Giải pháp tạo động lực làm việc cho người lao động trong các ngân hàng tại TP. Đà Nẵng

Đặt vấn đề

Tiến trình chuyển đổi số đã và đang đặt ra nhiều thách thức đối với ngành Ngân hàng. Bởi muốn chuyển đổi số hiệu quả, các ngân hàng phải có đội ngũ nhân sự am hiểu về cả công nghệ và nghiệp vụ kinh doanh. Do đó, thu hút và giữ chân nhân sự giỏi là vấn đề cấp bách, đòi hỏi các ngân hàng phải nâng cao chất lượng công việc, thông qua việc tạo động lực làm việc cho người lao động.

Bài viết nghiên cứu các nhân tố tác động đến động lực làm việc của người lao động tại các ngân hàng trên địa bàn TP. Đà Nẵng, từ đó, khuyến nghị giải pháp giúp các ngân hàng trên địa bàn TP. Đà Nẵng gia tăng động lực làm việc của người lao động, nâng cao hiệu quả kinh doanh.

Cơ sở lý thuyết và phương pháp nghiên cứu

Abby M. Brooks (2007) thực hiện phỏng vấn 181 người đang làm việc toàn thời gian hoặc đã từng làm việc toàn thời gian trên khắp nước Mỹ. Kết quả cho thấy, việc kết hợp giữa hai yếu tố thiết lập mục tiêu và sự hài lòng trong công việc là cách tốt nhất dự đoán động lực làm việc của nhân viên. Các yếu tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của nhân viên gồm: Đánh giá hiệu quả công việc, đào tạo, cấp trên và đóng góp vào tổ chức.

Phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến động lực của nhân viên dựa trên thuyết của Herzberg, nghiên cứu của Shaemi Barzoki và các cộng sự (2012) đề xuất 7 yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của nhân viên như: An toàn nghề nghiệp, chính sách của công ty, mối quan hệ với đồng nghiệp, giám sát và mối quan hệ với cấp trên, điều kiện làm việc, cuộc sống cá nhân, tiền lương và thưởng.

Tại Việt Nam, Bùi Thị Minh Thu và Lê Nguyễn Đan Khôi (2014) tổ chức nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của nhân viên trực tiếp sản xuất tại Tổng Công ty Lắp máy Việt Nam. Kết quả cho thấy, có 7 nhân tố ảnh hưởng đến động lực làm việc là: Lương và chế độ phúc lợi; Văn hoá doanh nghiệp; Mối quan hệ với đồng nghiệp; Điều kiện làm việc; Phong cách lãnh đạo; Sự tự chủ trong công việc; Cơ hội đào tạo và phát triển.

Tham khảo các nghiên cứu trên, tác giả đã chỉnh sửa và đưa ra mô hình nghiên cứu như trên:

Phương pháp nghiên cứu

Tác giả sử dụng phương pháp nghiên cứu định tính và định lượng, đồng thời, thực hiện điều chỉnh, bổ sung thang đo các khái niệm nghiên cứu. Nghiên cứu định lượng với phương pháp chọn mẫu thuận tiện bằng kỹ thuật phỏng vấn trực tiếp qua bảng câu hỏi chính thức và sử dụng phần mềm SPSS, để tiến hành phân tích dữ liệu định lượng. Thời gian thực hiện từ 10/10/2020 đến 24/10/2020. Tổng số phiếu phát ra là 350 phiếu, thu về 322 phiếu, trong đó có 312 phiếu hợp lệ (Bài viết sử dụng cách viết số thập phân theo chuẩn quốc tế). 

Kết quả và thảo luận

Kiểm định độ tin cậy thang đo Cronbach’s Alpha: Những biến quan sát có hệ số tương quan biến tổng phù hợp lớn hơn 0,3 và có hệ số Cronbach’s Alpha lớn hơn 0,6, thì được chấp nhận và đưa vào phân tích những bước tiếp theo (Nunnally và BernStein, 1994) (Bảng 1).

Có thể thấy, biến phụ thuộc “Động lực làm việc” được đo lường qua 5 quan sát. Từ kết quả phân tích biến phụ thuộc “Động lực làm việc” có hệ số Cronbach’s Alpha là 0,898>0,6 và hệ số tương quan của các biến tổng đều lớn hơn 0,3. Vì vậy, cả 5 biến đo lường thành phần “Động lực làm việc” đều được đưa vào phân tích EFA.

Phân tích nhân tố khám phá EFA: Phân tích nhân tố khám phá EFA cho biến độc lập lần 1.

Tại bước kiểm định độ tin cậy thang đo Cronbach’s Alpha đã không loại biến quan sát nào, nên tất cả 25 biến độc lập được đưa phân tích nhân tố khám phá EFA. Kết quả cho thấy, KMO and Barlett’s Test. 0,5 ≤ KMO = 0,727 ≤ 1, phân tích nhân tố được chấp nhận với tập dữ liệu nghiên cứu.

Kiểm định Bartlett có mức ý nghĩa Sig.=0,000<0,05, chứng tỏ các biến quan sát có tương quan với nhau trong nhân tố.

Dựa trên kết quả của bảng Tổng phương sai trích lần 1 ta có 6 nhân tố trích được tại eigenvalue là 1.083 là 6 nhân tố mang ý nghĩa tóm tắt thông tin tốt nhất. Nếu chúng ta trích thêm một nhân tố nữa (nhân tố thứ bảy), thì eigenvalue lúc này là 0,896<1. Vì vậy, nếu dựa vào tiêu chí eigenvalue từ 1 trở lên, thì dừng ở nhân tố thứ sáu. Ngoài ra, tổng phương sai trích = 68,751%>50%, điều này có nghĩa mô hình EFA là phù hợp. Coi biến thiên là 100%, thì trị số này thể hiện các nhân tố được trích cô đọng 68,751% và bị thất thoát 31,249%.

Ma trận xoay nhân tố lần 1 cho thấy, kết quả thể hiện tốt hai giá trị quan trọng, đó là giá trị hội tụ và giá trị phân biệt. Các biến quan sát cùng hội tụ về một nhân tố ban đầu, điều này cho thấy kết quả thoả mãn giá trị hội tụ.

 Ở nhóm nhân tố thứ 1 biến quan sát đóng góp nhiều nhất cho việc thể hiện tính chất của nhân tố là biến MTLV3 (Tôi luôn được làm việc trong điều kiện môi trường an toàn và bảo đảm sức khoẻ) và mức độ giảm dần được thể hiện ở ma trận xoay nhân tố. Tương tự, ở nhân tố thứ 2 biến quan sát THCT5 (Công ty thực hiện những cam kết mà họ đã hứa với nhân viên của mình) có đóng góp cao nhất; Nhân tố thứ 3 là biến TKCV2 (Tôi hoàn toàn chủ động trong việc chọn cách tốt nhất để hoàn thành công việc của mình); Nhân tố thứ 4 là LKP2 (Cách phân chia phần phí dịch vụ của công ty là thoả đáng); Nhân tố thứ 5 là DTTT4 (Công ty có một chương trình thăng tiến cụ thể giúp tôi xác định được mục tiêu trong từng giai đoạn).

Tóm lại, sau lần thực hiện phân tích nhân tố EFA lần 1 các kết quả đều đáp ứng tốt các tiêu chí của EFA và không tiến hành loại bất kỳ biến quan sát nào. Do đó, chúng ta sẽ tiếp tục giữ lại 25 biến độc lập cho bước chạy Tương quan Pearson và Hồi quy đa biến về sau.

Phân tích nhân tố khám phá EFA cho biến phụ thuộc: Hệ số KMO=0,717 thoả mãn điều kiện 1>KMO>= 0,5, cho thấy nhân tố thích hợp với dữ liệu đang nghiên cứu. Kiểm định Bartlett có mức ý nghĩa Sig.=0,000<0,05, chứng tỏ các biến quan sát có tương quan với nhau trong nhân tố.

Kết quả phân tích nhân tố cho tổng phương sai trích = 71,835% ≥ 50% là phù hợp. Hệ số tải của tất cả các biến đều lớn hơn 0,5 nên đạt yêu cầu. Bên cạnh đó, biến quan sát đóng góp nhiều nhất cho việc thể hiện tính chất của nhân tố là biến DLLV3 (Công ty luôn khuyến khích và tạo động lực để tôi làm việc tốt nhất có thể) và mức độ giảm dần được thể hiện ở ma trận chưa xoay nhân tố.

Kết quả ma trận xoay: Sig tương quan Pearson các biến độc lập TKDG, LKP, DTTT, MTLV, THCT với biến phụ thuộc DLLV nhỏ hơn 0,05. Như vậy, có mối liên hệ tuyến tính giữa các biến độc lập này với biến DLLV. Giữa TKDG và DLLV có mối tương quan mạnh nhất với hệ số r là 0,506; Giữa MTLV và DLLV có mối tương quan yếu nhất với hệ số r là 0,401. Các cặp biến độc lập đều có mức tương quan khá yếu với nhau, như vậy, khả năng cao sẽ không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra.

Dựa vào kiểm định hệ số tương quan giữa Pearson, phương trình tuyến tính bội biểu diễn mối liên hệ giữa các nhân tố có dạng như sau: DLLV = B0 + B1TKDG + B2LKP + B3DTTT + B4MTLV + B5THCT.

Trong đó: B0 là hằng số tự do; Bi (i =1…5) là hệ số hồi quy; Biến độc lập là TKDG, LKP, DTTT, MTLV, THCT; Biến phụ thuộc là DLLV.

Phân tích hồi quy tuyến tính bội sử dụng phương pháp Enter để kiểm định sự phù hợp của giữa biến độc lập đối với biến phụ thuộc. Giá trị R2 hiệu chỉnh bằng 0,818 cho thấy, biến độc lập đưa vào chạy hồi quy ảnh hưởng 81,8% sự thay đổi của biến phụ thuộc, còn lại 18,2% là do các biến ngoài mô hình và sai số ngẫu nhiên.

Hệ số Durbin – Watson = 1,647, nằm trong khoảng 1,5 đến 2,5, nên không có hiện tượng tự tương quan chuỗi bậc nhất xảy ra.

Hệ số VIF của các biến độc lập đều nhỏ hơn 2 do vậy không có đa cộng tuyến xảy ra. Các hệ số hồi quy đều lớn hơn 0. Như vậy, tất cả các biến độc lập đưa vào phân tích hồi quy đều tác động cùng chiều tới biến phụ thuộc. Dựa vào độ lớn của hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta, thứ tự mức độ tác động từ mạnh nhất tới yếu nhất của các biến độc lập tới biến phụ thuộc DLLV là: TKDG (0.413) > THCT(0.375) > MTLV (0.350) > LKP (0.348) > DTTT (0.309)

Phương trình hồi quy chuẩn hoá:

DLLV=0.413*TKDG+0.375*THCT+ 0.350*MTLV+0.348*LKP+0.309*DTTT

Động lực làm việc của người lao động = 0.413 * Thiết kế và đánh giá công việc + 0.375 * Thương hiệu công ty + 0.350 * Môi trường làm việc + 0.348 * Lương, khen thưởng và phúc lợi + 0.309 * Chính sách đào tạo và thăng tiến

Kết luận và kiến nghị

Kết quả nghiên cứu cho thấy, có 5 nhân tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của người lao động tại các ngân hàng trên địa bàn TP. Đà Nẵng, theo đó, để gia tăng động lực làm việc của người lao động, nâng cao hiệu quả kinh doanh, các ngân hàng cần quan tâm một số vấn đề sau:

Một là, thiết kế và đánh giá công việc, ngân hàng cần có sự cải cách trong quy trình xử lý công việc; lắng nghe các ý kiến phản hồi của nhân viên.

Hai là, thương hiệu công ty, cụ thể ngân hàng cần xây dựng hình ảnh thương hiệu ngân hàng phát triển ổn định và bền vững nhằm tạo lòng tin cho khách hàng và người lao động.

Ba là, môi trường làm việc, các ngân hàng cần chủ động trong việc xây dựng môi trường làm việc tốt, thân thiện.

Bốn là, lương, khen thưởng và phúc lợi, các ngân hàng nên có các chính sách lương, thưởng và phúc lợi thoả đáng, rõ ràng.

Năm là, chính sách đào tạo và thăng tiến, các ngân hàng nên xây dựng các chính sách liên quan đến đào tạo và thăng tiến; động viên khuyến khích, đề cao tinh thần học hỏi cầu tiến của người lao động.       

Tài liệu tham khảo:

1. Bùi Anh Tuấn, Phạm Thúy Hương (2009), Giáo trình Hành vi tổ chức, NXB Ðại học Kinh tế quốc dân;

2. Trương Hoàng Hoa Duyên, Lê Phúc Minh Chuyên (2019), Biện pháp tạo động lực cho nhân viên tại công ty cổ phần viễn thông FPT Ðà Nẵng, Tạp chí Tài Chính – Kỳ 2,Tháng 5/2019 (705);

3. Bủi Thị Minh Thu và Lê Nguyễn Ðan Khôi (2014), Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của  nhân viên trực tiếp sản xuất ở Tổng Công ty Lắp máy Việt Nam, Tạp chí Khoa học Trường Ðại học Cần Thơ, 35(2014): 66- 69;

4. Hoàng Trọng, Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), Phân tích dữ liệu nghiên cứu với SPSS, Tập 2, NXB Hồng Ðức.

(*) Bài đăng trên Tạp chí Tài chính kỳ 2 tháng 4/2021