Luận văn Tác động của thực tiễn quản trị nguồn nhân lực đến sự gắn kết của nhân viên với tổ chức tại các ngân hàng thương mại cổ phần trên địa bàn thành phố Hồ Chí Minh

ày. Cuối cùng có 216 bảng được sử dụng cho nghiên cứu, đạt tỷ lệ 70%. Bảng 4.1 dưới đây sẽ mô tả những thông tin nhân khẩu của các đối tượng trả lời liên quan đến nghiên cứu dựa trên thống kê tần suất và phần trăm có giá trị. Các biến nhân khẩu sử dụng trong nghiên cứu là giới tính, chức vụ, thâm niên, độ tuổi, trình độ học vấn. Theo đó, có 59,7% đối tượng trả lời là nữ và 40,3% là nam. Trong đó có 63% đối tượng khảo sát là nhân viên, 25 % là kiểm soát viên và 12% là trưởng phó phòng trở lên. Về thâm niên làm việc, 53,7% người được khảo sát làm việc ở ngân hàng của mình từ 2 đến dưới 5 năm, tiếp theo là 23,6% làm việc dưới 2 năm, 18,5 % 45 làm việc từ 5 đến 10 năm và chỉ 4,2 % làm việc trên 10 năm. Phần lớn người được khảo sát ở độ tuổi khá trẻ, cụ thể là 44% dưới 25 tuổi, 43,1% từ 25 đến dưới 35 tuổi, 11,6% từ 35 đến 45tuổi và 1,4% trên 45 tuổi. Hầu hết những người được khảo sát có trình độ đại học trở lên, chiếm tỷ lệ 81,5%, còn lại 18,5% có trình độ trung cấp, cao đẳng. 46 Bảng 4.1 Mô tả mẫu khảo sát về thông tin nhân khẩu Thông tin nhân khẩu Số người Tỷ lệ Tỷ lệ hợp lệ Tỷ lệ cộng dồn Giới tính Nữ 129 59.7 59.7 59.7 Nam 87 40.3 40.3 100.0 Chức vụ Nhân viên 136 63.0 63.0 63.0 Kiểm soát viên 54 25.0 25.0 88.0 Trưởng, phó phòng trở lên 26 12.0 12.0 100.0 Số năm làm việc Dưới 2 năm 51 23.6 23.6 23.6 Từ 2 đến dưới 5 năm 116 53.7 53.7 77.3 Từ 5 đến 10 năm 40 18.5 18.5 95.8 Trên 10 năm 9 4.2 4.2 100.0 Độ tuổi Dưới 25 tuổi 95 44.0 44.0 44.0 Từ 25 đến dưới 35 tuổi 93 43.1 43.1 87.0 Từ 35 đến 45 tuổi 25 11.6 11.6 98.6 Trên 45 tuổi 3 1.4 1.4 100.0 Trình độ học vấn Trung cấp, cao đẳng 40 18.5 18.5 18.5 Đại học trở lên 176 81.5 81.5 100.0 N= 216 47 4.2. Đánh giá sơ bộ thang đo qua kiểm tra hệ số tin cậy Cronbach Alpha: 4.2.1. Đánh giá thang đo thực tiễn QTNNL: Kết quả sau khi phân tích hệ số Cronbach’s Alpha và loại bỏ các biến không đáng tin cậy, thang đo thực tiễn QTNNL được đo lường bằng 20 biến quan sát cho 6 thành phần, so với ban đầu là 31 biến cho 7 thành phần. Số lượng biến quan sát và hệ số alpha của các thành phần thực tiễn QTNNL sau khi đã loại bỏ các biến không phù hợp được mô tả trong bảng 4.2 dưới đây: Bảng 4.2: Số lượng biến quan sát và hệ số Cronbach alpha của thang đo thực tiễn QTNNL Số biến quan sát Cronbach Alpha Thành phần thực tiễn QTNNL Ban đầu Sau Ban đầu Sau Biến bị loại 1. Phân tích công việc 4 0 0,491 c1.1,c1.2, c1.3, c1.4 2. Tuyển dụng 3 2 0,604 0,632 c2.2 3. Định hướng và phát triển nghề nghiệp 5 4 0,777 0,787 c3.2 4. Đào tạo và phát triển 3 2 0.604 0.822 c4.2 5. Trả công lao động 6 5 0,868 0,876 c5.2 6. Đánh giá kết quả làm việc 6 4 0,737 0,756 c6.1, c6.5 7. Quản lý và thu hút nhân viên vào các hoạt động 4 3 0,671 0,693 c7.1 Kết luận, thành phần Phân tích công việc bị loại bỏ ra khỏi thang đo thực tiễn QTNNL trong trường hợp này có thể là do thói quen cầm tay chỉ việc trở nên ngày càng phổ biến hơn ở các ngân hàng. Hầu hết các nhân viên đều làm việc theo cách 48 làm của đồng nghiệp hoặc cấp trên của mình mà không quan tâm đến những quy trình hướng dẫn thao tác thực hiện nghiệp vụ. Cronbach alpha của 6 thành phần của thực tiễn QTNNL còn lại sắp xếp từ 0,632 đến 0,876; độ tin cậy đạt mức cho phép (>0,6). Thang đo mới này đáp ứng tiêu chuẩn để sử dụng cho phân tích EFA tiếp theo. 4.2.2. Đánh giá thang đo mức độ gắn kết với tổ chức: Kết quả sau khi phân tích hệ số Cronbach’s Alpha và loại bỏ các biến không đáng tin cậy, thang đo sự gắn kết với tổ chức được đo lường bằng 14 biến quan sát cho 3 hình thức, so với ban đầu là 17 biến cho 3 hình thức. Số lượng biến quan sát và hệ số alpha của các hình thức gắn kết với tổ chức sau khi đã loại bỏ các biến không phù hợp được mô tả trong bảng 4.3 dưới đây: Kết luận, Cronbach alpha của 3 hình thức gắn kết với tổ chức sắp xếp từ 0,787 đến 0,939; độ tin cậy đạt mức cho phép (>0,6). Thang đo này rất tốt, đáp ứng tiêu chuẩn để sử dụng cho phân tích EFA tiếp theo. 4.3. Kiểm định thang đo bằng phân tích nhân tố khám phá (EFA): Phân tích nhân tố với phép quay Varimax được thực hiện nhằm nhận diện các nhân tố cho phân tích tiếp theo. Bảng 4.3: Số lượng biến quan sát và hệ số Cronbach alpha của thang đo mức độ gắn kết với tổ chức của nhân viên Số biến quan sát Cronbach Alpha Hình thức gắn kết Ban đầu Sau Ban đầu Sau Biến bị loại 1. Gắn kết vì tình cảm 5 5 0,851 0,851 2. Gắn kết vì lợi ích 6 4 0,771 0,787 c8.6, c8.10 3. Gắn kết vì đạo đức 6 5 0,928 0,939 c8.12 49 4.3.1. Kiểm định thang đo thực tiễn QTNNL: Sau khi phân tích Cronbach Alpha, thang đo thực tiễn quản trị nguồn nhân lực gồm 07 thành phần nghiên cứu với 20 biến quan sát. Phân tích nhân tố dùng để đánh giá độ hội tụ của các biến quan sát theo các thành phần. Với giả thuyết đặt ra trong phân tích này là giữa 20 biến quan sát trong tổng thể không có mối tương quan với nhau. Kiểm định KMO và Barlett’s trong Phân tích nhân tố có kết quả sig=0.000 và hệ số KMO =0.791 >0.5, qua đó bác bỏ giả thuyết trên, chứng tỏ phân tích nhân tố khám phá (EFA) thích hợp được sử dụng trong nghiên cứu này (phụ lục 6) Kết quả phân tích EFA cho thấy tại mức giá trị Eigenvalue =1 với phương pháp trích nhân tố, phép quay Varimax cho phép trích được 5 nhân tố từ 11 biến quan sát và phương sai trích được là 74.234% (>50%). Như vậy là phương sai trích đạt yêu cầu. (Bảng 4.4) Bảng 4.4. Kết quả phân tích nhân tố khám phá của thang đo thực tiễn quản trị nguồn nhân lực Nhân tố Biến quan sát 1 2 3 4 5 c5.1 .859 .234 .220 c5.3 .693 .275 .241 -.211 c4.1 .640 .133 -.113 .497 .196 c6.3 .600 .200 .534 .291 c6.2 .587 .243 .321 .230 .236 c3.5 .530 .497 .237 .436 .104 c4.3 .470 .215 -.237 .459 .308 c5.6 .286 .885 .143 .130 .114 50 Thang đo thực tiễn QTNNL mới bao gồm 5 thành phần như sau: - Thành phần Trả công lao động được tách ra hai thành phần: + Trả công lao động gồm 02 biến: “Anh/chị được trả lương công bằng” và “ Thu nhập của anh/chị tương xứng với kết quả làm việc của anh/chị”. + Chính sách phúc lợi gồm 03 biến: “Các chương trình phúc lợi trong ngân hàng của anh/chị rất đa dạng, hấp dẫn”, “Các chương trình phúc lợi trong ngân hàng của anh/chị thể hiện rõ ràng sự quan tâm của ngân hàng đối với c5.5 .358 .847 .143 .117 c5.4 .161 .833 .310 .257 c3.4 .334 .777 c2.3 .113 .723 .117 .180 c2.1 .248 .698 .163 c6.4 .543 .585 .124 c3.3 .315 .157 .207 .829 c7.4 .194 -.128 .112 .774 .285 c6.6 -.119 .389 .361 .614 -.448 c7.2 .139 .830 c3.1 .216 .277 .394 .250 .569 c7.3 .197 .350 .413 .220 .557 Eigenvalue 8.401 2.064 1.677 1.553 1.151 Phương sai trích 42.006 10.319 8.384 7.767 5.757 Cronbach Alpha .758 .944 .723 .813 Phương pháp trích hệ số: Trích nhân tố chính. Phương pháp quay: Varimax. a. Việc xoay nhân tố được hội tụ theo 5 nhóm. 51 CBNV” và “Anh/chị đánh giá cao các chương trình phúc lợi của ngân hàng anh/chị đang làm việc”; - Thành phần Tuyển dụng được bổ sung thêm một biến mới từ thành phần Định hướng và phát triển nghề nghiệp là “Anh/chị hiểu rõ điều kiện để được thăng tiến”. Thành phần được đặt tên mới là Tuyển dụng và bổ nhiệm; - Thành phần mới khác được rút ra bao gồm 02 biến: “Anh/chị có nhiều cơ hội để được thăng tiến tại ngân hàng” và “ Anh/chị có cơ hội đề xuất các cải tiến nhằm hoàn thiện hoạt động của ngân hàng”. Thành phần mới này được đặt tên là Cơ hội thể hiện bản thân; - Thành phần Quản lí và thu hút nhân viên vào hoạt động của ngân hàng được rút gọn gồm 01 biến là “Anh/chị được đưa ra các quyết định liên quan đến công việc của mình”. Thành phần này được đặt tên mới là Trao quyền quản lý. Theo kết quả phân tích, các biến c3.1, c3.5 (thành phần Định hướng và phát triển nghề nghiệp), c4.1, c4.3 (thành phần đào tạo và phát triển), c6.2, c6.3, c6.4, c6.6 (thành phần đánh giá kết quả làm việc của nhân viên), c7.3 (thành phần quản lý và thu hút nhân viên vào hoạt động của ngân hàng) có hệ số tải lớn hơn 0.5 ở cùng nhiều nhân tố, không đảm bảo độ tin cậy nên loại khỏi thang đo. Nguyên nhân của việc nhiều biến có ý nghĩa với cùng lúc nhiều nhân tố có thể là do sự chủ quan và sự khái quát trong cảm nhận của đối tượng khảo sát. 4.3.2. Kiểm định thang đo mức độ gắn kết với tổ chức: Sau khi phân tích Cronbach Alpha, thang đo gắn kết với tổ chức gồm 03 hình thức nghiên cứu với 14 biến quan sát. Phân tích nhân tố dùng để đánh giá độ hội tụ của các biến quan sát theo các thành phần. 52 Với giả thuyết đặt ra trong phân tích này là giữa 14 biến quan sát trong tổng thể không có mối tương quan với nhau. Kiểm định KMO và Barlett’s trong Phân tích nhân tố có kết quả sig=0.000 và hệ số KMO =0.845 >0.5, qua đó bác bỏ giả thuyết trên, chứng tỏ phân tích nhân tố khám phá (EFA) thích hợp được sử dụng trong nghiên cứu này (phụ lục 6) Kết quả phân tích EFA cho thấy, tại mức giá trị Eigenvalue =1 với phương pháp trích nhân tố, phép quay Varimax cho phép trích được 3 nhân tố từ 13 biến quan sát và phương sai trích được là 72.234% (>50%), đạt yêu cầu (Bảng 4.5). Bảng 4.5. Kết quả phân tích nhân tố khám phá của thang đo gắn kết với tổ chức Nhân tố Biến quan sát 1 2 3 c8.14 .885 .268 .202 c8.17 .871 .125 c8.16 .858 .291 c8.13 .778 .388 .146 c8.15 .776 .458 .156 c8.3 .270 .806 .111 c8.2 .287 .776 .149 c8.4 .124 .743 .214 c8.1 .380 .652 -.231 c8.5 .530 .649 c8.7 .106 .824 c8.11 .133 .813 c8.9 .104 .741 c8.8 .300 .251 .719 Eigenvalue 6.602 2.268 1.243 53 Phương sai trích 47.154 16.202 8.879 Cronbach Alpha .939 .805 .800 a. Việc xoay nhân tố được hội tụ theo 3 nhóm. Theo kết quả phân tích, biến c8.5 có hệ số tải lớn hơn 0.5 nhưng không đảm bảo độ tin cậy nên loại khỏi thang đo. Thang đo gắn kết với tổ chức bao gồm 3 hình thức như sau: - Hình thức Gắn kết vì tình cảm được rút gọn còn 04 biến quan sát; - Hình thức Gắn kết vì lợi ích và Gắn kết vì đạo đức được giữ nguyên, không thay đổi. 4.4. Hiệu chỉnh mô hình giả thuyết nghiên cứu: Theo kết quả phân tích nhân tố EFA, - Thành phần Trả công lao động được tách ra hai thành phần: + Trả công lao động + Chính sách phúc lợi - Thành phần Tuyển dụng được bổ sung thêm một biến mới từ thành phần Định hướng và phát triển nghề nghiệp.Thành phần được đặt tên mới là Tuyển dụng và bổ nhiệm; - Thành phần mới khác được rút ra được đặt tên là Cơ hội thể hiện bản thân; - Thành phần Quản lí và thu hút nhân viên vào hoạt động của ngân hàng được rút gọn gồm 01 biến. Thành phần này được đặt tên mới là Trao quyền quản lý. Do vậy, để đảm bảo việc kiểm định giả thuyết nghiên cứu, mô hình nghiên cứu cần được hiệu chỉnh lại theo các thành phần mới cho phù hợp. 54 Hình 4.1 Mô hình nghiên cứu đã hiệu chỉnh Đồng thời, các giả thuyết nghiên cứu cũng được điều chỉnh theo các thành phần mới: * Nhóm giả thuyết H1: tác động của thực tiễn QTNNL đến gắn kết vì tình cảm: + Giả thuyết H1.1: Thực tiễn trả công lao động có ảnh hưởng cùng chiều đến gắn kết vì tình cảm. + Giả thuyết H1.2: Thực tiễn chính sách phúc lợi có ảnh hưởng cùng chiều đến gắn kết vì tình cảm. + Giả thuyết H1.3: Thực tiễn tuyển dụng và bổ nhiệm có ảnh hưởng cùng chiều đến gắn kết vì tình cảm. + Giả thuyết H1.4: Thực tiễn cơ hội thể hiện bản thân có ảnh hưởng cùng chiều đến gắn kết vì tình cảm. + Giả thuyết H1.5: Thực tiễn trao quyền quản lý có ảnh hưởng cùng chiều đến gắn kết vì tình cảm. Thực tiễn trả công lao động Thực tiễn chính sách phúc lợi Thực tiễn tuyển dụng và bổ nhiệm Thực tiễn cơ hội thể hiện bản thân Thực tiễn trao quyền quản lý Gắn kết vì đạo đức Gắn kết vì lợi ích Gắn kết vì tình cảm 55 * Nhóm giả thuyết H2: tác động của thực tiễn QTNNL đến gắn kết vì lợi ích: + Giả thuyết H2.1: Thực tiễn trả công lao động có ảnh hưởng cùng chiều đến gắn kết vì lợi ích. + Giả thuyết H2.2: Thực tiễn chính sách phúc lợi có ảnh hưởng cùng chiều đến gắn kết vì lợi ích. + Giả thuyết H2.3: Thực tiễn tuyển dụng và bổ nhiệm có ảnh hưởng cùng chiều đến gắn kết vì lợi ích. + Giả thuyết H2.4: Thực tiễn cơ hội thể hiện bản thân có ảnh hưởng cùng chiều đến gắn kết vì lợi ích. + Giả thuyết H2.5: Thực tiễn trao quyền quản lý có ảnh hưởng cùng chiều đến gắn kết vì lợi ích. * Nhóm giả thuyết H3: tác động của thực tiễn QTNNL đến gắn kết vì đạo đức: + Giả thuyết H3.1: Thực tiễn trả công lao động có ảnh hưởng cùng chiều đến gắn kết vì đạo đức. + Giả thuyết H3.2: Thực tiễn chính sách phúc lợi có ảnh hưởng cùng chiều đến gắn kết vì đạo đức. + Giả thuyết H3.3: Thực tiễn tuyển dụng và bổ nhiệm có ảnh hưởng cùng chiều đến gắn kết vì đạo đức. + Giả thuyết H3.4: Thực tiễn cơ hội thể hiện bản thân có ảnh hưởng cùng chiều đến gắn kết vì đạo đức. + Giả thuyết H3.5: Thực tiễn trao quyền quản lý có ảnh hưởng cùng chiều đến gắn kết vì đạo đức. 4.5. Kiểm định giả thuyết nghiên cứu: Phân tích tương quan và hồi quy tuyến tính bội được sử dụng để kiểm định mối quan hệ giữa các biến độc lập (Trả công lao động, Chính sách phúc lợi, Tuyển dụng 56 và bổ nhiệm, Cơ hội thể hiện bản thân, Trao quyền quản lý) và biến phụ thuộc ( Gắn kết vì tình cảm, Gắn kết vì lợi ích, Gắn kết vì đạo đức) 4.5.1. Phân tích tương quan: Kết quả phân tích trong bảng 4.6 cho thấy có sự tương quan giữa các thành phần thực tiễn QTNNL với Gắn kết vì tình cảm và Gắn kết vì đạo đức. Trong đó, yếu tố Trả công lao động, Chính sách phúc lợi và Cơ hội thể hiện bản thân tương quan mạnh hơn hẳn các yếu tố khác, yếu tố Trao quyền quản lý có hệ số tương quan với Gắn kết vì đạo đức cao hơn so với Gắn kết vì tình cảm. Tuy nhiên, hệ số tương quan giữa các yếu tố trong thang đo thực tiễn QTNNL với Gắn kết vì lợi ích rất thấp, đặc biệt yếu tố Tuyển dụng và bổ nhiệm có hệ số âm với Gắn kết vì lợi ích (-0.73), điều này thể hiện mối tương quan ngược giữa thành phần Tuyển dụng và bổ nhiệm với Gắn kết vì lợi ích. 57 4.5.2. Phân tích hồi quy tuyến tính bội: Để hồi quy có ý nghĩa, nghiên cứu đã thực hiện các kiểm định sau: - Mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến: Ở phần phân tích hệ số tương quan giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc và giữa các biến độc lập với nhau, ta thấy rằng giữa các biến phụ thuộc có quan hệ tương quan với các biến độc lập và cũng như giữa các biến độc lập cũng có mối tương quan với nhau. Khi mối tương quan khá chặt chẽ sẽ dễ dẫn đến hiện tượng đa cộng tuyến của Bảng 4.6 Hệ số tương quan giữa các biến LU O N G PH LO I TD B N C O H O I TR A O Q U Y EN LUONG 1 PHLOI .530** 1 TDBN .310** .441** 1 COHOI .396** .243** .219** 1 TRAO QUYEN .118 .312** .144* .287** 1 COMMIT1 .520** .482** .376** .705** .253** COMMIT2 .153* .120 -.073 .064 .171* COMMIT3 .589** .476** .217** .591** .459** 58 mô hình. Do vậy mà chúng ta phải dò tìm hiện tượng đa cộng tuyến bằng cách tính độ chấp nhận của biến (Tolerance) và hệ số phóng đại phương sai (VIF), chỉ khi nào VIF vượt quá 10 thì mô hình mới xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến (Hoàng Trọng- Chu Nguyễn Mộng Ngọc 2005). - Các phần dư có phân phối chuẩn: phần dư có thể không tuân theo phân phối chuẩn vì những lý do như sau: sử dụng sai mô hình, phương sai không phải là hằng số, số lượng các phần dư không đủ nhiều để phân tích… Vì vậy chúng ta thực hiện nhiều cách khảo sát khác nhau để dò tìm vi phạm. Nghiên cứu thực hiện khảo sát phân phối của phần dư bằng cách xây dựng biểu đồ tần số Histogram và biểu đồ Q-Q plot. Nếu nhìn vào biểu đồ tần số Histogram ta thấy phần dư có phân phối chuẩn với trị trung bình mean = 0, độ lệch chuẩn Std.Dev gần bằng 1 và biểu đồ tần số Q-Q Plot cũng cho ta thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng thì ta có thể kết luận rằng giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm. - Giả định về tính độc lập của sai số (không có sự tương quan giữa các phần dư): ta dùng đại lượng Durbin – Watson (d) để thực hiện kiểm định. Đại lượng d này có giá trị biến thiên từ 0 đến 4. Nếu các phần dư không có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau, giá trị d sẽ gần bằng 2. 4.5.2.1. Phân tích hồi quy tuyến tính bội giữa thực tiễn QTNNL với gắn kết vì tình cảm: Với giả thuyết ban đầu cho mô hình lý thuyết, ta có phương trình hồi quy tuyến tính như sau: COMMIT1 = â0 + (â1 x LUONG) + (â2 x PHLOI) + (â3 x TDBN) + (â4 x COHOI) + (â5 x TRAOQUYEN) (4.1) Phân tích hồi quy sẽ được thực hiện với 5 biến độc lập của thực tiễn quản trị nguồn nhân lực và một biến phụ thuộc là gắn kết vì tình cảm được đưa vào cùng lúc 59 (enter) cho thấy mô hình hồi quy thích hợp sử dụng để kiểm định mô hình lý thuyết (sig F =0.000) và giải thích được 61% sự khác biệt của biến phụ thuộc (R2 hiệu chỉnh = 0.616) (Bảng 4.7). Các kiểm định hồi quy đúng yêu cầu, kết quả kiểm định trong phụ lục 8. Bảng 4.7 Các hệ số xác định mô hình Thống kê sự thay đổi Mô hình R R bình phương R bình phương điều chỉnh Độ lệch chuẩn ước tính Thay đổi của R bình phương Sự thay đổi của F df1 df2 Sự thay đổi của Sig. F 1 .790a .625 .616 .40372 .625 69.895 5 210 .000 a. Biến độc lập: TRAOQUYEN, LUONG, TDBN, COHOI, PHLOI b. Biến phụ thuộc: COMMIT1 Kết quả phân tích hồi quy ở bảng 4.8 cho thấy chỉ có yếu tố Trao quyền quản lý (TRAO QUYEN) có sig.T =0.738 >0.05, các yếu tố còn lại đều có sig.T <0.05, do đó chỉ có yếu tố TRAO QUYEN không có mối tương quan đủ mạnh và không có ý nghĩa thống kê khi đưa vào mô hình phân tích, các yếu tố còn lại trong thang đo thực tiễn QTNNL đều có mối tương quan đủ mạnh và có ý nghĩa thống kê khi đưa vào mô hình phân tích. Giá trị hệ số phóng đại phương sai (VIF) nằm trong khoảng 1.267 đến 1.714, nên có thể kết luận các biến độc lập không có hiện tượng đa cộng tuyến, mối liên hệ giữa các biến độc lập này không đáng kể. Qua phân tích này cho thấy trong các yếu tố thực tiễn QTNNL, yếu tố Cơ hội thể hiện bản thân (COHOI) có tác động mạnh nhất đến Gắn kết tình cảm (hệ số 0.45). Qua hệ số hồi quy chuẩn hoá Beta cũng cho thấy yếu tố Cơ hội thể hiện bản thân (COHOI) có hệ số Beta khá cao (0.576) so với các yếu tố khác, chứng tỏ yếu tố này 60 giữ vai trò quan trọng trong sự tác động của thực tiễn QTNNL đến Gắn kết tình cảm của nhân viên. Bảng 4.8 Kết quả hồi quy từng phần về Gắn kết vì tình cảm Hệ số hồi quy Hệ số hồi quy chuẩn hóa Phân tích đa cộng tuyến Biến B Độ lệch chuẩn Beta t Sig. Độ chấp nhận Hệ số phóng đại phương sai (Constant) .375 .206 1.825 .069 LUONG .128 .049 .140 2.627 .009 .627 1.594 PHLOI .187 .046 .225 4.064 .000 .584 1.714 TDBN .123 .053 .109 2.295 .023 .789 1.267 COHOI .450 .038 .576 11.988 .000 .775 1.291 1 TRAOQUY EN -.012 .037 -.016 -.335 .738 .837 1.195 a. Biến phụ thuộc: COMMIT1 Từ bảng 4.8 ta có phương trình chưa chuẩn hóa dự đoán sự tác động của thực tiễn QTNNL lên gắn kết vì tình cảm như sau: COMMIT1 = (0.128 x LUONG) + (0.187 x PHLOI) + (0.123 x TDBN) + (0.45 x COHOI) (4.2) 4.5.2.2. Phân tích hồi qui tuyến tính bội giữa thực tiễn QTNNL với gắn kết vì lợi ích: Với giả thuyết ban đầu cho mô hình lý thuyết, ta có phương trình hồi quy tuyến tính như sau: 61 COMMIT2 = â0 + (â1 x LUONG) + (â2 x PHLOI) + (â3 x TDBN) + (â4 x COHOI) + (â5 x TRAO QUYEN) (4.3) Phân tích hồi quy sẽ được thực hiện với 5 biến độc lập của thực tiễn quản trị nguồn nhân lực và một biến phụ thuộc là gắn kết vì lợi ích được đưa vào cùng lúc cho thấy mô hình hồi quy chưa thích hợp sử dụng để kiểm định mô hình lý thuyết (sig F =0.018) và cũng chỉ giải thích được 4% sự khác biệt của biến phụ thuộc (R2 hiệu chỉnh = 0.044) (Bảng 4.9). Các kiểm định hồi quy đúng yêu cầu, kết quả kiểm định trong phụ lục 8. Bảng 4.9 Các hệ số xác định mô hình Thống kê sự thay đổi Mô hình R R bình phương R bình phương điều chỉnh Độ lệch chuẩn ước tính Thay đổi của R bình phương Sự thay đổi của F df1 df2 Sự thay đổi của Sig. F 1 .262a .069 .044 .65592 .069 2.798 5 190 .018 a. Biến độc lập: TRAO QUYEN, TDBN, LUONG, COHOI, PHLOI b. Biến phụ thuộc: COMMIT2 Kết quả phân tích hồi quy từng phần trong bảng 4.10 cho thấy chỉ có yếu tố Tuyển dụng và bổ nhiệm (TDBN) và yếu tố Trao quyền quản lý (TRAO QUYEN) có sig.T 0.05, do đó chỉ có yếu tố Tuyển dụng và bổ nhiệm (TDBN) và Trao quyền quản lý (TRAO QUYEN) có mối tương quan và có ý nghĩa thống kê khi đưa vào mô hình phân tích, tuy nhiên mức độ tác động rất thấp (B=0.124 cho yếu tố TRAOQUYEN), đặc biệt yếu tố Tuyển dụng và bổ nhiệm có tác động ngược chiều với Gắn kết vì lợi ích (B= -0.183); các yếu tố còn lại trong thang đo thực tiễn QTNNL không có ý nghĩa thống kê trong mô hình phân tích. 62 Như vậy, dữ liệu phân tích hiện tại của nghiên cứu chưa đủ cơ sở để chứng minh có mối quan hệ tuyến tính giữa các yếu tố Trả công lao động (LUONG), Chính sách phúc lợi (PHLOI) và Cơ hội thể hiện bản thân (COHOI) với Gắn kết vì lợi ích của nhân viên. Từ bảng 4.10 ta có phương trình chưa chuẩn hóa dự đoán sự tác động của thực tiễn QTNNL lên gắn kết vì lợi ích như sau: COMMIT2 = 2.376 - 0.183 x TDBN + 0.124 x TRAOQUYEN (4.4) 4.5.2.3. Phân tích hồi qui tuyến tính bội giữa thực tiễn QTNNL với gắn kết vì đạo đức: Với giả thuyết ban đầu cho mô hình lý thuyết, ta có phương trình hồi quy tuyến tính như sau: Bảng 4.10 Kết quả hồi quy từng phần về Gắn kết vì lợi ích Hệ số hồi quy Hệ số hồi quy chuẩn hóa Phân tích đa cộng tuyến Biến B Độ lệch chuẩn Beta t Sig. Độ chấp nhận Hệ số phóng đại phương sai (Constant) 2.376 .339 6.998 .000 LUONG .154 .090 .157 1.713 .088 .586 1.706 PHLOI .049 .079 .059 .623 .534 .549 1.823 TDBN -.183 .087 -.165 -2.099 .037 .790 1.266 COHOI -.018 .062 -.024 -.298 .766 .765 1.307 1 TRAOQUYE N .124 .060 .158 2.053 .041 .829 1.207 a. Biến phụ thuộc: COMMIT2 63 COMMIT3 = â0 + (â1 x LUONG) + (â2 x PHLOI) + (â3 x TDBN) + (â4 x COHOI) + (â5 x TRAOQUYEN) (4.5) Phân tích hồi quy sẽ được thực hiện với 5 biến độc lập của thực tiễn quản trị nguồn nhân lực và một biến phụ thuộc là gắn kết thông thường được đưa vào cùng lúc (enter) cho thấy mô hình hồi quy thích hợp sử dụng để kiểm định mô hình lý thuyết (sig F =0.000) và giải thích được 59% sự khác biệt của biến phụ thuộc (R2 hiệu chỉnh = 0.592) (Bảng 4.11). Các kiểm định hồi quy đúng yêu cầu, kết quả kiểm định trong phụ lục 8. Bảng 4.11 Các hệ số xác định mô hình Thống kê sự thay đổi Mô hình R R bình phương R bình phương điều chỉnh Độ lệch chuẩn ước tính Thay đổi của R bình phương Thay đổi của F df1 df2 Thay đổi của Sig. F 1 .776a .602 .592 .65954 .602 63.511 5 210 .000 a. Biến độc lập: TRAOQUYEN, LUONG, TDBN, COHOI, PHLOI b. Biến phụ thuộc: COMMIT3 Kết quả phân tích hồi quy ở bảng 4.12 cho thấy chỉ có yếu tố Tuyển dụng và bổ nhiệm (TDBN) có sig.T =0.122 >0.05, các yếu tố còn lại đều có sig.T <0.05, do đó chỉ có yếu tố Tuyển dụng và bổ nhiệm (TDBN) không có mối tương quan đủ mạnh và không có ý nghĩa thống kê khi đưa vào mô hình phân tích, các yếu tố còn lại trong thang đo thực tiễn QTNNL đều có mối tương quan đủ mạnh và có ý nghĩa thống kê khi đưa vào mô hình phân tích. Giá trị hệ số phóng đại phương sai (VIF) nằm trong khoảng 1.195 đến 1.714, nên có thể kết luận các biến độc lập không có hiện tượng đa cộng tuyến, mối liên hệ giữa các biến độc lập này không đáng kể. 64 Qua phân tích này cho thấy các yếu tố thực tiễn QTNNL tác động đến Gắn kết vì đạo đức theo mức độ giảm dần là Trả công lao động (B = 0.532), Cơ hội thể hiện bản thân (B = 0.43), Trao quyền quản lý (B = 353), Chính sách phúc lợi (B= 0.190). Qua hệ số hồi quy chuẩn hoá Beta cũng cho thấy hai yếu tố Trả công lao động ( LUONG) và Cơ hội thể hiện bản thân (COHOI) có hệ số Beta khá cao (0.366 và 0.347) so với các yếu tố khác, chứng tỏ hai yếu tố này giữ vai trò quan trọng trong sự tác động của thực tiễn QTNNL đến Gắn kết vì đạo đức của nhân viên. Bảng 4.12 Kết quả hồi quy từng phần về Gắn kết vì đạo đức Hệ số hồi quy Hệ số hồi quy chuẩn hóa Phân tích đa cộng tuyến Biến B Độ lệch chuẩn Beta t Sig. Độ chấp nhận Hệ số phóng đại phương sai (Constant) -2.000 .336 -5.953 .000 LUONG .532 .080 .366 6.654 .000 .627 1.594 PHLOI .190 .075 .144 2.530 .012 .584 1.714 TDBN -.136 .087 -.076 -1.554 .122 .789 1.267 COHOI .430 .061 .347 7.013 .000 .775 1.291 1 TRAOQU YEN .353 .060 .282 5.917 .000 .837 1.195 a. Biến phụ thuộc: COMMIT3 Từ bảng 4.12 ta có phương trình chưa chuẩn hóa dự đoán sự tác động của thực tiễn QTNNL lên gắn kết vì đạo đức như sau: COMMIT3 = -2 + (0.532 x LUONG) + (0.19 x PHLOI) + (0.43 x COHOI) + (0.353 x TRAOQUYEN) (4.6) 65 4.5.3. Thảo luận kết quả: 4.5.3.1. Tác động của thực tiễn QTNNL đến gắn kết vì tình cảm: Qua kết quả phân tích cho thấy, theo nhận định của các cán bộ - nhân viên trong một số ngân hàng