Các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của nhân viên Ngân hàng Thương mại Cổ phần Sài Gòn - Hà Nội, chi nhánh Đà Nẵng
Võ Tiến Sĩ / Tạp chí Khoa học và Công nghệ Đại học Duy Tân 01(44) (2021) 111-123
111
01(44) (2021) 111-123
Các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của nhân viên Ngân hàng
Thương Mại cổ phần Sài Gòn - Hà Nội, chi nhánh Đà Nẵng
Factors affecting satisfaction of employees at Saigon - Hanoi Commercial
Joint Stock Bank, Da Nang branch
Võ Tiến Sĩ*
Vo Tien Si*
Ban chỉ huy Quân sự huyện Phú Ninh, Quảng Nam
Military Command of Phu Ninh District, Quangnam
(Ngày nhận bài: 23/02/2021, ngày phản biện xong: 01/03/2021, ngày chấp nhận đăng: 03/03/2021)
Tóm tắt
Mục tiêu của nghiên cứu này nhằm phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của nhân viên Ngân hàng Thương
mại Sài Gòn - Hà Nội, chi nhánh Đà Nẵng. Tìm kiếm các giải pháp nâng cao chất lượng trong công tác quản trị nguồn
nhân lực. Nghiên cứu định lượng dùng để đo lường các tác động của từng nhân tố đến sự hài lòng của nhân viên ngân
hàng. Kiểm định thang đo bằng hệ số Cronbach’s Alpha, phân tích nhân tố khám phá EFA, phân tích tương quan, phân
tích hồi quy; số liệu sử dụng trong nghiên cứu được thu thập từ kết quả khảo sát 246 nhân viên đang làm việc tại Ngân
hàng thương mại cổ phần Sài Gòn - Hà Nội, chi nhánh Đà Nẵng. Kết quả có 7 nhóm nhân tố có tác động đến sự hài
lòng của nhân viên: Bản chất công việc; Đào tạo, thăng tiến; Tiền lương; Phúc lợi; Môi trường làm việc, Quan hệ đồng
nghiệp và Lãnh đạo.
Từ khóa: Hài lòng trong công việc; nhân viên ngân hàng; ngân hàng thương mại cổ phần.
Abstract
This research target to analyse the factors influencing satisfaction of employees at Saigon - Hanoi Commercial Joint
Stock Bank, Da Nang branch. Find solutions to improve quality in human resource management. Quantitative research
is used to measure the effects of each factor on bank employees’ satisfaction. Test scales by coeficients Cronbach’s
Alpha, exploratory factor analysis (EFA), Pearson’s Correlation, Coefficient and multivariate regression analysis. Data
used in the study were collected from survey results of 246 employees in Saigon - Hanoi Commercial Joint Stock Bank,
Da Nang branch. The result shows that there are 7 groups of factors that affect employee satisfaction, including: the
nature of the work; promotion training; salary; welfare; work environment; colleagues, and Leadership.
Keywords: Job satisfaction; bank staff; commercial joint stock bank.
*Corresponding Author: Vo Tien Si; Military Command of Phu Ninh District, Quangnam
112
Võ Tiến Sĩ / Tạp chí Khoa học và Công nghệ Đại học Duy Tân 01(44) (2021) 111-123
Sự hài lòng là sự so sánh giữa lợi ích thực tế
1. Giới thiệu
cảm nhận được với những kỳ vọng. Nếu lợi ích
thực tế không như kỳ vọng thì khách hàng sẽ
thất vọng. Còn nếu lợi ích thực tế đáp ứng với
kỳ vọng đã đặt ra thì khách hàng sẽ hài lòng,
nếu lợi ích thực tế cao hơn kỳ vọng của khách
hàng thì sẽ tạo ra hiện tượng hài lòng cao hơn
hoặc hài lòng vượt qua mong đợi.
Ngân hàng Thương mại Sài Gòn - Hà Nội,
Chi nhánh Đà Nẵng với số lượng cán bộ, nhân
viên tính đến 31.10.2020 là 270 người, trong đó
54 cán bộ quản lý và 216 nhân viên; với 1 chi
nhánh chính và 8 phòng giao dịch trực thuộc.
Trong điều kiện cạnh tranh gay gắt giữa các
ngân hàng trên địa bàn, việc cán bộ nhân viên
của ngân hàng này thuyên chuyển sang làm
việc cho ngân hàng khác đã gây ra những khó
khăn nhất định về nguồn nhân lực của Ngân
hàng Thương mại Sài Gòn - Hà Nội, Chi nhánh
Đà Nẵng. Mục tiêu nghiên cứu phân tích các
nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng trong công
việc của nhân viên ngân hàng Thương mại cổ
phần Sài Gòn - Hà Nội, chi nhánh Đà Nẵng. Từ
đó đề xuất giải pháp nhằm nâng cao chất lượng
trong công tác quản trị nguồn nhân lực. Mục
đích nghiên cứu này đưa ra các kết luận mang
tính học thuật cao, đề xuất giải pháp mang tính
khả thi nâng cao chất lượng trong công tác quản
trị nguồn nhân lực trong những năm đến và tầm
nhìn năm 2030.
2.2. Động năng làm việc
Bài viết này, tác giả sử dụng quan điểm của
FredericHerzberg (1959) về động lực làm việc
trong tác phẩm “The motivation to work”. “Động
lực làm việc là sự khao khát và tự nguyện của
người lao động để tăng cường nỗ lực nhằm
hướng tới việc đạt các mục tiêu của tổ chức” [3].
2.3. Mối quan hệ giữa sự hài lòng và động
năng làm việc của công chức
Theo Hulin và Judge (2003) cho rằng sự
thỏa mãn trong công việc là trạng thái cảm xúc
tích cực bắt nguồn từ việc đánh giá của nhân
viên trong trải nghiệm công việc. Trải nghiệm
bao gồm tính chất, đặc điểm công việc và bối
cảnh làm việc, mức lương thưởng, sự công
nhận thành tích và năng lực, quan hệ với giám
sát viên, cộng sự và khả năng thăng tiến. Sự bất
mãn diễn ra khi không đạt được các kỳ vọng
này. Mối quan hệ giữa sự hài lòng và động
năng làm việc gồm có ba đặc điểm sau: Không
thể nhìn thấy sự hài lòng của nhân viên trong
công việc, sự hài lòng của nhân viên trong công
việc và thái độ công việc thường đi song hành
với nhau. [4] Sự hài lòng của nhân viên trong
công việc thường được quyết định bởi kết quả
công việc đối với kỳ vọng, được liên kết chặt
chẽ với hành vi mỗi người ở nơi làm việc. Điều
này có nghĩa là nếu một cá nhân nào đó hài
lòng với công việc mà họ đang đảm nhận thì họ
sẽ có những hành vi tích cực tại nơi làm việc.
Nếu nhân viên làm việc trong tổ chức cảm thấy
rằng họ đang làm việc chăm chỉ hơn những
người khác nhưng nhận được phần thưởng thấp
hơn, được ghi nhận ít hơn thì khả năng cao là
2. Cơ sở lý luận
2.1. Sự hài lòng
Theo Kotler (2012), sự hài lòng là mức độ
của trạng thái cảm giác của một người bắt
nguồn từ việc so sánh kết quả thu được từ sản
phẩm/dịch vụ với những kỳ vọng của người đó.
Kỳ vọng ở đây được xem là ước mong hay
mong đợi của con người. Nó bắt nguồn từ nhu
cầu cá nhân, kinh nghiệm trước đó và thông tin
bên ngoài như quảng cáo, thông tin truyền
miệng của bạn bè, gia đình [1].
Theo Oliver (1985), sự hài lòng là phản ứng
của người tiêu dùng đối với việc được đáp ứng
những mong muốn. Định nghĩa này có hàm ý
rằng sự thỏa mãn chính là sự hài lòng của
người tiêu dùng trong việc tiêu dùng sản phẩm
hoặc dịch vụ do nó đáp ứng những mong muốn
của họ, bao gồm cả mức độ đáp ứng trên mức
mong muốn và dưới mức mong muốn.
Võ Tiến Sĩ / Tạp chí Khoa học và Công nghệ Đại học Duy Tân 01(44) (2021) 111-123
113
họ sẽ không hài lòng thậm chí có hành vi tiêu
cực đối với công việc, với người quản lý và
đồng nghiệp. Mặt khác, nếu họ cảm thấy họ
được trả lương công bằng và tổ chức ghi nhận,
họ sẽ hài lòng với công việc và thể hiện bằng
những hành vi tích cực. Sự hài lòng có thể coi
là kết quả của động cơ thúc đẩy làm việc. Khi
động viên nhân viên hiệu quả sẽ làm nhân viên
được khích lệ, có động năng làm việc. Động cơ
thúc đẩy cũng có thể coi là kết quả của sự hài
lòng. Khi nhân viên thấy hài lòng, họ sẽ có
động năng hoàn thành tốt nhiệm vụ, giúp nhân
viên có tinh thần, thái độ và hành vi tích cực
trong mọi hoạt động của tổ chức.
3. Mô hình và giả thuyết nghiên cứu
3.1. Mô hình nghiên cứu
Bài báo đề xuất mô hình phân tích các nhân
tố tác động đến hài lòng làm việc của nhân viên
Ngân hàng Thương mại Sài Gòn - Hà Nội, chi
nhánh Đà Nẵng với 7 thành phần gồm: Tính
chất công việc; Đào tạo và thăng tiến; Tiền
lương; Phúc lợi; Môi trường làm việc; Quan hệ
đồng nghiệp; Lãnh đạo.
Tính chất công việc
Đào tạo và thăng tiến
H1
H2
Tiền lương
Phúc lợi
H3
Sự hài lòng
H4
H5
Môi trường làm việc
Quan hệ đồng nghiệp
H6
H7
Lãnh đạo
Hình 1: Mô hình nghiên cứu
Giả thuyết H2: Mối quan hệ tuyến tính giữa
Đào tạo và thăng tiến và sự hài lòng của nhân
viên Ngân hàng Thương mại Sài Gòn - Hà Nội,
Chi nhánh Đà Nẵng
3.2. Giả thuyết nghiên cứu
Để đạt được mục tiêu nghiên cứu, tác giả đề
xuất một số giả thuyết nghiên cứu sau:
Giả thuyết H1: Mối quan hệ tuyến tính giữa
Tính chất công việc và sự hài lòng của nhân
viên Ngân hàng Thương mại Sài Gòn - Hà Nội,
Chi nhánh Đà Nẵng.
Giả thuyết H3: Mối quan hệ tuyến tính giữa
Tiền lương và sự hài lòng của nhân viên Ngân
hàng Thương mại Sài Gòn - Hà Nội, Chi nhánh
Đà Nẵng.
114
Võ Tiến Sĩ / Tạp chí Khoa học và Công nghệ Đại học Duy Tân 01(44) (2021) 111-123
Giả thuyết H4: Mối quan hệ tuyến tính giữa
trong và ngoài nước, các dữ liệu trên internet về
các vấn đề liên quan đến bài viết nghiên cứu này.
Chế độ phúc lợi và sự hài lòng của nhân viên
Ngân hàng Thương mại Sài Gòn - Hà Nội, Chi
nhánh Đà Nẵng.
Số liệu sơ cấp
Theo Hair & cộng sự (2006), phân tích
nhân tố khám phá EFA (exploratory factor
analysis), kích thước mẫu tối thiểu là 50 (tốt
hơn là 100) và có tỷ lệ giữa biến quan sát biến
đo lường là 5:1[5]. Số lượng biến là 7 và 28
biến quan sát. Nghiên cứu này cần đảm bảo
kích thước mẫu tối thiểu là n1 = 5 x m (m là số
câu hỏi) = 5 x 28 = 140. Phân tích hồi quy đa
biến (Tabachnick và Fidell, 1996), n2 = 50 + 8
x p (p: số biến độc lập) = 50 + 8 x 7 = 106; như
vậy, số mẫu của nghiên cứu n = max (n1, n2) =
140. Tuy nhiên để tăng độ tin cậy và đề phòng
có phiếu khảo sát phải loại bỏ do không hợp lệ,
tác giả quyết định lựa chọn kích thước mẫu của
nghiên cứu là 270 mẫu [6].
Giả thuyết H5: Mối quan hệ tuyến tính giữa
Môi trường làm việc và sự hài lòng của nhân
viên Ngân hàng Thương mại Sài Gòn - Hà Nội,
Chi nhánh Đà Nẵng.
Giả thuyết H6: Mối quan hệ tuyến tính giữa
Mối quan hệ với đồng nghiệp và sự hài lòng
của nhân viên Ngân hàng Thương mại Sài Gòn
- Hà Nội, Chi nhánh Đà Nẵng.
Giả thuyết H7: Mối quan hệ tuyến tính giữa
Lãnh đạo và sự hài lòng của nhân viên
Ngân
hàng Thương mại Sài Gòn - Hà Nội, Chi nhánh
.
Đà Nẵng
Trong nghiên cứu này tất cả các biến quan
sát đo lường các nhân tố tác động đến sự hài
lòng của nhân viên Ngân hàng Thương mại cổ
phần Sài Gòn - Hà Nội, Chi nhánh Đà Nẵng
được sử dụng thang đo Likert 5 mức độ các chi
tiết này được đánh giá theo thang điểm từ 1 đến
5. Trong đó 1 là hoàn toàn không đồng ý, 2 là
không đồng ý, 3 là bình thường, 4 là đồng ý, 5
là hoàn toàn đồng ý và cho thấy có 7 nhóm
thang đo tiềm năng (có tổng số 28 biến quan
sát) tác động đến sự hài lòng công việc của
nhân viên, 1 thang đo là 1 chỉ tiêu đại diện cho
sự hài lòng công việc của nhân viên.
Nghiên cứu dùng phương pháp định tính
được thể hiện bằng kỹ thuật thảo luận trực tiếp
và thảo luận theo nhóm nhằm điều chỉnh, bổ
sung các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của
nhân viên Ngân hàng Thương mại Sài Gòn - Hà
Nội, Chi nhánh Đà Nẵng và mô hình nghiên
cứu đề xuất, điều chỉnh thang đo phù hợp với
thực tiễn hoạt động tại Chi nhánh. Bên cạnh đó
nghiên cứu sử dụng phương pháp phân tích
định lượng.
4.2. Phương pháp phân tích
4. Phương pháp nghiên cứu
Đánh giá độ tin cậy của số liệu sử dụng
trong thang đo sử dụng hệ số tin cậy
Cronbach’s Alpha để kiểm tra độ tin cậy của số
liệu sử dụng trong thang đo. Phương pháp này
cho phép người phân tích loại bỏ các biến
không phù hợp, hạn chế các biến rác trong quá
trình nghiên cứu và đánh giá độ tin cậy của số
liệu thông qua hệ số Cronbach’s Alpha. Những
biến có hệ số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0,3
sẽ bị loại. Thông thường thang đo có
cronbach’s Alpha từ 0,7 đến 0,8 là sử dụng
được (theo Nunally & Burnstein 1994; Hoàng
Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005) [7].
Để phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến sự hài
lòng trong công việc của nhân viên Ngân
hàng Thương mại cổ phần Sài Gòn - Hà Nội, Chi
nhánh Đà Nẵng tác giả thực hiện các bước sau:
4.1. Nguồn số liệu
Số liệu thứ cấp
Dữ liệu thứ cấp được thu thập từ nhiều
nguồn thông tin khác nhau, như: sách, giáo
trình liên quan đến quản trị kinh doanh, các bài
báo, hội thảo khoa học, các công trình nghiên
cứu đã được công bố, các luận văn thạc sĩ, tiến sĩ
Võ Tiến Sĩ / Tạp chí Khoa học và Công nghệ Đại học Duy Tân 01(44) (2021) 111-123
115
Phân tích nhân tố khám phá (EFA): Sau khi
5. Kết quả nghiên cứu
đánh giá độ tin cậy của thang đo bằng hệ số
Cronbach’s Alpha và loại đi các biến không
đảm bảo độ tin cậy, phân tích nhân tố khám phá
là kỹ thuật được sử dụng nhằm thu nhỏ và tóm
tắt các dữ liệu (theo Nguyễn Đình Thọ &
Nguyễn Thị Mai Trang, 2009) [8]. Phân tích
hồi quy tuyến tính để đánh giá mức độ phù hợp
của mô hình thì việc phân tích hồi quy là cực
kỳ quan trọng. Đưa biến vào phân tích hồi quy
theo phương pháp Enter: Tất cả các biến được
đưa vào một lần; kiểm tra hệ số R bình phương
hiệu chỉnh (Adjusted R Square) để xét mức độ
phù hợp của mô hình; kiểm tra các giá trị
Sig < 0,05 và hệ số F trong bảng ANOVA để
kiểm chứng mức độ phù hợp của mô hình hồi
quy với tổng thể mẫu; đánh giá mức độ mạnh
hay yếu của các biến lên mức độ quan trọng
thông qua các hệ số Beta Coefficient (Nguyễn
Đình Thọ, 2011). Phương trình hồi quy có
dạng: Yi = β0 + β1X1 + β2X2 + β3X3 + … +
βnXn + ε. (Trong đó: Yi: biến phụ thuộc, Xi:
biến độc lập thứ i, β0: hằng số hồi quy, βp: hệ
số hồi quy riêng phần, ε: sai số ngẫu nhiên).
5.1. Thông tin chung về mẫu điều tra
Để đánh giá được các nhân tố ảnh hưởng tới
sự hài lòng của nhân viên, nghiên cứu này tiến
hành khảo sát 270 mẫu. Kết quả dữ liệu thu
được 246 phiếu khảo sát hợp lệ và 24 phiếu
khảo sát không hợp lệ. Dữ liệu thu thập từ 246
phiếu hợp lệ sẽ được sử dụng cho các phân tích.
Giới tính: Kết quả mẫu khảo sát đối tượng
nghiên cứu này được chia tỷ lệ nam và nữ.
Trong đó, tỷ lệ nam chiếm 65,04% và tỷ lệ nữ
chiếm 34,96%. Khảo sát theo giới tính nam và
nữ nhằm làm cho mẫu có tính đại diện và giúp
chúng ta biết được đối tượng nào hài lòng về
công việc nhiều hơn.
Độ tuổi: Kết quả đối tượng khảo sát trong
mẫu thu thập được chia thành 4 bậc. Đối tượng
có độ tuổi (tuổi từ 22 đến 30) có 76 người,
chiếm tỷ lệ 30,9%; đối tượng có độ tuổi (từ 30
đến 40) có 74 người, chiếm tỷ lệ 30,1%; đối
tượng có độ tuổi 41 đến 50 có 56 người, chiếm
tỷ lệ 22,8%; đối tượng có độ tuổi từ 51 đến 60
tuổi có 40 người, chiếm tỷ lệ 16,3%.
Trình độ: Kết quả khảo sát trình độ của đối
tượng khảo sát trong mẫu thu thập được chia
thành 3 bậc, Đối tượng có trình độ trung cấp,
cao đẳng có 42 người, chiếm tỷ lệ 17,1%, đối
tượng có trình độ Đại học có 156 người, chiếm
tỷ lệ cao nhất là 63,4%; đối tượng có trình độ
sau đại học có 48 người, chiếm 19,5%.
Kết quả hồi quy được dùng để phân tích: (i)
Đánh giá độ phù hợp của mô hình hồi quy đa
biến thông qua chỉ số R2; (ii) đánh giá ý nghĩa
mô hình thông qua F test; (iii) xác định mức độ
hài lòng của nhân viên thông qua hệ số β. Nhân
tố có hệ số β càng lớn thì có thể kết luận là các
nhân tố đưa ra có ý nghĩa càng cao. Nghiên cứu
định lượng được thực hiện điều tra, khảo sát
246 cán bộ, nhân viên. Dữ liệu thu thập được
kiểm định Cronbach’s Alpha và phân tích nhân
tố khám phá EFA, phân tích tương quan
pearson, phân tích hồi quy tuyến tính, dữ liệu
được xử lý bằng phần mềm thống kê SPSS 20,
xác định mức độ tác động của các nhân tố ảnh
hưởng đến sự hài lòng của nhân viên làm việc
tại Ngân hàng Thương mại Sài Gòn - Hà Nội,
Chi nhánh Đà Nẵng.
Thâm niên công tác: Kết quả khảo sát thâm
niên công tác trong ngành của đối tượng khảo
sát trong mẫu thu thập được chia thành 5 bậc,
đối tượng có thâm niên công tác dưới 5 năm có
77 người, chiếm 31,3%; đối tượng có thâm niên
công tác từ 5 đến dưới 10 năm có 43 người,
chiếm 17,5%; đối tượng có thâm niên công tác
trong ngành từ 10 năm đến dưới 15 năm có 50
người, chiếm 20,3%; đối tượng thâm niên công
tác trên 15 năm đến dưới 20 năm: 39 người,
chiếm 15,9% còn lại đối tượng chiếm tỷ lệ thấp
116
Võ Tiến Sĩ / Tạp chí Khoa học và Công nghệ Đại học Duy Tân 01(44) (2021) 111-123
Kết quả thống kê giá trị trung bình của các
biến quan sát khá cao và có giá trị từ 3,43 đến
4,39. Biến quan sát LD2, LD4, TCCV4, TL4 có
giá trị trung bình lần lượt là 2,63; 2,71; 2,83 và
2,83 tương đối thấp so với cấp độ 5 bậc thang
đo Likert. Mức độ hài lòng về công việc của
nhân viên có sự khác biệt và giá trị của biến
phụ thuộc mức độ hài lòng là 3,75 đến 3,83.
Kết quả này khá cao cho thấy mức độ hài lòng
về công việc của nhân viên Ngân hàng Thương
mại cổ phần Sài Gòn - Hà Nội có sự khác biệt
nhưng mức độ hài lòng với công việc hiện tại là
tương đối cao.
nhất có thâm niên làm việc trong ngành trên 20
năm có 37 người, chiếm tỷ lệ 15%.
Chức vụ chuyên môn: Kết quả khảo sát
chức vụ công tác cho thấy chức vụ của đối
tượng khảo sát trong mẫu thu thập được chia
thành 2 bậc, đối tượng khảo sát bậc viên chức,
công chức có 189 người, chiếm 76,8%; đối
tượng bậc lãnh đạo cấp trưởng, phó phòng trở
lên có 57 người, chiếm 23,3%.
5.2. Phân tích nhân tố ảnh hưởng đến sự hài
lòng của nhân viên ngân hàng Thương mại
Sài Gòn - Hà Nội, Chi nhánh Đà Nẵng
Bảng 1. Kết quả thống kê mô tả các nhân tố
5.2.1. Thống kê mô tả
Nhân tố N Minimum Maximum Mean Std. Deviation
TCCV1 246 5 4,39 .799
TCCV2 246 5 4,31 .854
1
1
TCCV3 246
TCCV4 246
DTT1 246
DTT2 246
DTT3 246
DTT4 246
DTT5 246
TL1 246
TL2 246
TL3 246
TL4 246
PL1 246
PL2 246
PL3 246
PL4 246
MTLV1 246
MTLV2 246
MTLV3 246
DN1 246
DN2 246
DN3 246
DN4 246
LD1 246
LD2 246
LD3 246
LD4 246
LD5 246
HL1 246
1
1
1
1
1
2
1
1
1
2
1
1
2
1
1
1
2
1
2
1
2
1
1
1
1
1
2
2
5 3,58
5 2,83
5 4,36
5 4,34
5 3,60
5 4,09
5 4,27
5 4,26
5 3,54
5 4,26
5 2,83
5 4,31
5 4,13
5 4,35
5 3,65
5 4,00
5 4,02
5 4,06
5 4,32
5 3,67
5 4,30
5 4,33
5 3,43
5 2,71
5 4,17
5 2,63
5 4,22
5 3,78
.793
.971
.809
.826
.770
.561
.834
.852
.910
.883
1.013
.863
.657
.871
.876
.835
.808
.808
.851
.803
.856
.810
.844
.954
.961
.938
.851
.694
Võ Tiến Sĩ / Tạp chí Khoa học và Công nghệ Đại học Duy Tân 01(44) (2021) 111-123
117
HL2 246
HL3 246
HL4 246
Valid N 246
1
2
2
5 3,80
5 3,75
5 3,83
.734
.670
.710
(Nguồn: Số liệu phân tích với SPSS 20.0)
5.2.2. Kiểm định độ tin cậy cho các biến độc
lập và biến phụ thuộc
b, Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA
biến phụ thuộc
+ Phân tích Cronbach’s Alpha: Kết quả phân
tích kiểm định độ tin cậy cronbach alpha cho
thấy 7 thành phần của thang đo các nhân tố tác
động đến hài lòng của nhân viên ngân hàng cổ
phần Sài Gòn - Hà Nội, chi nhành Đà Nẵng đều
đạt độ tin cậy tốt. Tất cả đều có hệ số
Cronbachs Alpha lớn hơn 0,6 và hệ số tương
quan biến tổng của các biến đều lớn hơn 0.3.
Kết quả phân tích nhân tố khám phá biến
phụ thuộc gồm 4 thành phần được đưa vào
phân tích nhân tố, kết quả tổng quan. Hệ số
KMO = 0,817 ≥ 0,5 do đó kết luận phân tích
nhân tố là phù hợp. Kiểm định Bartlett’s Test
có Sig. = 0,000 ≤ 0,05 thỏa mãn điều kiện,
chứng tỏ các biến quan sát có tương quan với
nhau trong tổng thể. Eigenvalue = 2,712 > 1 đại
diện cho phần biến thiên được giải thích bởi
mỗi nhân tố thì nhân tố rút ra có ý nghĩa tóm tắt
thông tin tốt nhất. Tổng phương sai trích =
67,799% > 50% chứng tỏ 67,799% biến thiên
của dữ liệu được giải thích bởi 1 nhân tố được
trích ra.
+ Đánh giá độ tin cậy của thang đo đối với
biến phụ thuộc
Kết quả kiểm định độ tin cậy của thang đo
của biến phụ thuộc cho thấy các quan sát đều
có hệ số tương quan biến tổng Corrected Item -
Total Correlation lớn hơn 0.3 và có hệ số
Cronbach’s Alpha lớn hơn 0,6, nên thang đo
hài lòng công việc của biến phụ thuộc thể hiện
độ tin cậy cao đạt yêu cầu vài sử dụng cho các
phân tích tiếp theo.
Với 4 biến quan sát của biến phụ thuộc được
đưa vào để phân tích đã gom thành 1 nhân tố và
tất cả các biến số đều có hệ số tải nhân tố
Factor Loading > 0,5. Các biến quan sát đều có
trọng số nhân tố lớn hơn 0,5 và đạt yêu cầu do
đó thang đo đạt giá trị hội tụ. Các biến quan sát
của các nhân tố trong mô hình nghiên cứu đã đề
xuất được giữ nguyên, ngoại trừ biến quan sát
DTT4 của nhân tố lãnh đạo trực tiếp và PL2
của nhân tố phúc lợi bị loại.
5.2.3. Phân tích nhân tố khám phá EFA
a, Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA
biến độc lập
Kết quả hệ số KMO = 0.876 và kiểm định
Bartlet’s có sig = 0.00 ≤ 0,05, chứng tỏ các biến
quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể.
Tổng phương sai trích = 65,994% > 50%, điều
này chứng tỏ 65,994% biến thiên của dữ liệu
được giải thích bởi 7 nhân tố. Với 28 biến quan
sát của biến độc lập được đưa vào để phân tích
đã gom thành 7 nhân tố, loại biến DTT4 do biến
này có hệ số tải nhỏ hơn 0,5 và loại biến PL2 do
biến này tải lên ở cả 2 nhân tố. Còn lại 26 biến
quan sát của biến độc lập, tất cả các biến số đều
có hệ số tải nhân tố Factor Loading > 0,5.
c, Mô hình nghiên cứu chính thức
Từ các nhân tố được đưa ra sau khi chạy
nhân tố khám phá và việc đặt tên các nhân tố
mới, mô hình nghiên cứu đề xuất sẽ được hiệu
chỉnh lại cho phù hợp với các nhân tố mới. Mô
hình nghiên cứu mới được hiệu chỉnh như sau:
Hài lòng = f (Tính chất công việc; Đào tạo và
thăng tiến; Tiền lương; Phúc lợi; Môi trường
làm việc; Đồng nghiệp; Lãnh đạo trực tiếp)
118
Võ Tiến Sĩ / Tạp chí Khoa học và Công nghệ Đại học Duy Tân 01(44) (2021) 111-123
HLC = β0 + β1TCCV + β2ĐT + β3TL +
β4PL+ β5MT + β6ĐN + β7LĐ
kê mới được đưa vào mô hình phân tích hồi quy
đa biến và kiểm tra mức độ tương quan giữa
các biến độc lập với nhau, có thể xuất hiện hiện
tượng đa cộng tuyến hay không. Hệ số tương
quan Pearson của nhân tố độc lập đều lớn hơn
0.3. Bên cạnh đó trong phân tích tương quan
Pearson giữa các biến độc lập với biến phụ
thuộc đều có giá trị Sig.= 0.000 < 0.05, điều
này cho thấy các kiểm định này đều có ý nghĩa
thống kê.
Hay YHL = f (X1+ X2+X3+X4+X5+X6+X7)
Trong đó: YHL: Biến phụ thuộc - mức độ hài
lòng công việc của nhân viên.
Các biến độc lập: X1: Tính chất công việc;
X2: Đào tạo, thăng tiến; X3: Tiền lương; X4:
Phúc lợi; X5: Môi trường làm việc; X6: Đồng
nghiệp; X7: Lãnh đạo trực tiếp.
5.2.4. Phân tích hồi quy đa biến
Kết quả phân tích trên cho thấy tất cả các giá
trị Sig. tương quan Pearson giữa các biến độc
lập với biến phụ thuộc đều nhỏ hơn 0.05. Như
vậy các biến độc lập đều có tương quan tuyến
tính với biến phụ thuộc và các biến độc lập sẽ
được đưa vào mô hình phân tích hồi quy đa
biến là phù hợp.
Phân tích tương quan Pearson trước khi thực
hiện phân tích hồi quy đa biến giúp kiểm tra sự
tương quan giữa các biến độc lập với các biến
phụ thuộc đưa vào mô hình và mức độ tương
quan mạnh, yếu và có ý nghĩa thống kê giữa
các biến như thế nào. Chỉ các biến độc lập có
tương quan với biến phụ thuộc có ý nghĩa thống
Bảng 2: Phân tích hồi quy đa biến
Hệ số hồi quy
Hệ số hồi quy chưa
chuẩn hóa
Hệ số hồi quy đã
chuẩn hóa
Thống kê đa cộng tuyến
Độ Hệ số phóng
Mực ý
nghĩa
Sig.
Mô
hình
t
Sai số
B
Beta
chấp đại phương sai
chuẩn
nhận
VIF
Hằng số -.383
.190
.039
.041
.034
.031
.035
.036
.032
-2,016
5,728
6,872
2.,53
3,175
5,992
2,288
2,208
.045
.000
.000
.015
.002
.000
.023
.028
TCCV
DTT
TL
.225
.282
.084
.098
.208
.082
.070
.258
.309
.108
.127
.255
.094
.087
.621
.624
.653
.795
.699
.748
.822
1,610
1,602
1,531
1,259
1,431
1,337
1,217
PL
MTLV
DN
LD
R2 chưa chuẩn hóa: 0.700
R2 đã chuẩn hóa: 0,691
(Nguồn: Số liệu phân tích với SPSS 20.0)
Từ kết quả trên, thực hiện các bước sau:
Likert hằng số này không có ý nghĩa nhận xét,
vậy nên sig của Constant dù lớn hay nhỏ hơn
0.05, hằng số âm hay dương đều không quan
trọng. Kết quả hồi quy cho thấy tất cả các biến
đều có sự tác động lên biến phụ thuộc do sig
kiểm định t của từng biến độc lập đều nhỏ hơn
0,05. Hệ số VIF các biến độc lập đều nhỏ hơn
10, như vậy không có đa cộng tuyến xảy ra.
- Kiểm định hệ số hồi quy đa biến cho biến
độc lập và biến phụ thuộc, các nhân tố đều có
giá trị Sig. < 0,05 thỏa mãn điều kiện nên các
biến này có tương quan với “Hài lòng công
việc” với độ tin cậy 95%. Constant (hằng số)
trong phương trình hồi quy đại diện cho hệ số
góc. Đặc biệt các mô hình sử dụng thang đo
Võ Tiến Sĩ / Tạp chí Khoa học và Công nghệ Đại học Duy Tân 01(44) (2021) 111-123
119
Bảng 3: Đánh giá độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính.
Mô
hình
1
Sai số của ước
lượng chuẩn
.32144
Giá trị R
R 2
R 2 hiệu chỉnh
Giá trị Durbin-Watson
.836a
.700
.691
1,894
Nguồn: Số liệu phân tích với SPSS 20.0
Giá trị R2 đã chuẩn hóa phản ánh chính xác
mức độ phù hợp của mô hình so với tổng thể, ta
có giá trị R2 đã chuẩn hóa là 0,691, có nghĩa là
69,1% sự biến thiên hài lòng công việc của
nhân viên được giải thích bởi 7 nhân tố. Như
vậy các biến độc lập đưa vào chạy hồi quy ảnh
hưởng tới 69,1% sự thay đổi của biến phụ
thuộc. Sự ảnh hưởng của các nhân tố đến “Hài
lòng công việc” có mức ý nghĩa Sig. thỏa mãn
điều kiện < 0,05 nên có ý nghĩa thống kê. Do đó
các nhân tố độc lập “Tính chất công việc”, “Đào
tạo thăng tiến”; “Tiền lương”; “Phúc lợi”; “Môi
trường”;“Đồng nghiệp”, “Lãnh đạo” có ảnh
hưởng đến “Hài lòng công việc” được chấp nhận.
5.2.5. Kiểm định ANOVA
a, Kiểm định sự phù hợp của mô hình.
- Kiểm định F:
Bảng 4: Kết quả phân tích ANOVA
Tổng các bình
Mô hình
Hồi quy
Phần dư
Tổng cộng
df
Trung bình bình phương
F
Sig.
phương
57,293
24,591
81,883
7
238
245
8.185
.103
79.215
.000
Nguồn: Số liệu phân tích với SPSS 20.0
trên. Những nhân tố tác động mạnh đến sự hài
lòng công việc của nhân viên Ngân hàng thương
mại cổ phần Sài Gòn - Hà Nội, chi nhánh Đà
Nẵng bao gồm, thứ nhất: Tính chất công việc;
thứ hai: Đào tạo thăng tiến; thứ ba: Môi trường
làm việc; thứ tư: Phúc lợi, tiền thưởng; thứ năm:
Tiền lương; thứ sáu: Đồng nghiệp; nhân tố tác
động yếu là Lãnh đạo trực tiếp.
Kết quả phân tích ANOVA cho thấy giá trị
thống kê F = 79,215 và giá trị Sig. = 0,000
< 0,05 cho thấy mô hình sử dụng là phù hợp với
tập dữ liệu và các biến đều đạt được chấp nhận.
b, Phương trình hồi quy
Ta có phương trình hồi quy chuẩn hóa:
YHL = 0.528*X1 + 0.309*X2 + 0.108*X3 +
0.127*X4 + 0.255*X5 + 0.094*X6 + 0.087*X7
c, Kiểm định hiện tượng phương sai sai số
Hay: Hài lòng = 0,528*(Tính chất công việc)
+ 0,309* (Đào tạo thăng tiến) + 0,255 * (Môi
trường làm việc) + 0,127* (Phúc lợi) + 0,108*
(Tiền lương) + 0,094 * (Đồng nghiệp) + 0,087*
(Lãnh đạo trực tiếp). Như vậy, mức độ hài lòng
của nhân viên đều phụ thuộc vào các nhân tố
Hiện tượng phương sai sai số thay đổi làm
cho ước lượng hồi quy không chính xác và làm
cho việc kiểm định giả thiết không đáng tin
cậy.
120
Võ Tiến Sĩ / Tạp chí Khoa học và Công nghệ Đại học Duy Tân 01(44) (2021) 111-123
(Nguồn: Số liệu phân tích với SPSS 20.0)
Hình 2: Biểu đồ Histogram về sự hài lòng của nhân viên Ngân hàng Thương mại cổ phần Sài Gòn - Hà Nội,
Chi nhánh Đà Nẵng
Biểu đồ cho thấy đường cong phân phối
Biểu đồ SCATTER cho thấy phần dư chuẩn
hóa phân bổ tập trung xunh quanh đường tung
độ 0, do vậy giả định quan hệ tuyến tính không
bị vi phạm.
chuẩn nằm trên biểu đồ tần số. Giá trị trung
bình Mean gần bằng 0, độ lệch chuẩn là 0.986
(gần bằng 1), phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn.
Do đó ta kết luận hai sai số của mô hình hồi
quy tuân theo quy luật phân phối chuẩn.
d, Kiểm định giả thuyết mô hình nghiên cứu
Căn cứ vào kết quả phân tích hồi quy đa
biến trên và các giả thuyết về mô hình, kết quả
nghiên cứu cho thấy rằng, có 7 biến đưa vào
mô hình thì có 7 biến có ý nghĩa thống kê với
mức ý nghĩa là 0,5%. Do đó giả thuyết là phù
hợp với mô hình ước lượng, cụ thể được trình
bày trong bảng tóm tắt sau:
Biểu đồ Normal probability plot về sự hài
lòng của nhân viên ngân hàng SHB, Chi nhánh
Đà Nẵng cho thấy các điểm quan sát không
phân tán xa so với đường thẳng kỳ vọng. Các
điểm phân vị trong phân phối của phần dư tập
trung thành một đường chéo. Như vậy, giả định
phân phối chuẩn của phần dư không bị vi
phạm. Mô hình hồi quy của nghiên cứu này
không bị hiện tượng phương sai sai số; Do đó,
kết quả ước lượng cho nghiên cứu là chính xác.
5.2.6. Kiểm định sự khác biệt về sự hài lòng đối
với các biến kiểm soát
a, Kiểm định sự khác biệt về sự hài lòng giữa
nam và nữ:
Các điểm phân vị trong phân phối của phần
dư tập trung thành 1 đường chéo, như vậy, giả
định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi
phạm.
Bảng 5: Kết quả kiểm định sự khác biệt về
sự hài lòng giữa nam và nữ
Võ Tiến Sĩ / Tạp chí Khoa học và Công nghệ Đại học Duy Tân 01(44) (2021) 111-123
121
Kiểm định
Kiểm định t-test
Levene
Sig.
Khác biệt
Sai số độ
lệch chuẩn
F
Sig.
t
df
(2-tailed) trung bình
Giá trị phương sai
bằng nhau
Giá trị phương sai
không bằng nhau
.046 .830 -.214
244
.830
.830
-.01661
-.01661
.07745
HL
-.215 175,750
.07719
(Nguồn: Số liệu phân tích với SPSS 20.0)
Kiểm định Levene’s Test được tiến hành và
cho kết quả giá trị Sig. = 0,830 > 0,05 cho thấy
phương sai của HL giữa hai giới tính là bằng
nhau ở mức ý nghĩa 95%. Ta sử dụng kết quả
sig kiểm định t hàng Giá trị phương sai bằng
nhau (Equal variances assumed). Sig kiểm định
t bằng 0,830 > 0,05, như vậy không có khác
biệt ở sự hài lòng giữa các nhân viên có giới
tính khác nhau.
b, Kiểm định sự khác biệt về HL giữa nhóm tuổi
khác nhau
Bảng 6: Kết quả Test of Homogeneity of
Variances
Thống kê Levene
.999
df1
df2
Sig.
3
242
.394
(Nguồn: Số liệu phân tích với SPSS 20.0)
Kết quả Test of Homogeneity of Variances,
với mức ý nghĩa Sig. = 0,394 > 0,05 nên chấp
nhận giả thuyết phương sai của HL là giống
nhau giữa các nhóm tuổi khác nhau ở độ tin cậy
95%. Do vậy, kết quả phân tích ANOVA được
sử dụng.
Bảng 7: Kết quả ANOVA
Tổng các bình phương
df
Trung bình bình phương
F
Sig.
.151
Giữa các nhóm
Nội bộ nhóm
Tổng cộng
1,772
80,111
81,883
3
242
245
.591 1,784
.331
(Nguồn: Số liệu phân tích với SPSS 20.0)
Theo bảng ANOVA, giá trị Sig. = 0,151 >
0,05 nên có thể kết luận không có sự khác biệt
về HL giữa các nhóm tuổi khác nhau.
6. Kết luận và giải pháp
6.1. Kết luận
Kết quả phân tích tất cả 7 giả thuyết nghiên
cứu đều được chấp nhận, nghĩa là các mối quan
hệ giữa Tính chất công việc, Đào tạo thăng tiến,
Tiền lương, Phúc lợi, Môi trường làm việc,
Đồng nghiệp và Lãnh đạo trực tiếp với sự hài
lòng của nhân viên Ngân hàng Thương mại cổ
phần Sài Gòn - Hà Nội, Chi nhánh Đà Nẵng
đều có ý nghĩa thống kê. Nghiên cứu kỳ vọng
đóng góp vào sự phát triển bền vững, gắn bó
dài lâu của nhân viên tại Ngân hàng Thương
Tóm lại, kết quả kiểm định sự khác biệt về
hài lòng công việc của nhân viên Ngân hàng
SHB, CN Đà Nẵng theo các đặc điểm cá nhân
cho thấy: không có sự khác biệt về hài lòng
trong công việc khi xét trên phương diện giới
tính nam nữ, phân loại theo độ tuổi và chức vụ.
Tuy nhiên sự hài lòng về công việc của nhân
viên Ngân hàng Thương mại Sài Gòn - Hà Nội,
Chi nhánh Đà Nẵng có sự khác biệt nếu xét trên
phương diện trình độ và thâm niên công tác.
122
Võ Tiến Sĩ / Tạp chí Khoa học và Công nghệ Đại học Duy Tân 01(44) (2021) 111-123
mại Sài Gòn - Hà Nội, Chi nhánh Đà Nẵng.
Nghiên cứu đề xuất giải pháp giúp các nhà
quản lý của Ngân hàng Thương mại Sài Gòn -
Hà Nội, Chi nhánh Đà Nẵng hoàn thiện các
nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng công việc
của nhân viên. Kết quả nghiên cứu có 7 nhân tố
ảnh hưởng đến sự hài lòng của nhân viên. Do
đó, để cải thiện sự hài lòng đối với công việc
của nhân viên Ngân hàng Thương mại Sài Gòn
- Hà Nội, Chi nhánh Đà Nẵng cần tập trung cải
thiện 7 nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng, đó
là: Tính chất công việc; Đào tạo và thăng tiến;
Đồng nghiệp; Môi trường làm việc; Tiền lương;
Phúc lợi; Lãnh đạo trực tiếp.
nhánh Đà Nẵng. Về cơ hôi
hàng cần có chính sách ưu đãi tạo điều kiện
công bằng cho tất cả các nhân viên. Thưc tê
nhiêu can bô chu chôt câp cao tai Ngân
hàng Thương mại Sài Gòn - Hà Nội, Chi nhánh
̣
thăng tiến, ngân
̣
́,
̀
̣
́
́
̣
̉
́
̉
Đà Nẵng co tuôi đơi kha tre, có cơ hôi đao tao,
̣
̣
̉
́
̀
́
̀
̉
thư thach va bô nhiêm lên cac vị trí công việc
̣
̉
́
̀
́
mơi. Sau đào tạo, ngân hàng cần tạo điều kiện
́
để mọi nhân viên có cơ hội ứng dụng khoa học
̉
công nghệ vào thực tiễn. Thường xuyên kiêm
tra, giám sát, theo dõi hiệu quả làm việc của các
̣
vị trí quản lý va co nhưng đanh gia kip thơi.
̀
̀
́
̃
́
́
̉
Tao
luân chuyên vi
năng để lan toa sức sang tao
̣
cơ hôi
̣
thăng tiê
́
n, phat triên nghê
̀
nghiêp
tri đối vơi cán bộ tre co tiềm
́
̣
,
́
̉
̣
̉
́
́
̣
, sự chuyên nghiêp
̣
,
̉
́
6.2. Giải pháp
gop phâ
̀n đổi mới phong cách làm việc, tạo điều
́
6.2.1. Đối với nhân tố Tính chất công việc
kiện thuận lợi cho nhân viên nghiên cứu chuyên
sâu lĩnh vực chuyên môn. Hoạch định chiến
lược đào tạo và phát triển nguồn nhân lực để
nhân viên tin tưởng, hài lòng với công việc
đang thực hiện. Lãnh đạo trực tiếp cần cập nhật
thường xuyên, điều chỉnh cho phù hợp khi có
biến động về nguồn nhân lực cũng như yêu cầu
nhiệm vụ trong từng thời kỳ.
Kết quả nghiên cứu, Tính chất công việc là
nhân tố tác động mạnh nhất đến sự hài lòng của
nhân viên tại Ngân hàng Thương mại cổ phần
Sài Gòn - Hà Nội, Chi nhánh Đà Nẵng đã đánh
giá mức trung bình Mean = 4,39 là cao nhất
trong các nhân tố. Điều này hoàn toàn phù hợp
với thực tế Ngân hàng Thương mại cổ phần Sài
Gòn - Hà Nội, Chi nhánh Đà Nẵng, hoạt động
trong một lĩnh vực cạnh tranh khốc liệt, phải
thường xuyên cung cấp các dịch vụ tài chính
phức tạp. Nhân tố bảo đảm cho sự thành công
của một ngân hàng thương mại chính là nguồn
nhân lực luôn sẵn sàng giải quyết mọi khó
khăn. Do đó các thách thức về chuyên môn
trong một ngành kinh doanh rộng lớn, đòi hỏi
kỹ năng phân tích của nhân viên. Làm việc
trong một môi trường đầy áp lực và có tính
phức tạp, hiểu rõ tính chất công việc để người
quản lý có những đánh giá kết quả công việc và
phương pháp hỗ trợ động viên nhân viên kịp
thời chính xác tạo động lực cho nhân viên gắn
bó và nâng cao hiệu quả lao động, sản xuất.
6.2.2. Đối với nhân tố Đào tạo và thăng tiến
Kết hợp đào tạo nội bộ với tiến cử nhân viên
đi đào tạo công nghệ hiện đại tại các quốc gia tiên
tiến. Đào tạo chính quy tập trung và cập nhật bồi
dưỡng kiến thức, kỹ năng, nghiệp vụ. Xây dựng
chính sách thu hút nhân tài song song với chính
sách đãi ngộ hợp lý. Bồi dưỡng ngoại ngữ, tin
học ứng dụng công nghệ thông tin toàn cầu. Xây
dựng quy trình bổ nhiệm hợp lý, bổ nhiệm những
người có đức, có năng lực thông qua hình thức thi
tuyển công khai để tạo sự cạnh tranh lành mạnh.
Khuyến khích và hỗ trợ tự nghiên cứu, học tập,
có sáng kiến cải tiến kỹ thuật nhằm nâng cao
trình độ của đội ngũ nhân viên. Từ đó đội ngũ
nhân viên sẽ có nhiều động lực để cống hiến cho
tổ chức, hiệu quả cao trong công việc.
6.2.3. Đối với nhân tố Đồng nghiệp
Đào tạo và thăng tiến là nhân tố tác động
mạnh thứ hai đến sự hài lòng của nhân viên
Ngân hàng Thương mại Sài Gòn - Hà Nội, Chi
Sự hợp tác của đồng nghiệp là nhân tố tác
động mạnh thứ ba đến hài lòng của nhân viên
Võ Tiến Sĩ / Tạp chí Khoa học và Công nghệ Đại học Duy Tân 01(44) (2021) 111-123
123
Ngân hàng Thương mại Cổ phần Sài Gòn - Hà
Nội, Chi nhánh Đà Nẵng. Do đặc thù làm việc
trong hệ thống tài chính ngân hàng nên có sự
hợp tác chặt chẽ, chia sẻ công việc giữa các
đồng nghiệp với nhau. Thiết kế các thành viên
thành một nhóm làm việc hiệu quả nhất, xây
dựng văn hóa doanh nghiệp làm việc nhóm,
hiểu biết tâm lý của từng cá nhân nhằm tạo ra
môi trường thuận lợi để mỗi cá nhân có thể
phát huy khả năng, sáng kiến. Thiết lập được ý
thức hỗ trợ trong công việc, cùng với sự hỗ trợ,
động viên của quản lý cấp trên sẽ giúp đồng
nghiệp làm việc hiệu quả mang lại lợi ích cao
nhất cho ngân hàng.
hoạt động văn hóa văn nghệ, thể dục thể thao;
cũng như thường xuyên tổ chức các phong trào
thi đua giữa các phòng ban, giữa các nhân viên,
giữa các nhóm và tập thể.
6.2.6. Đối với nhân tố Lãnh đạo trực tiếp
Lãnh đạo trực tiếp là nhân tố tác động mạnh
thứ bảy đến sự hài lòng của nhân viên tại Ngân
hàng Thương mại Sài Gòn - Hà Nội, Chi nhánh
Đà Nẵng. Kết quả này cho thấy tại Ngân
hàng Thương mại Sài Gòn - Hà Nội, Chi nhánh
Đà Nẵng đã có mối quan hệ tương đối tốt giữa
lãnh đạo với nhân viên cấp dưới. Lãnh đạo đã
có sự quan tâm, chia sẻ hỗ trợ nhân viên. Đối
với các cấp quản trị cần quan tâm hơn nữa công
tác lãnh đạo, động viên, khuyến khích thưởng
phạt công bằng, phân minh; luôn lắng nghe tâm
tư, nguyện vọng của nhân viên; tin tưởng nhân
viên, trao đổi ý kiến với họ trước khi ra quyết
định. Lãnh đạo phân công, bố trí sắp xếp nhân
viên phù hợp với trình độ chuyên môn từng
người; kịp thời hỗ trợ nhân viên khi họ gặp khó
khăn trong công việc; giúp đỡ để họ vượt qua
khó khăn và hoàn thành công việc. Lãnh đạo
cần gương mẫu trong công việc, tạo được sự tin
tưởng của nhân viên trong công tác quản trị,
điều hành.
6.2.4. Đối với nhân tố Môi trường làm việc
Môi trường làm việc là nhân tố tác động
mạnh thứ tư đến hài lòng của nhân viên Ngân
hàng Thương mại Sài Gòn - Hà Nội, Chi nhánh
Đà Nẵng. Môi trường làm việc là nơi nhân viên
gắn bó, làm việc thân thiện, gắn kết; tạo được
tâm lý thoải mái, thái độ phục vụ khách hàng ân
cần chu đáo cũng như tác phong xử lý nghiệp
vụ nhanh, gọn, an toàn, chính xác, Ngân
hàng Thương mại Cổ phần Sài Gòn - Hà Nội,
Chi nhánh Đà Nẵng cần xây dựng môi trường
làm việc chuyên nghiệp, đề cao tính độc lập
trong giải quyết công việc, xung đột, khiếu nại
khách hàng (nếu có xảy ra) một cách nhanh
chóng và thuyết phục.
Tài liệu tham khảo
[1] Kotler, P. and Armstrong, G. Principles of Marketing,
14th Edition, Global Edition, Pearson Prentice Hall,
(2012).
[2] Oliver, R. L. & W. O. Bearden, “Disconfirmation Processes
and Consumer Evaluations in Product Usage”, Journal of
Business Research, 13 (1985), 235-246.
[3] Thuyết hai nhân tố Frederic Herzberg (1959),
[4] Lê Thanh Dũng (2007). “ Các yếu tố động viên nhân
viên quản lý bậc trung và bậc cao”, Đại học mở
Thành phố Hồ Chí Minh, Saga.vn.
6.2.5. Đối với nhân tố Tiền lương, phúc lợi
Tiền lương là nhân tố ảnh hưởng đến hài
lòng công việc của nhân viên tại Ngân
hàng Thương mại cổ phần Sài Gòn - Hà Nội,
Chi nhánh Đà Nẵng có chính sách lương
thưởng tương đối tốt và đảm bảo cuộc sống cho
nhân viên. Đặc biệt trong giai đoạn hiện nay,
khi tính cạnh tranh của các ngân hàng ngày
càng cao dẫn đến hiện tượng “nhảy việc” của
nguồn nhân lực chất lượng cao. Song song với
chính sách phù hợp cần có khen thưởng và xử
phạt để khuyến khích nhân viên cống hiến hết
mình. Ngân hàng cần tổ chức cho nhân viên du
lịch, tham quan, học tập kinh nghiệm, tham gia
[5] Hair, J.F. Black, W.C,Babin, B,J, Anderson,
R,E.(2010), Multivariate Data anylysis, Prentice
Hall Upper Saddle River, NJ.
[6] Tabachnick, B,G, & Fidell, L,S, (1996) Using
Multivariate analysis (3rd) NewYord.
[7] Hoàng Trọng, Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2005). Phân
tích dữ liệu nghiên cứu với SPSS, Nhà xuất bản
Thống Kê.
[8] Nguyễn Đình Thọ (2011), Phương pháp nghiên cứu
khoa học trong kinh doanh, NXB Lao động và xã hội.
13 trang
4560
Bạn đang xem tài liệu "Các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của nhân viên Ngân hàng Thương mại Cổ phần Sài Gòn - Hà Nội, chi nhánh Đà Nẵng", để tải tài liệu gốc về máy hãy click vào nút Download ở trên
File đính kèm:
- cac_nhan_to_anh_huong_den_su_hai_long_cua_nhan_vien_ngan_han.pdf
