CHƯƠNG 2: THỰC TRẠNG CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN ĐỘNG LỰC LÀM VIỆC CỦA NHÂN VIÊN TẠI NGÂN HÀNG TMCP VIỆT NAM THỊNH VƯỢNG - CHI NHÁNH KINH ĐÔ
2.2. Đ ÁNH GIÁ VỀ CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN ĐỘNG LỰC LÀM VIỆC CỦA NHÂN VIÊN LẠI NH TMCP VPB ANK CN K INH Đ Ô
2.2.4. Phân tích, kiểm định mô hình hồi quy các nhân tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của nhân viên tại VPBank Kinh Đô
2.2.4.1. Phân tích tương quan và tự tương quan
Dựa vào khái niệm về hệ số tương quan tuyến tính r (Pearson, 1897) tác giả tiến hành phân tích mối liên hệ tương quan giữa các nhân tố độc lập. Từ kết quả thu được, các nhân tố đều có các giá trị sig tương ứng thõa mãn yêu cầu thống kê với mức ý nghĩa 5% (xem phụ lục 5). Do vậy có thể thấy tất cả các biến bao gồm cả các biến động lập lẫn biến phụ thuộc của mô hình không tương quan nhau và không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Bảng 2.11 Phân tích tương quan
Động lực làm việc
Phát triển
Cân bằng công việc và cuộc sống
Lãnh đạo
Công việc
Môi trường làm việc
Văn hóa doanh nghiệp
Tiền lương và phúc lợi Động lực
làm việc 1 .318
** .489** .228** .212** .327** .272** .251**
Phát triển .318** 1 .337** .117 .116 .057 -.020 .104 Cân bằng
công việc .489
** .337** 1 .016 .057 .184* .238** .167*
Nguồn: Tính toán của tác giả
Kiểm định tự tương quan sử dụng thống kê Durbin-Watson. Thống kê với 155 mẫu quan sát và 07 biến độc lập cho kết quả du = 1.855. Để hiện tượng tự tương quan không xảy ra thì giá trị kiểm định phải năm trong khoảng giá trị theo lý thuyết (du, 4 - du) tức (1.855, 2.245). Từ kết quả ta thấy được giá trị Durbin-Watson = 1.795 thỏa mãn yêu cầu kiểm định. Như vậy bác bỏ giả thiết Ho: có hiện tượng tự tương quan. Từ đó có thể đưa ra nhận định các biến độc lập phù hợp để giải thích tác động của chúng đến mô hinh hồi quy.
2.2.4.2. Kiểm định đa cộng tuyến
Kiểm tra giả định về hiện tượng đa cộng tuyến thông qua giá trị của độ chấp nhận hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation Factor), từ bảng 2.12 ta tháy với hệ số VIF < 2 cho thấy sẽ không xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập (Xem phụ lục 6).
và cuộc sống
Lãnh đạo .228** .117 .016 1 .106 -.007 -.004 -.065 Công việc .212** .116 .057 .106 1 -.004 .063 .036 Môi
trường làm việc
.327** .057 .184* -.007 -.004 1 -.013 .102
Văn hóa doanh nghiệp
.272** -.020 .238** -.004 .063 -.013 1 .143
Tiền lương và phúc lợi .251
** .104 .167* -.065 .036 .102 .143 1
Bảng 2.12 Kiểm định đa cộng tuyến
Mô hình Thống kê đa cộng tuyến
Độ chấp nhận của biến VIF
Phát triển .851 1.176
Cân bằng công việc và cuộc sống .792 1.263
Lãnh đạo .971 1.030
Công việc .973 1.028
Môi trường làm việc .956 1.046
Văn hóa doanh nghiệp .912 1.096
Tiền lương và phúc lợi .944 1.059
Nguồn: Tính toán của tác giả
2.2.4.3. Kiểm định phương sai sai số thay đổi
Bảng 2.13 Kiểm định phương sai sai số thay đổi
ABSRE S
Phát triển Cân bằng công việc và cuộc sống
Lãnh đạo
Côn g việc
Môi trường làm việc
Văn hóa doanh nghiệp
Tiền lương và phúc lợi
1.000 -0.059 -0.097 0.092 0.04 -0.074 -0.094 -
.210**
0.465 0.23 0.256 0.625 0.358 0.246 0.009
Nguồn: Tính toán của tác giả
Từ bảng 2.13 có thể thấy được rằng mọi giá trị sig mối tương quan hạng giữa ABSZRE với các biến độc lập đều lớn hơn 0.05 ngoại trừ biến Wages, do đó mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi (xem phụ lục 7).
Để khắc phục hiện tượng phương sai sai số thay đổi cần hồi quy phần dư chưa chuẩn hóa với dự báo phần dư của nó nhằm tìm trọng số (Weight) để hồi quy mô hình WLS nhằm kiểm định sự phù hợp của các giả thiết nghiên cứu (xem phụ lục 8).
2.2.4.4.Kiểm định liên hệ tuyến tính và phân phối chuẩn phần dư
Tiến hành xem xét đồ thị (Hình 2.2) mô tả sự phân tán giữa giá trị phần dư đã chuẩn hóa và giá trị dự đoán đã chuẩn hóa nhằm kiểm định giả thuyết liên hệ tuyến tính và phương sai sai số thay đổi.
Hình 2.3 Kiểm định mối liên hệ tuyến tính Nguồn: Tính toán của tác giả
Từ kết quả dữ liệu, có thể thấy được các phần dư trong mô hình đều phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đường đi qua tung độ 0 và không có một hình dạng nào cả (xem phụ lục 6). Do vậy kết luận rằng mối liên hệ tuyến tính giữa các nhân tố và hiện tượng phương sai sai số thay đổi không xuất hiện.
2.2.4.5. Giả định về phân phối chuẩn của phần dư
Từ mô tả của hình 2.4, tác giả thấy rằng phân phối chuẩn phần dư có dạng hình chuông với Mean xấp xỉ 0, Std.Dev xấp sỉ 1, dựa vào đó có thể xác định loại hình phân phối phần dư của mô hình nghiên cứu là xấp xỉ chuẩn(xem phụ lục 6).
Hình 2.4 Kiểm định phân phối chuẩn phần dư Nguồn: Tính toán của tác giả
2.2.4.6. Phân tích mô hình hồi quy
Bảng 2.14 Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy
Mô hình R R2
R2 Hiệu chỉnh
Kiểm định F
F thay đổi Sig. F
OLS .665a .442 .416 16.651 0.000
WLS .706a .498 .474 34.880 0.000
Nguồn: Tính toán của tác giả
Qua bảng trên ta có thể thấy được R2 = 49.8%(xem phụ lục 8), giải thích ở mức trung bình các biến độc lập ở mô hình hồi quy.
Phân tích Anova về sự phù hợp của mô hình, nhận được giá trị Sig. của F = 0.000 <
0.05 điều này cho thấy không có mô hình hồi quy được xây dựng phù hợp với tổng thể.
Bảng 2.15 Kết quả hồi quy mô hình nghiên cứu
Mô hình
Mô hình OLS Mô hình WLS Hệ số hồi quy
chuẩn hóa Beta Sig.
Hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta
Sig.
Phát triển .146** .031 .157** .018
Cân bằng công việc và cuộc sống
.317* .000 .353* .000
Lãnh đạo .203* .001 .193* .001
Công việc .140** .026 .129** .032
Môi trường làm việc .251* .000 .266* .000
Văn hóa doanh nghiệp .175* .007 .183* .003 Tiền lương và phúc lợi .140** .028 .131** .031
Nguồn: Tính toán của tác giả
Dựa vào bảng kết quả 2.15, cột hệ số hồi quy chuẩn hoá Beta có thể rút ra được phương trình hồi quy chuẩn hoá của mối quan hệ giữa các nhân tố ảnh hưởng và động lực làm việc của nhân viên như sau:
WM = 0.353BL + 0.266EN + 0.193LD + 0.183CT + 0.157DP + 0.131WP + 0.129JB
Mức độ tạo động lực làm việc = 0.353Cân bằng công việc cuộc sống + 0.266Môi trường làm việc + 0.193Lãnh đạo + 0.183Văn hoá doanh nghiệp + 0.157Phát triển + 0.131Tiền lương+ 0.129Công việc
Bảng 2.15 cho thấy các nhân tố độc lập trong mô hình WLS đều có tác động thuận chiều (tích cực) và giải thích tốt ý nghĩa tác động đến động lực làm việc của nhân viên tại ngân hàng VPBank CN Kinh Đô. Chiều tác động và ý nghĩa thống kê của các nhân tố giữa mô hình này và mô hình OLS không có sự thay đổi đáng kể.
- Nhân tố giải thích tốt nhất đến động lực làm việc là Balance (Cân bằng) (β2=0.353) và đảm bảo ý nghĩa thống kê mức 5%.
- Nhân tố Environ (Môi trường) tác động tích cực và giải thích 26.6% ý nghĩa động lực làm việc của nhân viên tại Vpbank Kinh Đô (β5=0.266; 5%).
- Nhân tố Leader β3=0.193, 5% và nhân tố Culture (Văn hoá) với β6= 0.183 cũng có mối tương quan thuận chiều đối với biến phụ thuộc.
- Nhân tố Development (Phát triển) (β1=0.157. 5%) tác động tích cực đến động lực của CBNV tại VPBank Kinh Đô, giải thích 15.7% ý nghĩa sự thay đổi cua biến phụ thuộc, trong khi đó nhân tố Wages (Lương) chỉ giải thích 13.1% (β7=0.131, 1%).
- Nhân tố Job (Công việc) cũng tác động tích cực đến mô hình nghiên cứu với hệ số hồi quy thấp nhất (β4=0.129, 5%). Như vậy tất cả các giả thiết trong mô hình nghiên cứu bao gồm H1; H2; H3; H4; H5; H6; H7 đều đã được kiểm định và chấp nhận. Đây là cơ sở nền tảng để tác giả tiến tới đề xuất các giải pháp tạo động lực cho nhân viên đang làm việc ở các phòng ban tại VPBank CN Kinh Đô.