1 .Những vấn đề chung về ý thức trách nhiệm
1.4.8 .Nghiên cứu về thái độ đổ lỗi hay bị chịu trận nơi công sở
1.6. Các tiêu chí đánh giá ý thức trách nhiệm của nhân viên văn phòng
Kế thừa các nghiên cứu đã được đề cập ở trên, tác giả tóm tắt một số tiêu chí chính về đánh giá ý thức trách nhiệm của nhân viên trong công việc. Theo giáo sư Domon Koji là sự trung thực, hợp tác trong công việc, tuân thủ mệnh lệnh cấp trên, cống hiến cho công ty. Theo Dennis là hồn thành cơng việc một cách hợp lý, đúng đắn, chịu trách nhiệm đối với kết quả cơng việc của mình, tơn trọng sự cơng bằng
Tuân thủ mệnh lệnh cấp trên
Tuân thủ nội quy Nỗ lực trong công việc
Làm việc tự giác, chủ động Ý thức trách nhiệm trong công việc Tinh thần hợp tác cao
Làm việc sáng tạo Không đùn đẩy cho người khác Trung thực
nơi công sở. Theo Lynn là việc tuân thủ giờ giấc làm việc, trang phục và giao tiếp hiệu quả, đáng tin cậy, hoàn thành công việc đúng thời hạn và như kỳ vọng. Theo Erin, là sự tin cậy, cống hiến, năng suất lao động cao, hợp tác và có cá tính. Theo Keith, là sự hợp tác, tin tưởng giữa nhân viên và quản lý, biết chịu trách nhiệm đối với công việc của mình. Theo Laurie, là hồn thành cơng việc đúng thời hạn được giao.Theo Harvard Business Review, là không đổ lỗi nơi công sở.
Đồng thời dựa trên quan điểm cá nhân cũng như tham khảo một số tài liệu và ý kiến của các đồng nghiệp, tác giả tạm đề xuất một bộ tiêu chí để đánh giá ý thức trách nhiệm trong công việc của nhân viên văn phịng gồm 8 tiêu chí: tn thủ nội quy công ty; tuân thủ mệnh lệnh cấp trên; làm việc tự giác, chủ động; làm việc sáng tạo; nỗ lực trong công việc; tinh thần hợp tác cao; không đùn đẩy cho người khác; trung thực trong cơng việc.
Sau đó, tác giả tiến hành nghiên cứu định tính thơng qua việc phỏng vấn chuyên gia và các nhà quản lý có nhiều năm kinh nghiệm ở các cơng ty trong nước và nước ngồi, (Phụ lục 1.1) và tiến hành phương pháp nghiên cứu định lượng để tìm ra các biến quan sát, độ quan trọng của các yếu tố lên ý thức trách nhiệm của nhân viên văn phịng người Việt Nam ở cơng ty YKK.
1.7. Tiến hành nghiên cứu định lượng
1.7.1. Các biến quan sát:
Tiêu chí 1: Tuân thủ mệnh lệnh của cấp trên: CT
CT1: Chấp hành sự phân công của cấp trên CT2: Hồn thành cơng việc đúng chức năng CT3: Thực hiện cơng việc theo quy trình CT4: Khơng có thái độ chống đối cấp trên
Tiêu chí 2: Tn thủ nội quy, ngun tắc của cơng ty(NQ)
NQ1: Đi làm đúng giờ
NQ2: Không nghỉ việc quá 3 ngày/ tháng NQ3: Không làm việc riêng trong giờ
NQ4: Sử dụng đồ bảo hộ lao động khi sản xuất NQ5: Khơng lãng phí tài sản cơng ty
Tiêu chí 3: Ý thức tự giác, chủ động trong công việc (CV)
CV1: Hồn thành cơng việc đúng thời hạn được giao CV2: Ý thức làm chủ cơng việc
CV3: Chủ động tìm kiếm sự hỗ trợ từ đồng nghiệp CV4: Tự giác tìm kiếm cách thức làm việc phù hợp CV5: Không đợi cấp trên nhắc nhở
Tiêu chí 4: Nỗ lực trong cơng việc (NL)
NL1: Sẵn sàng nhận dự án/ công việc mới
NL2: Sẵn sàng chấp nhận khó khăn nếu cơng việc yêu cầu NL3: Chấp nhận làm ngoài giờ
NL4: Chấp nhận đi cơng tác xa
Tiêu chí 5: Trung thực trong cơng việc (TT)
TT1: Sử dụng số liệu giả trong báo cáo TT2: Ăn cắp ý tưởng của đồng nghiệp TT3: Nói xấu đồng nghiệp
TT4: Chiếm đoạt tiền, quỹ của cơng ty
LVN1: Thẳng thắn phê bình, đồng ý LVN2: Tuân thủ phân cơng của nhóm LVN3: Đóng góp ý kiến cho nhóm
LVN4: Tìm ra phương pháp kết hợp với đồng nghiệp hiệu quả LVN5: Quan tâm đồng nghiệp
Tiêu chí 7: Khơng đùn đẩy người khác (DD)
DD1: Tự giác làm việc được phân cơng
DD2: Khơng đùn đẩy việc khó cho người khác DD3: Nhận lãnh cơng việc khi cấp trên giao phó DD4: Tự nhận trách nhiệm khi làm sai
Tiêu chí 8: Làm việc sáng tạo (ST)
ST1: Có ý tưởng mới trong cơng việc
ST2: Tìm kiếm phương thức mới tiết kiệm hơn ST3: Tìm kiếm phương thức mới hiệu quả hơn ST4: Khơng gị bó cách thức cũ
ST5: Cập nhật cơng nghệ mới trong công việc
1.7.2. Đánh giá sơ bộ thang đo bằng hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha
Hệ số Cronbach’s alpha là hệ số sử dụng phổ biến để đánh giá độ tin cậy của thang đo. Độ tin cậy thường dùng nhất là tính nhất qn nội tại, nói lên mối quan hệ của các biến quan sát trong cùng một thang đo. Để tính Cronbach’s alpha cho một thang đo thì thang đo phải có tối thiểu là ba biến đo lường. Hệ số Cronbach’s alpha có giá trị biến thiên trong khoảng [0,1] (Nguyễn Đình Thọ, 2011).
Các biến đo lường dùng để đo lường cùng một khái niệm nghiên cứu nên chúng phải có tương quan chặt chẽ với nhau. SPSS sử dụng hệ số tương quan biến- tổng hiệu chỉnh. Nếu một biến đo lường có hệ số tương quan biến-tổng (hiệu chỉnh) ≥ 0,30 thì biến đó đạt u cầu (Nunnally & Bernstein, 1994; dẫn theo Nguyễn Đình Thọ, 2011).
Tuy nhiên, nếu chúng trùng lắp hồn tồn (r =1) thì hai biến đo lường này thật sự chỉ làm một việc, và chúng ta chỉ cần một trong hai biến là đủ. Vì vậy, một thang
đo có độ tin cậy tốt khi nó biến thiên trong khoảng [0,70 – 0,80]. Nếu Cronbach’s alpha ≥ 0,60 là thang đo có thể chấp nhận được về mặt độ tin cậy (Nunnally & Bernstein, 1994; dẫn theo Nguyễn Đình Thọ, 2011). Trong nghiên cứu này, tác giả chọn thang đo có độ tin cậy Cronbach’s alpha lớn hơn 0,70.
Hệ số Cronbach’s alpha phải được thực hiện trước để loại các biến rác (garbage items) trước khi thực hiện phân tích EFA. Qui trình này giúp chúng ta tránh được các biến rác vì các biến rác này có thể tạo nên các nhân tố giả (artifical factors) khi phân tích EFA (Churchill, 1979; dẫn theo Nguyễn Đình Thọ, 2011).
Bảng 1.1: Kết quả đánh giá các thang đo bằng Cronbach's Alpha Biến quan sát Trung bình thang đo nếu loại biến Phương sai thang đo nếu loại biến Hệ số tương quan biến tổng hiệu chỉnh Cronbach's Alpha nếu loại biến Thang đo tuân lệnh của cấp trên (CT): Alpha = 0,945
CT1 10,7808 6,102 0,933 0,906
CT2 10,7231 6,641 0,809 0,945
CT3 10,7308 6,29 0,867 0,927
CT4 10,7692 6,518 0,861 0,929
Thang đo tuân thủ nội quy, nguyên tắt của công ty(NQ): Alpha = 0,904
NQ1 13,35 4,661 0,802 0,874
NQ2 13,3731 4,405 0,884 0,856
NQ3 13,3923 4,425 0,846 0,864
NQ4 13,4962 4,9 0,62 0,912
NQ5 13,4808 4,683 0,669 0,903
Thang đo ý thức tự giác, chủ động trong công việc (CV): Alpha = 0,878
CV1 13,7269 5,751 0,835 0,821
CV2 13,7154 6,135 0,741 0,845
CV3 13,8346 6,378 0,617 0,875
CV4 13,7423 6,632 0,623 0,872
CV5 13,6885 6,038 0,743 0,844
Thang đo nỗ lực trong công việc (NL): Alpha = 0,918
NL1 10,4115 2,892 0,887 0,867
NL2 10,4 2,905 0,889 0,866
NL3 10,4154 3,734 0,571 0,966
Thang đo trung thực trong công việc (TT): Alpha = 0,813
TT1 11,7308 5,34 0,505 0,819
TT2 11,7962 4,132 0,641 0,763
TT3 11,6231 4,352 0,719 0,724
TT4 11,7192 4,164 0,682 0,74
Thang đo lam việc nhóm hiệu quả (LVN): Alpha=0,840
LVN1 13,7885 9,318 0,802 0,759
LVN2 13,5654 10,617 0,771 0,778
LVN3 13,7346 9,146 0,861 0,741
LVN4 13,7462 9,109 0,866 0,739
LVN5 13,5654 15,027 0,02 0,941
Thang đo không đùn đẩy người khác (DD): Alpha = 0,866
DD1 10,7538 5,368 0,687 0,841
DD2 10,6692 5,473 0,69 0,84
DD3 10,5538 4,688 0,768 0,806
DD4 10,6692 4,601 0,734 0,824
Thang đo làm việc sáng tạo (ST): Alpha = 0,949
ST1 13,1462 6,905 0,898 0,93
ST2 13,1923 7,005 0,856 0,938
ST3 13,2231 6,923 0,854 0,938
ST4 13,2192 6,921 0,837 0,941
ST5 13,2192 6,844 0,854 0,938
Thang đo ý thức trách nhiệm trong công việc (TN): Alpha = 0,954
TN1 10,1923 3,005 0,901 0,936
TN2 10,2077 3,146 0,822 0,96
TN3 10,1769 3,057 0,917 0,932
TN4 10,1885 2,918 0,916 0,931
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả)
Kết quả đánh giá Cronbach’s alpha được trình bày trong bảng 4.2 (xem thêm Phụ lục 4) cho thấy các thang đo đều có hệ số Cronbach’s Alpha đạt yêu cầu > 0,7 (thấp nhất là thang đo trung thực trong cơng việc có Alpha = 0,813 và cao nhất là thang đo ý thức trách nhiệm với cơng việc có Alpha = 0,954). Hệ số tương quan biến tổng (hiệu chỉnh) của các biến quan sát đều đạt giá trị lớn hơn 0,3. Do vậy, các biến đo lường của các thành phần đều đạt yêu cầu và được sử dụng trong việc phân tích nhân tố khám phá (EFA). Tuy nhiên, trong các thành phần của các thang đo, có
một số biến bị vi phạm về hệ số cronbach’s Alpha lớn nhơn hệ số Cronbach’s Alpha của biến tổng. Vì vậy các biến này bị loại trong phân tích nhân tố EFA ở bước tiếp theo. Cụ thể là biến NQ4 của thang đo tuân thủ nội quy, nguyên tắt của công ty; biến NL3 của thang đo nỗ lực trong công việc; TT1 của thang đo trung thực trong cơng việc, LVN5 của thang đo làm việc nhóm.
1.7.3. Kiểm định thang đo bằng phân tích nhân tố khám phá (EFA)
1.7.3.1. Phân tích EFA đối với các biến độc lập của mơ hình
Phương pháp phân tích nhân tố khám phá (Exploratory Factor Analysis - EFA) giúp chúng ta đánh giá hai giá trị quan trọng của thang đo là giá trị hội tụ và giá trị phân biệt.
Trong phân tích EFA, chúng ta có hai ma trận quan trọng để xem xét khi đánh giá các thang đo, đó là ma trận các trọng số nhân tố (factor pattern matrix) và ma trận các hệ số tương quan (factor structure matrix). Khi các nhân tố khơng có quan hệ với nhau thì trọng số nhân tố giữa một nhân tố và một biến đo lường là hệ số tương quan giữa hai biến đó. Trọng số nhân tố là tác động của khái niệm nghiên cứu vào biến đo lường (Nguyễn Đình Thọ, 2011).
Theo Nguyễn Đình Thọ (2011), Tiêu chí eigenvalue là một tiêu chí sử dụng phổ biến trong xác định số lượng nhân tố trong phân tích EFA. Với tiêu chí này, số lượng nhân tố được xác định ở nhân tố có eigenvalue tối thiểu bằng 1 (≥ 1).
Theo Nguyễn Đình Thọ (2011), “Để xác định sự phù hợp khi dùng EFA, có thể dùng kiểm định Bartlett (Bartlett’s test of sphericity) hoặc KMO (Kaiser-Meyer- Olkin measure of sampling adequacy). Để sử dụng EFA, KMO phải lớn hơn 0,50. Kaiser (1974) đề nghị KMO ≥ 0,90: rất tốt; KMO ≥ 0,80: tốt; KMO ≥ 0,70: được; KMO ≥ 0,60: tạm được; KMO ≥ 0,50: xấu; và KMO < 0,50: không thể chấp nhận được”.
Thang đo các thành phần trong mơ hình đạt u cầu trong việc đánh giá độ tin cậy Cronbach’s alpha sẽ được tiếp tục đưa vào phân tích nhân tố khám phá (EFA) để phân nhóm. Kết quả phân tích EFA sử dụng phép trích nhân tố là Principal
Component với phép quay vng góc Varimax và điểm dừng khi trích các yếu tố có Eigenvalues ≥ 1 đối với 32 biến quan sát của các nhân tố độc lập cho thấy như sau:
Kiểm định Barlett có Sig. = 0,000 < 0,05 (Bảng 4.3). Như vậy ta hoàn toàn bác bỏ giả thuyết H0 (ma trận tương quan là ma trận đơn vị I, là ma trận có hệ số tương quan giữa các biến bằng 0 và hệ số tương quan với chính nó bằng 1), nghĩa là các biến có quan hệ nhau.
Kiểm định KMO (Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy) là 0,787 > 0,5 (Bảng 4.3), đạt yêu cầu.
Bảng 1.2: KMO and kiểm định Bartlett
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. Approx. Chi-Square Bartlett's Test of Sphericity df
Sig.
,787 7962,914 496 ,000
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả)
Kết quả EFA (Bảng 4.4) cho thấy có sáu yếu tố trích được tại Eigenvalues là 1,5 >1 với tổng phương sai trích (Total Variance Explained) là 80,451% > 50%. Như vậy, số lượng nhân tố trích phù hợp với giả thuyết ban đầu về số lượng thành phần của thang đo là đạt yêu cầu, phương sai trích đạt yêu cầu.
Bảng 1.3: Tổng phương sai trích (Total Variance Explained)
Total Variance Explained
Comp onent
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings
Rotation Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulativ e % Total % of Varian ce Cumulati ve % Total % of Variance Cumulat ive % 1 6,301 19,691 19,691 6,301 19,691 19,691 4,342 13,569 13,569 2 4,180 13,062 32,753 4,180 13,062 32,753 3,451 10,784 24,353 3 3,507 10,959 43,712 3,507 10,959 43,712 3,436 10,738 35,091 4 3,045 9,517 53,228 3,045 9,517 53,228 3,421 10,692 45,782 5 2,891 9,035 62,263 2,891 9,035 62,263 3,084 9,637 55,419
6 2,202 6,880 69,144 2,202 6,880 69,144 2,916 9,113 64,532 7 2,118 6,619 75,763 2,118 6,619 75,763 2,835 8,860 73,392 8 1,500 4,688 80,451 1,500 4,688 80,451 2,259 7,060 80,451 9 ,669 2,090 82,542 10 ,576 1,799 84,341 11 ,528 1,649 85,990 12 ,484 1,511 87,501 13 ,426 1,330 88,831 14 ,397 1,240 90,070 15 ,392 1,227 91,297 16 ,339 1,058 92,355 17 ,298 ,931 93,287 18 ,265 ,830 94,116 19 ,255 ,798 94,914 20 ,217 ,678 95,592 21 ,202 ,633 96,225 22 ,184 ,575 96,800 23 ,182 ,570 97,370 24 ,168 ,526 97,896 25 ,156 ,489 98,385 26 ,141 ,440 98,825 27 ,127 ,397 99,222 28 ,082 ,256 99,478 29 ,075 ,234 99,712 30 ,059 ,184 99,896 31 ,027 ,085 99,981 32 ,006 ,019 100,000
Extraction Method: Principal Component Analysis. Nguồn: Số liệu điều tra của tác giả
Kết quả EFA (Bảng 1.4) cho thấy các biến này đều nằm ở những thành phần như đã giả thuyết. Vì vậy, về mặt nhân tố, thang đo này phù hợp.
Bảng 1.4: Kết quả phân tích EFA các nhân tố độc lập Thành phần 1 2 3 4 5 6 7 8 CT1 ,910 ,955 ,897 ,908 ,785 ,826 ,951 ,835 CT2 ,882 CT3 ,926 CT4 ,915 NQ1 NQ2 ,893 NQ3 ,875 NQ5 ,770 CV1 CV2 ,845 CV3 ,742 CV4 ,746 CV5 ,841 ST1 ST2 ,873 ST3 ,879 ST4 ,863 ST5 ,873 TT2 TT3 ,848 TT4 ,861 NL1 NL2 ,943 NL4 ,956 LVN1 LVN2 ,882 LVN3 ,944 LVN4 ,944 DD1 DD2 ,822 DD3 ,865 DD4 ,840
Nguồn: Số liệu điều tra của tác giả
Các trọng số của các thang đo đều đạt yêu cầu (> 0,50). Trọng số nhỏ nhất là của biến TT2 của thang đo TT (0,835; Bảng 1.4). Trọng số lớn nhất là của biến
NL42 của thang đo NL (0,9561; Bảng 1.4). Như vậy, các biến quan sát của thang đo này đạt yêu cầu cho các phân tích tiếp theo.
Kết luận: Mơ hình EFA phù hợp. Vậy, tất cả các thang đo các nhân tố CT, NQ, CV, ST, TT, NL, LVN, DD đều đạt yêu cầu cho các phân tích tiếp theo.
1.7.3.2. Kết quả phân tích EFA biến phụ thuộc ý thức trách nhiệm trong công việc
Thang đo ý thức trách nhiệm trong công việc có 04 biến quan sát. Sau khi phân tích Cronbach’s Alpha, các biến đều đảm bảo độ tin cậy, không biến nào bị loại nên tiếp tục tiến hành phân tích nhân tố khám phá để kiểm định giá trị hội tụ của thang đo này. Phân tích EFA được sử dụng với một mẫu gồm 260 người là nhân viên của công ty với kết quả do SPSS 20.0 thực hiện được trình bày trong Bảng 4.6, Bảng 4.7 và Bảng 4.8. Kết quả này dựa vào phép trích nhân tố là Principal Component với phép quay vng góc Varimax và điểm dừng khi trích các yếu tố có Eigenvalues ≥ 1 đối với 04 biến quan sát của nhân tố phụ thuộc.
Chỉ số KMO là 0,869 > 0,5 (Bảng 4.6): đạt yêu cầu.
Kiểm định Barlett: Sig = 0,000 < 0,05 (Bảng 4.7): đạt yêu cầu.
Bảng 1.5. Kiểm định KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. Approx. Chi-Square Bartlett's Test of Sphericity
df Sig. ,869 1157,873 6 ,000
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả)
Bảng 1.6: Tổng phương sai trích (Total Variance Explained)
Compone nt
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative %
1 3,522 88,047 88,047 3,522 88,047 88,047
2 ,257 6,434 94,481
3 ,116 2,893 97,374
4 ,105 2,626 100,000
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả) Bảng 1.7: Ma trận nhân tố Thành phần 1 TN1 ,946 TN2 ,896 TN3 ,955 TN4 ,955
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả)
Kết quả phân tích (Bảng 1.7) cho thấy có một nhân tố trích được tại Eigenvalues là 3,522 > 1 với tổng phương sai trích (Total Variance Explained) là 88,047% > 50%. Điều này có nghĩa là nhân tố này lấy được 88,047% phương sai của 4 biến quan sát đo lường khái niệm ý thức trách nhiệm trong công việc của nhân viên công ty. Các trọng số của thang đo ý thức trách nhiệm trong công việc của nhân viên (TN) đều đạt yêu cầu (> 0,50). Trọng số nhỏ nhất là của biến TN2 (0,896; Bảng 1.7). Trọng số lớn nhất là của biến TN3, TN4 (0,955; Bảng 1.7), đạt yêu cầu. Như vậy, thang đo ý thức trách nhiệm trong công việc của nhân viên đạt giá trị hội tụ. Vì chỉ có một nhân tố, nên tác giả khơng xem xét giá trị phân biệt.
Bảng 1.8: Tóm tắt mơ hình hồi quy
Mơ hình R R2 R