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về cam kết gắn bó với tở chức giữa các nhóm vị trí cơng tác, ở mức độ tin cậy 95%.

(Chi tiết phụ lục 8.4).

4.6.5 Kiểm định sự khác biệt theo thu nhập

Để kiểm định sự khác biệt về cam kết gắn bó với tổ chức ở 4 nhóm thu nhập khác nhau, tác giả thực hiện các kiểm định Anova một chiều.

Giá trị sig. = 0,421 >0,05 trong kiểm định thống kê Levence có thể nói phương sai của cam kết gắn bó với tổ chức giữa các nhóm theo thu nhập là không khác nhau, nghĩa là không có sự khác biệt phương sai của các nhóm. Như vậy kết quả phân tích ANOVA có thể sử dụng tốt.

Giá trị sig.= 0,978 (bảng phân tích phương sai ANOVA) nên bác bỏ giả thiết HT5, cho thấy không có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về cam kết gắn bó với tổ chức giữa các nhóm thu nhập, ở mức độ tin cậy 95%.

(Chi tiết phụ lục 8.5).

Tóm tắt chương 4

Ở chương 4, đã trình bày kết quả việc đánh giá độ tin cậy của các thang đo, phân tích nhân tố khám phá, phân tích tương quan hời qui các thành phần của văn hóa doanh nghiệp tác động đến cam kết gắn bó với tổ chức.

Kết quả đánh giá độ tin cậy các thang đo bằng hệ số Cronbach alpha, có 1 biến độc lập là Trách nhiệm xã hội, có 3 biến quan sát là TEAM2, TRAIN2, STABILI4 bị loại khỏi mơ hình nghiên cứu.

Từ kết quả phân tích nhân tố khám phá, có 7 nhân tố được rút ra từ thang đo văn hóa doanh nghiệp và 1 nhân tố được rút ra từ thang đo cam kết gắn bó với tổ chức. Giả thút và mơ hình nghiên cứu được điều chỉnh tương ứng với các nhân tố được rút ra.

Phương trình hời qui cho thấy, ở độ tin cậy 90%, cam kết gắn bó với tổ chức được tác động bởi có 6 yếu tố của Văn hóa doanh nghiệp là Định hướng năng suất và đào tạo, Cạnh tranh năng lực, Cải tiến, Định hướng nhóm làm việc, Nhấn mạnh vào phần thưởng, Tính tự quyết.

Kiểm định T- test và Anova cho thấy không có sự khác biệt về cam kết gắn bó tở chức giữa các nhóm giới tính, độ t̉i, trình độ học vấn, vị trí cơng tác, thu nhập.

Chương 5 – KẾT LUẬN

Chương 5 phân tích các kết quả từ chương 4. Đờng thời chương 5 trình bày những hạn chế của đề tài và đề xuất những hướng nghiên cứu tiếp theo.

5.1 Kết luận

Kết quả kiểm định mơ hình cho thấy cam kết gắn bó với tổ chức của nhân viên khối Ngân hàng TMCP tại TP.HCM bị ảnh hưởng nhiều nhất bởi Định hướng năng suất và đào tạo (trọng số hồi qui là 0,510), tiếp đến là Cạnh tranh năng lực (trọng số hồi qui là 0,162), tiếp đến là Cải tiến (trọng số hồi qui là 0,125), tiếp đến là Định hướng làm việc nhóm (trọng số hồi qui là 0,113), cuối cùng là Nhấn mạnh vào phần thưởng (trọng số hồi qui là 0,080).

Kiểm định T-test và Anova cho kết luận rằng cam kết gắn bó với tổ chức không có sự khác biệt giữa các nhóm giới tính, độ t̉i, trình độ học vấn, vị trí cơng tác và mức thu nhập.

5.2 Hàm ý chính sách cho doanh nghiệp

Theo kết quả luận văn, có 5 yếu tố của Văn hóa doanh nghiệp ảnh hưởng đến kết gắn bó tổ chức của nhân viên khối Ngân hàng TMCP tại TP.HCM đó là: Định hướng năng suất và đào tạo, Cạnh tranh năng lực, Cải tiến, Định hướng nhóm làm việc, Nhấn mạnh vào phần thưởng, Tính tự quyết. Kết quả này luận văn khá phù hợp với thực tế, hiện nay với lực lượng lao động đang ngày một trẻ hóa, họ luôn khát khao được làm việc lâu dài với doanh nghiệp có môi trường làm việc năng động, sáng tạo, phát triển hết năng lực cá nhân cùng sự phối hợp trong công việc, được đối xử một cách công bằng, được đào tạo và phát triển. Do đó để tăng cam kết gắn bó với tổ chức của nhân viên tác giả đưa ra một số hàm ý chính sách cho doanh nghiệp như sau:

Thành phần Định hướng năng suất và đào tạo

Luận văn cho thấy yếu tố Định hướng năng suất và đào tạo tác động mạnh nhất đến cam kết gắn bó với tổ chức của nhân viên. Tuy nhiên căn cứ vào giá trị trung bình của yếu tố Định hướng năng suất và đào tạo là 3,77 cho thấy yếu tố Định hướng năng suất và đào tạo vẫn chưa được các Ngân hàng chú trọng. Vì vậy các

Ngân hàng cần nhanh chóng xây dựng, hồn chỉnh hệ thống định biên năng suất lao động chi tiết, rõ ràng, minh bạch đối với từng vị trí cơng tác, từng cấp bậc của nhân viên. Có thể như:

 Đối với nhân viên kinh doanh hệ thống đo lường năng suất lao động thông qua số liệu dư nợ cho vay, số liệu dư nợ huy động, doanh số kinh doanh quốc tế, tiến độ giải quyết nợ quá hạn.

 Đối với nhân viên giao dịch: Đo lường năng suất làm việc thông qua số liệu về huy động, số lượng giao dịch, thời gian giao dịch, thái độ, tinh thần, mức độ niềm nở đối với khách hàng, có thể đánh giá thông qua ý kiến của khách hàng đến giao dịch.

 Đối với những vị trí hỗ trợ bán hàng: như nhân viên phân tích tín dụng, nhân viên phát triển sản phẩm, nhân viên hành chính hội sở…định biên năng suất thông qua tốc độ hỗ trợ cho các phòng ban khác, thời gian giải quyết những thắc mắc, khó khăn của bộ phận bán hàng, đánh giá hiệu quả hỗ trợ thông qua ý kiến của bộ phận bán hàng.

Đồng thời Ngân hàng phải có chương trình hành động cụ thể, định hướng thành tích cho nhân viên, tạo mọi điều kiện thuận lợi để người nhân viên hoàn thành chỉ tiêu nhiệm vụ được giao có thể như:

 Ban hành các chương trình kích thích cho vay như: lãi suất ưu đãi, giảm dịch vụ phí tín dụng … nhằm tăng dư nợ cho vay của nhân viên quan hệ khách hàng.

 Giảm phí giao dịch tại quầy, thiết kế nhiều sản phẩm dịch vụ ngân hàng nhằm thu hút khách hàng đến giao dịch tăng lượt giao dịch cho giao dịch viên, nhân viên dịch vụ khách hàng hoặc các vị trí khác phục vụ khách hàng tại quầy.

Ngân hàng phải thực sự minh bạch, công tâm trong công tác đánh giá năng lực của nhân viên nhằm thúc đẩy nhân viên nở lực phấn đấu đạt thành tích cao nhất trong cơng việc của mình.

Riêng về mảng đào tạo và phát triển nhân viên

Ngân hàng nên xem việc đào tạo và phát triển nhân viên là một cách thức tăng cam kết gắn bó của họ với Ngân hàng. Vì khi cơng tác đào tạo phát triển tốt chính là đòn bẩy động viên thúc đẩy tinh thần làm việc của nhân viên cũng như giữ chân họ ở lại với Ngân hàng. Để thực hiện được điều này Ngân hàng cần phải:

 Xây dựng hệ thống đào tạo nhân viên bài bản, tùy vào vị trí mà có chương trình đào tạo phù hợp đảm bảo đủ kiến thức chuyên môn cũng như những kỹ