các chỉ báo trên, thang đo chính thức còn lại 23 biến quan sát ứng với 6 nhân tố được giả định có ảnh hưởng. Thang đo chính thức được xây dựng và cấu trúc lại dựa trên các biến quan sát có đủ độ tin cậy còn lại (Bảng 1.2 - phụ lục 7A).
Các biến quan sát và thang đo này sẽ tiếp tục được sử dụng trong bước tiếp theo của hoạt động nghiên cứu – phân tích nhân tố (Exploration Factor Analysis - EFA). Kiểm định Bartlett và đo lường sự thích hợp của dữ liệu cho thấy giá trị KMO (Bảng
2.1 Phụ lục 7A) là 0,771 > 0,5, Chi-Square là 5988,381 và Df là 253 nên Sig. hay p(Chi-square, df) = 0.000 < 0,05.
Áp dụng phương pháp xoay các nhân tố, kết quả cho thấy tất cả các biến này đều có ý nghĩa (giá trị > 0,5) và được trích thành 5 nhóm nhân tố thể hiện cụ thể ở Bảng
3.12 với phương sai trích tích lũy = 73,876% thỏa mãn điều kiện về phương sai tích lũy lớn hơn 50% (Bảng 2.2. Phụ lục 7A).
Bảng 3.12. Ma trận xoay nhân tố ảnh hưởng đến VHDN tại các NHTM nhà nước
Component | |||||
1 | 2 | 3 | 4 | 5 | |
LD2 | .919 | ||||
NV1 | .914 | ||||
LD3 | .894 | ||||
NV2 | .890 | ||||
LD4 | .874 | ||||
NV3 | .865 | ||||
LD1 | .805 | ||||
NV4 | .548 | ||||
CV1 | .905 | ||||
CV3 | .896 | ||||
CV5 | .891 | ||||
CV4 | .722 | ||||
CV2 | .653 | ||||
CT3 | .933 | ||||
CT2 | .926 | ||||
CT1 | .891 | ||||
KH2 | .914 | ||||
KH4 | .912 | ||||
KH1 | .690 | ||||
KH3 | .603 | ||||
HN3 | .848 | ||||
HN4 | .821 | ||||
HN2 | .804 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Tóm Tắt Quá Trình Hình Thành Của Hệ Thống Nhtmcp Tại Tỉnh Quảng Ngãi -
Kết Quả Nghiên Cứu Nhóm Biểu Hiện Phi Vật Thể -
Đánh Giá Loại Hình Văn Hóa Doanh Nghiệp Của Nhóm Ngân Hàng Thương Mại Nhà Nước Ở Tỉnh Quảng Ngãi -
Nhóm Các Ngân Hàng Thương Mại Tư Nhân Tỉnh Quảng Ngãi -
So Sánh Các Yếu Tố Ảnh Hưởng Đến Phát Triển Vhdn Tại Các Nhtm Nhà Nước Và Tư Nhân Ở Tỉnh Quảng Ngãi -
Quan Điểm Về Định Hướng Phát Triển Văn Hóa Doanh Nghiệp Trong Hoạt Động Kinh Doanh Ngân Hàng
Xem toàn bộ 238 trang tài liệu này.
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả
Việc giải thích các nhân tố được thực hiện trên cơ sở nhận ra các biến quan sát có hệ số truyền tải (factor loading) lớn ở cùng một nhân tố. Như vậy, nhân tố này có thể giải thích bằng các biến có hệ số lớn đối với bản thân nó. Trong ma trận nhân tố sau khi xoay (xem biểu Rotated Component Matrixa - Phụ lục 7A) có 5 nhân tố được rút trích từ 23 biến quan sát, trong đó:
+ Yếu tố đầu tiên được tập hợp các biến quan sát từ thành phần của hai biến LD (Lãnh đạo) và NV (Nhân viên), cụ thể bao gồm các biến quan sát LD (1, 2, 3, 4) và NV (1, 2, 3, 4). Các biến quan sát này bao gồm thông tin mô tả vai trò và đặc điểm của lãnh đạo và nhân viên trong hoạt động kinh doanh tại các ngân hàng thương mại. Vì vậy, yếu tố này có thể đặt tên là yếu tố Cán bộ nhân viên – CBNV.
+ Các biến quan sát của 4 yếu tố còn lại là Đặc trưng công việc (CV); Môi trường cạnh tranh (CT); Khách hàng (KH); Quá trình hội nhập (HN) không có sự biến đổi so với ban đầu.
Kiểm định Cronbach’s Alpha các nhân tố sau EFA (Bảng 3 Phụ lục 7A) cho thấy các thang đo có hệ số Cronbach’s Alpha dao động từ 0,772 đến 0,938 đều lớn hơn 0,6. Điều này chứng tỏ thang đo có độ tin cậy tốt và chấp nhận được.
Trong mô hình điều chỉnh, biến phụ thuộc là Văn hóa doanh nghiệp (VH). Các biến độc lập lần lượt được thể hiện như hình 3.5.
Yếu tố chủ quan
Cán bộ nhân viên ngân hàng
H1
Đặc trưng công việc H2
Yếu tố khách quan
Môi trường cạnh tranh
H3
H4
Khách hàng
H5
Quá trình hội nhập
Hình 3.6. Mô hình nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến VHDN điều chỉnh sau phân tích nhân tố trường hợp các NHTM nhà nước tỉnh Quảng Ngãi
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả
Các giả thuyết của mô hình điều chỉnh như sau:
- Giả thuyết H1: Cán bộ nhân viên ảnh hưởng đến văn hóa doanh nghiệp của ngân hàng.
- Giả thuyết H2: Đặc trưng công việc ảnh hưởng đến văn hóa doanh nghiệp của ngân hàng.
- Giả thuyết H3: Môi trường cạnh tranh ảnh hưởng đến văn hóa doanh nghiệp của ngân hàng.
- Giả thuyết H4: Khách hàng ảnh hưởng đến văn hóa doanh nghiệp của ngân hàng.
- Giả thuyết H5: Quá trình hội nhập ảnh hưởng đến văn hóa doanh nghiệp của ngân hàng.
Sau khi phân tích nhân tố, có 5 nhân tố được đưa vào mô hình, giá trị nhân tố là trung bình các biến quan sát thành phần thuộc nhân tố đó.
Bảng 3.13. Ma trận tương quan các biến quan sát trường hợp các NHTM nhà nước
CBNV | CV | CT | KH | HN | VH | ||
CBNV | Pearson Correlation | 1 | .301** | .308** | -.012 | .155** | .827** |
Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .835 | .010 | .000 | ||
N | 280 | 280 | 280 | 280 | 280 | 280 | |
CV | Pearson Correlation | .301** | 1 | .002 | .007 | -.017 | .200** |
Sig. (2-tailed) | .000 | .970 | .906 | .781 | .001 | ||
N | 280 | 280 | 280 | 280 | 280 | 280 | |
CT | Pearson Correlation | .308** | .002 | 1 | -.017 | -.012 | .237** |
Sig. (2-tailed) | .000 | .970 | .783 | .846 | .000 | ||
N | 280 | 280 | 280 | 280 | 280 | 280 | |
KH | Pearson Correlation | -.012 | .007 | -.017 | 1 | -.056 | .194** |
Sig. (2-tailed) | .835 | .906 | .783 | .353 | .001 | ||
N | 280 | 280 | 280 | 280 | 280 | 280 | |
HN | Pearson Correlation | .155** | -.017 | -.012 | -.056 | 1 | .190** |
Sig. (2-tailed) | .010 | .781 | .846 | .353 | .001 | ||
N | 280 | 280 | 280 | 280 | 280 | 280 | |
VH | Pearson Correlation | .827** | .200** | .237** | .194** | .190** | 1 |
Sig. (2-tailed) | .000 | .001 | .000 | .001 | .001 | ||
N | 280 | 280 | 280 | 280 | 280 | 280 |
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả
Ma trận tương quan ở Bảng 3.13 trình bày các hệ số tương quan Pearson (r) giữa các biến nghiên cứu. Hệ số được xem xét có ý nghĩa nếu giá trị p ≤ 0.05. Theo ma trận tương quan thì các biến đều có tương quan và có ý nghĩa ở mức 0.01. Kết quả cũng cho thấy, hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc là văn hóa doanh nghiệp và các biến độc lập khác là tương đối.
Cụ thể, Cán bộ nhân viên có tương quan tích cực chặt chẽ nhất với văn hóa doanh nghiệp, kế đến là Môi trường cạnh tranh, Đặc trưng công việc, Khách hàng và cuối cùng là Quá trình hội nhập. Sơ bộ ta có thể kết luận các biến độc lập này có thể đưa vào mô hình để giải thích cho văn hóa doanh nghiệp. Nhưng hệ số tương quan giữa các biến độc lập dao động từ 0,190 đến 0,827 chứng tỏ cần xem xét vai trò của các biến độc lập trên trong mô hình hồi quy tuyến tính bội.
Phân tích hồi quy tuyến tính bội được thực hiện với 5 biến độc lập, bao gồm: Cán bộ nhân viên (CBNV); Đặc trưng công việc (CV); Môi trường cạnh tranh (CT); Khách hàng (KH); Quá trình hội nhập (HN) và biến phụ thuộc là Văn hóa doanh nghiệp (VH). Phân tích được thực hiện bằng phương pháp Enter, đưa cùng lúc tất cả các biến vào phân tích, cung cấp cái nhìn tổng quan về các kiểm định t cho từng biến độc lập. (Phụ lục 7A).
Bảng 3.14. Kết quả đánh giá sự phù hợp của mô hình trường hợp các NHTM nhà nước
Model Summaryb
R | R Square | Adjusted R Square | Std. Error of the Estimate | Durbin-Watson | |
1 | .857a | .734 | .730 | .26896 | 1.779 |
a. Predictors: (Constant), HN, CT, CV, KH, CBNV
b. Dependent Variable: VH
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả
Kết quả phân tích ở Bảng 3.14 cho thấy, mô hình hồi quy đưa ra tương đối phù hợp, với hệ số R2 hiệu chỉnh = 0,730 có nghĩa là với điều kiện các yếu tố khác không đổi có khoảng 73% sự biến thiên về mặt trung bình của biến Văn hóa doanh nghiệp được giải thích bởi các biến độc lập. Điều này cho thấy mô hình hồi quy tuyến tính này phù hợp với tập dữ liệu của mẫu ở mức 73%, tức là các biến độc lập giải thích được 73% biến thiên của biến phụ thuộc VH. Đồng thời, hệ số Durbin – Watson mô
hình có giá trị 1,779. Theo Trọng và Ngọc (2008), nếu các phần dư không có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau, giá trị này sẽ gần bằng 2. Như vậy, mô hình hồi quy trên không có hiện tượng tương quan chuỗi bậc nhất. Kiểm định F sử dụng trong bảng phân tích phương sai là phép kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể.
Bảng 3.15. Kết quả kiểm định giả thuyết về độ phù hợp với tổng thể của mô hình trường hợp các NHTM nhà nước
ANOVAa
Sum of Squares | df | Mean Square | F | Sig. | ||
1 | Regression | 54.831 | 5 | 10.966 | 151.595 | .000b |
Residual | 19.821 | 274 | .072 | |||
Total | 74.652 | 279 |
a. Dependent Variable: VH
b. Predictors: (Constant), HN, CT, CV, KH, CBNV
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả
Qua kết quả phân tích trong Bảng 3.15 cho thấy với 5 biến độc lập được đưa vào phân tích thì giá trị F=151,595 với sig. = 0,000 <5%. Chứng tỏ R bình phương của tổng thể khác 0. Đồng nghĩa với việc mô hình hồi quy tuyến tính xây dựng được là phù hợp với tổng thể (chi tiết hơn là R bình phương tổng thể chắc chắn sẽ khác 0, mà khác 0 thì chứng tỏ là các biến độc lập có tác động đến biến phụ thuộc).
Bảng 3.16. Kết quả phân tích hồi qui trường hợp các NHTM nhà nước
Coefficientsa
Unstandardized Coefficients | Standardized Coefficients | t | Sig. | Collinearity Statistics | ||||
B | Std. Error | Beta | Tolerance | VIF | ||||
1 | (Constant) | 1.107 | .189 | 5.850 | .000 | |||
CBNV | .592 | .025 | .841 | 23.974 | .000 | .788 | 1.269 | |
CV | -.034 | .021 | -.054 | -1.633 | .104 | .895 | 1.117 | |
CT | -.016 | .031 | -.017 | -.519 | .604 | .892 | 1.122 | |
KH | .143 | .021 | .208 | 6.685 | .000 | .997 | 1.003 | |
HN | .040 | .018 | .070 | 2.217 | .027 | .964 | 1.037 |
a. Dependent Variable: VH
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả
Với kết quả phân tích tại Bảng 3.16 cho thấy, hiện tượng đa cộng tuyến không có ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mô hình vì VIF của mỗi biến đều nhỏ hơn 10 (biến lớn nhất bằng 1,269). Quy tắc khi VIF vượt quá 10 đó là dấu hiệu của đa cộng tuyến (Trọng & Ngọc, 2008). Qua bảng kết quả này, giá trị Sig. của các biến CBNV, CV, CT, KH và HN lần lượt là 0,000; 0,104; 0,604, 0,000; và 0,027. Trong đó Sig. của các biến CV, CT có giá trị lớn hơn 0,05 nên có thể kết luận các biến này không có ý nghĩa thống kê đến biến phụ thuộc VH. Còn lại giá trị Sig. của các biến CBNV, KH và HN đều nhỏ hơn 0,05. Do vậy, có thể khẳng định các biến số này có ý nghĩa thống kê trong mô hình. Các giả thiết H2 và H3 bị bác bỏ, trong khi các giả thiết H1, H4 và H5 được chấp nhận.
Vì vậy, mô hình hồi qui của VH trong trường hợp các NHTM nhà nước được thiết lập như sau:
VHi = 1,107 + 0,592CBNVi + 0,143KHi + 0,040HNi + ɛi
Mô hình hồi quy tuyến tính được thực hiện với một số giả định và mô hình chỉ thực sự có ý nghĩa khi các giả định này được đảm bảo. Do vậy để đảm bảo cho độ tin cậy của mô hình, việc dò tìm sự vi phạm các giả định là cần thiết. Giả định đa cộng tuyến đã đề cập ở trên, bước tiếp theo tác giả kiểm tra về giả định phân phối chuẩn của phần dư và giả định liên hệ tuyến tính. Kết quả thu về được thể hiện cụ thể ở mục 6 – phụ lục 7A, cho thấy phần dư chuẩn hóa tuân theo phân phối chuẩn, tập dữ liệu nghiên cứu là tốt, phần dư chuẩn hóa có phân phối gần sát phân phối chuẩn, giả định về liên hệ tuyến tính không bị vi phạm.
3.4.1.2. Thảo luận kết quả
Căn cứ vào kết quả nghiên cứu định lượng, có 3 yếu tố ảnh hưởng trực tiếp đến văn hóa doanh nghiệp tại các ngân hàng thương mại nhà nước ở tỉnh Quảng Ngãi. Đó là Cán bộ nhân viên, Khách hàng và Quá trình hội nhập.
Trong 3 yếu tố trên, yếu tố Cán bộ nhân viên bao gồm Lãnh đạo và nhân viên của các NHTM nhà nước có ảnh hưởng tích cực nhất đến VHDN của đơn vị với hệ số hồi quy là 0,577; tiếp đó là yếu tố Khách hàng có hệ số hồi quy là 0,143 và yếu tố Quá trình hội nhập có hệ số hồi quy thấp nhất là 0,040. Đây cũng là câu trả lời cho mục tiêu nghiên cứu nội dung này.
Thông qua các kết quả phân tích hồi quy kiểm định các giả thuyết, khẳng định có sự ảnh hưởng của các yếu tố đến VHDN tại các NHTM nhà nước ở tỉnh Quảng Ngãi như sau:
(1) Yếu tố VHDN và Cán bộ nhân viên có sự tương quan. Hệ số hồi quy 0,592 có ý nghĩa là trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi yếu tố Cán bộ nhân viên thay đổi 1 đơn vị thì VHDN của các NHTM này sẽ thay đổi cùng chiều 0,592 đơn vị. Kết quả này phù hợp với kết quả thống kê mô tả với giá trị trung bình tương đối cao của nhóm biến quan sát là 4,37 cho Lãnh đạo ngân hàng và dao động từ 3,94 đến 4,58 cho Nhân viên ngân hàng. Kết quả kiểm định cho thấy mối quan hệ giữa CBNV và VHDN tại các NHTM nhà nước là 0,592 ở mức ý nghĩa thống kê Sig=0.000 nên giả thuyết H1 được chấp nhận với quan sát được khảo sát. Như vậy, CBNV là nhân tố ảnh hưởng đến VHDN tại các NHTM nhà nước.
Theo Phạm Thị Tuyết (2015, tr.173), các giá trị văn hóa đều do mỗi thành viên trong ngân hàng tạo ra, duy trì và phát triển trong hoạt động kinh doanh. Thực tế cho thấy văn hóa doanh nghiệp được cấu thành từ văn hóa cá nhân của các thành viên trong ngân hàng, trong đó lãnh đạo ngân hàng đóng vai trò quyết định trong việc xây dựng và phát triển VHDN, nhân viên là những người góp phần vào quá trình này. Lãnh đạo ngân hàng vừa là tấm gương về nhân phẩm, cách thức làm việc và khả năng sáng tạo đổi mới trong công việc. Điều này sẽ thể hiện nhiều nhất trong phong cách quản lý và ra quyết định cấp cao của lãnh đạo. Đội ngũ nhân viên nhận thức sự đóng góp của bản thân vào sự phát triển của ngân hàng và góp phần vào việc xây dựng hình ảnh thương hiệu của ngân hàng, từ đó ngày càng hoàn thiện chuyên môn và có thái độ phục vụ khách hàng tốt sẽ là các điều kiện thuận lợi để phát triển VHDN của ngân hàng. Kết quả nghiên cứu thực trạng tại các NHTM nhà nước ở Quảng Ngãi cho thấy yếu tố Cán bộ nhân viên tương quan tỷ lệ thuận với VHDN của các NHTM, có nghĩa nếu lãnh đạo và nhân viên đều ý thức được tầm quan trọng của VHDN, biết chú trọng nâng cao trình độ chuyên môn nghiệp vụ và thái độ làm việc, đặc biệt là kiến thức về VHDN sẽ tạo ra ảnh hưởng tích cực đến VHDN của ngân hàng và ngược lại.
Đồng thời với đặc điểm nhân khẩu học của mẫu nghiên cứu (phụ lục 6A), đội ngũ lãnh đạo và nhân viên tại các NHTM ở tỉnh Quảng Ngãi tham gia cuộc khảo sát có nguyên quán là người Quảng Ngãi đạt 406 chiếm 93,1%, còn lại là nơi khác tới
làm việc. Đặc điểm con người Quảng Ngãi có những nét đặc trưng riêng có thể ảnh hưởng rất nhiều đến phong cách lãnh đạo, phong cách sống và làm việc và tác động rất nhiều đến văn hóa doanh nghiệp tại địa phương. Theo nghiên cứu của Ủy ban nhân dân tỉnh Quảng Ngãi (2017), do những đặc thù địa lý, truyền thống văn hóa biển, điều kiện tự nhiên và kinh tế, con người ở đây mang tính cách chung của con người Việt Nam như tình yêu quê hương, lòng tự hào dân tộc, ý chí phấn đấu, nổi trội là ở đức tính: giàu lòng nhân ái, yêu lẽ phải, trung thực, thẳng thắn, hiếu học, cần cù, tiết kiệm, sáng tạo, nhẫn nại, cố kết cộng đồng... của con người Quảng Ngãi được kế thừa và phát huy. Các giá trị mới về văn hóa, con người của thời kỳ công nghiệp hóa, hội nhập như năng động, cởi mở, thân thiện, hợp tác, chia sẻ, thích ứng nhanh với cái mới, khát khao làm giàu... đang hình thành và được khẳng định; tuy nhiên bên cạnh những mặt tích cực thì một bộ phận người Quảng Ngãi có những hạn chế sau: tính hẹp hòi, khắt khe, cố chấp, cứng nhắc, thụ động, thận trọng với những điều vượt khỏi lề lối cũ, thiếu hợp tác, ý thức chấp hành kỷ luật lao động thấp trong một bộ phận cán bộ và nhân dân Quảng Ngãi, gây cản trở, ít nhiều làm chậm tiến trình đổi mới, hội nhập và phát triển của tỉnh. Vì vậy, đây là một điểm tác giả sẽ lưu tâm khi xây dựng các nhóm giải pháp phát triển VHDN liên quan đến yếu tố con người.
(2) Yếu tố Đặc trưng công việc (CV) liên quan đến sức ép về chỉ tiêu doanh số, mức độ hoàn thành công việc, quy trình đòi hỏi tính chính xác hay độ nhảy cảm của quá trình cung cấp sản phẩm tín dụng. Kiểm định giả thuyết H2 của mô hình điều chỉnh Hình 3.16 cho kết quả mức ý nghĩa thống kê 0,104 > 0,05, điều này cho thấy yếu tố Đặc trưng công việc được đánh giá là không có tác động trực tiếp đến biến phụ thuộc VHDN trong mô hình nghiên cứu tại các NHTM Nhà nước ở tỉnh Quảng Ngãi. Lý do giải thích cho điều này được cho rằng do quan điểm của các đáp viên nhận thấy không có quá nhiều khác biệt về đặc trưng công việc giữa các NHTM Nhà nước ở tỉnh Quảng Ngãi nên có thể không có tác động trực tiếp đến quá trình hình thành và phát triển của VHDN. Điều này có thể được cho là phát hiện mới tại địa phương.
Trong các nghiên cứu khác, đặc trưng về công việc điển hình là sức ép về khoán chỉ tiêu doanh số có tương quan tỷ lệ nghịch với VHDN (Phạm Thị Tuyết, 2015). Những khó khăn gặp phải trong quá trình làm việc tại ngân hàng do đặc trưng công việc đòi hỏi tính chính xác, chặt chẽ và nhanh chóng dẫn tới sự ảnh hưởng tiêu