Tiêu chí Hệ số phù hợp BC DT LD DN TN RR QM TM KMO 0.5 ≤ KMO ≤ 1 0,830 0,726 0,823 0,729 0,821 0,881 0,767 0,615 Sig ≤ 0.05 0 0 0 0 0 0 0 0 Phương sai trích (%) ≥ 50 74,767 72,626 84,369 84,723 80,422 81,577 91,618 79,660 Eigenvalue ≥ 1 2,991 2,905 3,375 2,542 3,217 4,079 2,749 2,390 Hệ số tải nhân tố ≥ 0,3 ≥ 0,3 ≥ 0,3 ≥ 0,3 ≥ 0,3 ≥ 0,3 ≥ 0,3 ≥ 0,3 ≥ 0,3
(Nguồn: tác giả tổng hợp từ số liệu thống kê)
Kết luận: các biến độc lập và phụ thuộc đều đáp ứng được các tiêu chuẩn kiểm định. Hệ số KMO trong khoảng [0.5;1] cho thấy nhóm các nhân tố là phù hợp. Phương sai trích ≥ 50% cho thấy giải thích ≥ 50% biến thiên của dữ liệu hệ số
Eigenvalue các nhân tố đều ≥ 1 và hệ số tải ≥ 0,3 cho thấy ý nghĩa thiết thực, quan trọng của các nhân tố.
4.4 Phân tích hồi quy
Phương trình giả thuyết hồi quy biểu diễn mối quan hệ giữa các nhân tố tác động đến sự thỏa mãn trong cơng việc của nhân viên tín dụng ngân hàng tại TP HCM có dạng:
Y= β0+ β1BC+ β2DT+ β3LD+ β4DN+ β5TN+ β6RR+β7QM+ e
Trong đó:
Y: là sự thỏa mãn BC: Bản chất công việc DT: Cơ hội đào tạo thăng tiền LD: Lãnh đạo
TN: Thu nhập
QM: Quy mô ngân hàng RR: Rủi ro nghề nghiệp β là hệ số hồi quy.
4.4.1 Ma trận hệ số tương quan Bảng 4.6: Bảng ma trận hệ số tương quan Bảng 4.6: Bảng ma trận hệ số tương quan TM BC DT LD DN TN RR QM TM Pearson Correlation 1 ,409** ,303** ,375** ,345** ,550** -,162* ,443** Sig. (2-tailed) ,000 ,000 ,000 ,000 ,000 ,025 ,000 N 192 192 192 192 192 192 192 192 BC Pearson Correlation ,409** 1 ,324** ,298** ,234** ,223** ,312** ,254** Sig. (2-tailed) ,000 ,000 ,000 ,001 ,002 ,000 ,000 N 192 192 192 192 192 192 192 192 DT Pearson Correlation ,303** ,324** 1 ,365** ,267** ,212** ,015 ,143* Sig. (2-tailed) ,000 ,000 ,000 ,000 ,003 ,834 ,048 N 192 192 192 192 192 192 192 192 LD Pearson Correlation ,375** ,298** ,365** 1 ,578** ,188** ,110 ,156* Sig. (2-tailed) ,000 ,000 ,000 ,000 ,009 ,128 ,031 N 192 192 192 192 192 192 192 192 DN Pearson Correlation ,345** ,234** ,267** ,578** 1 ,186** ,158* ,130 Sig. (2-tailed) ,000 ,001 ,000 ,000 ,010 ,029 ,072 N 192 192 192 192 192 192 192 192 TN Pearson Correlation ,550** ,223** ,212** ,188** ,186** 1 ,098 ,603** Sig. (2-tailed) ,000 ,002 ,003 ,009 ,010 ,175 ,000 N 192 192 192 192 192 192 192 192 RR Pearson Correlation -,162* ,312** ,015 ,110 ,158* ,098 1 ,251** Sig. (2-tailed) ,025 ,000 ,834 ,128 ,029 ,175 ,000 N 192 192 192 192 192 192 192 192 QM Pearson Correlation ,443** ,254** ,143* ,156* ,130 ,603** ,251** 1 Sig. (2-tailed) ,000 ,000 ,048 ,031 ,072 ,000 ,000 N 192 192 192 192 192 192 192 192
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). *. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
Hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc BC,DT,LD,DN,TN và QM đối với biến TM có độ tin cậy 99%, giữa biến RR và TM là 95%. Các biến độc lập đều có sig< 0,05 nên có mối quan hệ chặt chẽ với biến phụ thuộc=> phù hợp để xây dựng mơ hình hồi quy.
4.4.2 Mơ hình hồi quy
Bảng 4.7: Mơ hình hồi quy
Biến Hệ số chưa chuẩn hóa
Hệ số đã
chuẩn hóa t Sig.
Beta Sai số chuẩn Beta
1 (Constant) -,128 ,376 -,341 ,734 BC ,451 ,077 ,321 5,840 ,000 DT ,023 ,087 ,014 ,263 ,793 LD ,196 ,096 ,126 2,044 ,042 DN ,186 ,067 ,165 2,782 ,006 TN ,438 ,082 ,328 5,343 ,000 RR -,515 ,069 -,389 -7,468 ,000 QM ,260 ,074 ,218 3,518 ,001 Biến phụ thuộc: TM
Kết quả hồi quy cho thấy có tất cả 6 biến độc lập tác động đến sự thỏa mãn ở độ tin cậy 95% là: BC, LD, DN, TN, RR, QM đều có sig ≤ 0,05, riêng biến DT có sig ≥0,05. Vậy, biến DT khơng có ý nghĩa tác động đến biến sự thỏa mãn.
Phương trình hồi quy: Y= 0,321BC + 0,126LD+ 0,165DN + 0,328TN+ 0,218QM – 0,389RR
Trong đó:
Y: là sự thỏa mãn BC: Bản chất công việc
DN: Đồng nghiệp
TN: Thu nhập
QM: Quy mô ngân hàng
RR: Rủi ro nghề nghiệp
Nhận xét: nhân tố Rủi ro nghề nghiệp, Bản chất cơng việc và Thu nhập có tác động mạnh đến sự thỏa mãn cơng việc. Trong đó nhân tố Rủi ro nghề nghiệp có tác động ngược chiều. Điều này phù hợp thực tế, vì cơng việc càng rủi ro nhân viên càng ít thỏa mãn.
Để xác định mức độ ảnh hưởng của các nhân tố : BC, LD, DN, TN, RR, QM đến TM ta căn cứ vào hệ số beta chuẩn hóa. Nếu beta càng lớn thì mức độ ảnh hưởng đến sự thỏa mãn càng cao và ngược lại. Trong mơ hình trên, ta thấy nhân tố rủi ro nghề nghiệp có hệ số beta lớn nhất (-0,389) và nhân tố lãnh đạo có hệ số beta nhỏ nhất (0,126) vì vậy nhân tố rủi ro nghề nghiệp tác động lớn nhất đến sự thỏa mãn trong khi đó nhân tố lãnh đạo tác động nhỏ nhất.
4.4.3 Kiểm định mức độ phù hợp mơ hình
Bảng 4.8: Kiểm định mức độ phù hợp mơ hình
Mơ hình R R2 R hiệu chỉnh Độ lệch chuẩn ước lược Durbin- Watson 1 ,761a ,579 ,563 ,51677 1,404 ANOVAa Mơ hình Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. 1 Regression 67,668 7 9,667 36,198 ,000b Residual 49,138 184 ,267 Total 116,806 191 a. Biến phụ thuộc: TM b. Biến độc lập: QM, DN, RR, DT, BC, TN, LD
Mơ hình có R2 hiệu chỉnh là 0,563 có nghĩa là các biến độc lập giải thích được 56,3% sự thỏa mãn của trong công việc của nhân viên tín dụng. Hệ số Durbin – watson là 1,404 nên mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan.
Mơ hình hồi quy có mức ý nghĩa Sig =0 ≤ 0,050 cho thấy mơ hình hồi quy tuyến tính xây dựng phù hợp với dữ liệu thu thập và có ý nghĩa giải thích cho tổng thể.
4.4.4 Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Trong mơ hình hồi quy, ta giả định các biến độc lập khơng có hiện tượng đa cộng tuyến. Hiện tượng này xảy ra khi các biến độc lập tương quan với nhau sẽ dẫn đến sai lệch trong quá trình kiểm định. Ta dùng hệ số VIF (thừa số tăng phương sai) để nhận biết hiện tượng này.
Bảng 4.9: Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Biến Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số đã chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến Beta Std. Error Beta Toleranc e VIF 1 (Const) -,128 ,376 -,341 ,734 BC ,451 ,077 ,321 5,840 ,000 ,757 1,321 DT ,023 ,087 ,014 ,263 ,793 ,792 1,263 LD ,196 ,096 ,126 2,044 ,042 ,604 1,657 DN ,186 ,067 ,165 2,782 ,006 ,648 1,544 TN ,438 ,082 ,328 5,343 ,000 ,608 1,644 RR -,515 ,069 -,389 -7,468 ,000 ,843 1,186 QM ,260 ,074 ,218 3,518 ,001 ,594 1,683 a. Biến phụ thuộc: TM
Căn cứ theo bảng trên ta thấy các biến độc lập có VIF ≤ 10 nên khơng có hiện tượng đa cộng tuyến (Nguyễn Trọng Hồi, 2007) như vậy mơ hình hồi quy là chuẩn xác, không bị sai lệch giá trị.
4.5 Phân tích sự khác biệt theo đặc tính cá nhân ảnh hưởng đến sự thỏa mãn mãn
4.5.1 Giới tính
Để kiểm định sự khác biệt đặc tính cá nhân ảnh hưởng đến sự thỏa mãn ta dùng phương pháp kiểm định Independent-samples T-test
Bảng 4.10: Kiểm định sự khác biệt mức độ thỏa mãn theo đặc tính giới tính
Kiểm định
Levene Kiểm định T-Test
F Sig. t df Mức ý nghĩa Khác biệt trung bình Khách biệt sai số chuẩn Độ tin cậy khác biệt 95% Lower Upper TM Equal variances assumed 1,436 ,232 ,348 190 ,729 ,04242 ,12204 -,19830 ,28315 Equal variances not assumed ,332 102,613 ,741 ,04242 ,12778 -,21100 ,29585
Kết quả Independent-samples T-test cho thấy sig(Levene’s Test) là 0,232≥ 0,05 và Sig (T-Test) ≥ 0,05 nên khơng có sự khác biệt giữa giới tính trong sự thỏa mãn với độ tin cậy là 95%.
4.5.2 Độ tuổi
Để kiểm định sự khác biệt độ tuổi ảnh hưởng đến sự thỏa mãn ta dùng phương pháp One way Anova. Kết quả phân tích SPSS như sau:
Bảng 4.11: Kiểm định sự khác biệt mức độ thỏa mãn theo đặc tính độ tuổi Kiểm định Levene Kiểm định Levene TM Levene Statistic df1 df2 Sig. 2,111 2 189 ,124 ANOVA TM Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. Giữa các nhóm ,450 2 ,225 ,366 ,694 Trong cùng nhóm 116,355 189 ,616 Tổng 116,806 191
Kết quả cho thấy Sig (Levene) ≥ 0,05 nên ta chấp nhận giả thuyết “phương sai bằng nhau” và bác bỏ giả thuyết “phương sai khác nhau và Sig của thông kê F ≥ 0,05 nên khơng có sự khác nhau giữa các nhóm độ tuổi về mức thỏa mãn trong cơng việc.
4.5.3 Thu nhập
Để kiểm định sự khác biệt thu nhập ảnh hưởng đến sự thỏa mãn ta dùng phương pháp One way Anova. Kết quả phân tích SPSS như sau:
Bảng 4.12: Kiểm định sự khác biệt mức độ thỏa mãn theo đặc tính thu nhập Kiểm định Levene Kiểm định Levene TM Levene Statistic df1 df2 Sig. 4,194 2 189 ,017 ANOVA TM Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. Giữa các nhóm 14,749 2 7,375 13,657 ,000 Trong cùng nhóm 102,056 189 ,540 Tổng 116,806 191
Kết quả cho thấy Sig (Levene) ≤ 0,05 nên ta bác bỏ giả thuyết “phương sai bằng nhau” và chấp nhận giả thuyết “phương sai khác nhau” và Sig của thông kê F ≤ 0,05 nên ta khơng đủ cơ sở để thực hiện phân tích sự khác biệt giữ các nhóm quan sát.
4.5.4 Trình độ
Để kiểm định sự khác biệt trình độ ảnh hưởng đến sự thỏa mãn ta dùng phương pháp One way Anova. Kết quả phân tích SPSS như sau:
Bảng 4.13: Kiểm định sự khác biệt mức độ thỏa mãn theo đặc tính trình độ Kiểm định Levene Kiểm định Levene TM Levene Statistic df1 df2 Sig. 1,487 1 189 ,224 ANOVA TM Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. Giữa các nhóm 7,931 2 3,965 6,884 ,001 Trong cùng nhóm 108,875 189 ,576 Tổng 116,806 191
Kết quả cho thấy Sig (Levene) ≥ 0,05 nên ta chấp nhận giả thuyết “phương sai bằng nhau” và bác bỏ giả thuyết “phương sai khác nhau” đủ điều kiện xem xét phân tích Anova và Sig của thơng kê F ≤ 0,05 nên có sự khác nhau giữa các nhóm trình độ về mức thỏa mãn trong công việc.
4.5.5 Kinh nghiệm làm việc
Để kiểm định sự khác biệt kinh nghiệm làm việc ảnh hưởng đến sự thỏa mãn ta dùng phương pháp One way Anova. Kết quả phân tích SPSS như sau:
Bảng 4.14: Kiểm định sự khác biệt mức độ thỏa mãn theo đặc tính kinh nghiệm làm việc
Kiểm định Levene TM Levene Statistic df1 df2 Sig. ,155 1 190 ,694 ANOVA TM Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. Giữa các nhóm ,386 1 ,386 ,630 ,428 Trong cùng nhóm 116,420 190 ,613 Tổng 116,806 191
Kết quả cho thấy Sig (Levene) ≥ 0,05 nên ta chấp nhận giả thuyết “phương sai bằng nhau” và bác bỏ giả thuyết “phương sai khác nhau và Sig của thông kê F ≥ 0,05 nên khơng có sự khác nhau giữa các nhóm độ tuổi về mức thỏa mãn trong công việc.
4.6 Kết luận giả thuyết nghiên cứu
Mơ hình các nhân tố tác động đến sự thỏa mãn công việc của nhân viên tín dụng tại Tp HCM được loại bỏ nhân tố Cơ hội đào tạo thăng tiến và giả thuyết H2. Các biến cịn lại khơng đổi. Kết quả kiểm định như sau:
Bảng 4.15: Kết luận giả thuyết nghiên cứu Giả thuyết Kết quả nghiên cứu Giả thuyết Kết quả nghiên cứu
H1: Nhân tố Bản chất công việc ảnh hưởng dương đến sự thoả mãn trong cơng việc của nhân viên tín dụng ngân hàng tại địa bàn TP HCM.
Chấp nhận
H2: Nhân tố Cơ hội đào tạo thăng tiến ảnh hưởng dương đến sự thoả mãn trong cơng việc của nhân viên tín dụng ngân hàng tại địa bàn TP HCM.
Đã loại
H3: Nhân tố Lãnh đạo ảnh hưởng dương đến sự thoả mãn trong công việc của nhân viên tín dụng ngân hàng tại địa bàn TP HCM.
Chấp nhận
H4: Nhân tố Đồng nghiệp ảnh hưởng dương đến sự thoả mãn trong công việc của nhân viên tín dụng ngân hàng tại địa bàn TP HCM.
Chấp nhận
H5: Nhân tố Thu nhập ảnh hưởng dương đến sự thoả mãn trong cơng việc của nhân viên tín dụng ngân hàng tại địa bàn TP HCM.
Chấp nhận
H6: Nhân tố Rủi ro nghề nghiệp ảnh hưởng âm đến sự thoả mãn trong công việc của nhân viên tín dụng ngân hàng tại địa bàn TP HCM.
Chấp nhận
H7: Nhân tố Quy mô ngân hàng ảnh hưởng dương đến sự thoả mãn trong cơng việc của nhân viên tín dụng ngân hàng tại địa bàn TP HCM.
Chấp nhận
TÓM TẮT CHƯƠNG 4
Chương 4 tác giả tiến hành phân tích số liệu thông qua phần mềm SPSS version 22. Kết quả phân tích cho thấy có 06 nhân tố tác động đến sự thỏa mãn bao gồm: Bản chất công việc, cơ hội đào tạo thăng tiến, lãnh đạo, thu nhập, quy mô ngân hàng và rủi ro nghề nghiệp. Mơ hình hồi quy như sau:
Phương trình hồi quy: Y= 0,321BC + 0,126LD+ 0,165DN + 0,328TN+ 0,218QM – 0,389RR
Trong đó:
Y: là sự thỏa mãn trong cơng việc của nhân viên tín dụng BC: Bản chất công việc
LD: Lãnh đạo
DN: Đồng nghiệp
TN: Thu nhập
QM: Quy mô ngân hàng
RR: Rủi ro nghề nghiệp
Trong Chương 5 tác giả sẽ đưa ra kết luận và có những đề xuất giải pháp cho nhà quản trị.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ ĐỀ XUẤT
5.1 Kết luận
Qua khảo sát và phân tích, nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến sự thỏa mãn của nhân viên tín dụng nhân hàng tại địa bàn TP HCM, có sự thay đổi so với giả thuyết ban đầu theo mơ hình nghiên cứu ban đầu. Cụ thể, mơ hình ban đầu bao gồm 5 nhân tố tác động đến sự thỏa mãn trôn công việc: Bản chất công việc, cơ hội đào tạo thăng tiến, lãnh đạo, đồng nghiệp, thu nhập. Sau đó, thơng qua khảo sát sơ bộ, góp ý của các đối tượng khảo sát, tác giả thêm vào biến quy mô ngân hàng và rủi ro nghề nghiệp tác động đến sự thỏa mãn. Tuy nhiên sau khi phân tích, tác giả loại bỏ nhân tố đào tạo thăng tiến, 6 nhân tố còn lại tác động đến sự thỏa mãn theo mức ý nghĩa:
Bảng 5.1: Kết luận kết quả nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu Kết quả nghiên cứu Sig Mục tiêu nghiên cứu Kết quả nghiên cứu Sig
Các nhân tố ảnh hưởng đến sự thỏa mãn công việc của nhân viên tín dụng tại Tp HCM Bản chất công việc 0 Lãnh đạo 0,042 Đồng nghiệp 0,006 Thu nhập 0 Rủi ro nghề nghiệp 0
Quy mô ngân hàng 0,001
Mơ hình hồi quy
Sự thỏa mãn = 0,321 Bản chất công việc + 0,126 Lãnh đạo + 0,165 Đồng nghiệp + 0,328 Thu nhập + 0,218 Quy mô ngân hàng – 0,389 Rủi ro nghề nghiệp.
5.1.1 Rủi ro nghề nghiệp
Rủi ro nghề nghiệp là nhân tố tác động mạnh nhất đền sự thỏa mãn và tác động nghịch (hệ số beta là -0,389). Cho thấy rủi ro cơng việc càng cao thì nhân viên tín dụng càng ít thỏa mãn. Thực tế còn cho thấy, khi các nhân tố khác tác động tốt đến sự thỏa mãn như: bản chất công việc, lãnh đạo, thu nhập.nhưng khi nhân tố rủi ro tác động quá lớn thì mức thỏa mãn của nhân viên tín dụng có thể ở mức trung hịa hoặc thậm chí là khơng thỏa mãn. Ví dụ: nhân viên tín dụng ở Agribank có mức thu nhập tốt, ổn định tuy nhiên cho vay khách hàng rủi ro cao, tỷ lệ nợ xấy cao nên khi nhân viên tín dụng làm việc ở đây dù lương thưởng tốt cũng không thỏa mãn cơng việc của mình.
5.1.2 Thu nhập
Thu nhập là nhân tố ảnh hưởng lớn thứ hai. Từ lâu ngành ngân hàng được xem như là một trong những ngành thu hút nhiều sự chú ý nguồn nhân lực bởi chế độ lương thưởng hậu hĩnh cao hơn so với mặt bằng chung đặc biệt là các vị trí tín dụng. Chính vì kỳ vọng nhiều vào điều này nên nhân viên tín dụng quyết tâm làm việc, phấn đấu làm việc có có thu nhập tốt. Đây là một trong những tiêu chí hàng đầu để nhân viên tín dụng lựa chọn ngành nghề tín dụng là sự nghiệp của mình để gắn bó lâu dài. Với hệ số beta là 0,328, sau mức ảnh hưởng của nhân tố rủi ro điều