cực đến thái độ làm việc và cống hiến của đội ngũ nhân viên đối với sự phát triển nói chung và sự hình thành VHDN nói riêng của ngân hàng. Trong kết quả kiểm định sự tương quan cho thấy biến CV có r = 0,2 và p < 0,001, được hiểu là yếu tố đặc trưng công việc vẫn có tương quan tỷ lệ thuận với VHDN mặc dù theo mô hình hồi qui là không có ảnh hưởng một cách trực tiếp. Trên thực tế nghiên cứu có trước, đặc trưng trong công việc ngân hàng vẫn có tác động đến VHDN tại các ngân hàng thương mại [26], tuy nhiên trong trường hợp mẫu nghiên cứu NHTM nhà nước trên địa bàn tỉnh Quảng Ngãi, độ khác biệt về đặc thù công việc ở những NHTM nhà nước là không lớn. Nhưng đặc trưng công việc vẫn có thể tác động một cách gián tiếp tới VHDN thông qua tác động tới thái độ làm việc của đội ngũ nhân viên tại các NHTM này.
(3) Yếu tố Môi trường cạnh tranh (CT) liên quan đến số lượng đối thủ cạnh tranh trên thị trường, các chính sách thu hút khách hàng về công nghệ, dịch vụ và chiến lược marketing của các NHTM. Kiểm tra sự tương quan giữa các biến vẫn cho thấy kết quả có sự tương quan giữa VHDN và CT với hệ số r = 0,237 và sig. = 0,001. Tuy nhiên, kiểm định giả thuyết H3 của mô hình điều chỉnh Hình 3.16 cho kết quả mức ý nghĩa thống kê 0,604 > 0,05; điều này cho thấy yếu tố Môi trường cạnh tranh được đánh giá là không có tác động trực tiếp đến 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 danh mục sản phẩm dịch vụ, chiến lược thu hút khách hàng hay công nghệ được sử dụng tại các NHTM Nhà nước ở tỉnh Quảng Ngãi là như nhau nên có thể không có tác động trực tiếp đến quá trình hình thành và phát triển của VHDN tại các ngân hàng này.
(4) Yếu tố VHDN và Khách hàng (KH) có sự tương quan. Yếu tố khách hàng liên quan đến đòi hỏi, yêu cầu và nhận thức của khách hàng trong quá trình sử dụng sản phẩm dịch vụ của các NHTM. Hệ số hồi quy 0,143 có ý nghĩa là trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi yếu tố Khách hàng thay đổi 1 đơn vị thì VHDN của các NHTM này sẽ thay đổi cùng chiều 0,143 đơn vị. Kết quả kiểm định giả thuyết H4 cho thấy mối quan hệ giữa CBNV và VHDN tại các NHTM nhà nước là 0,143 ở mức ý nghĩa thống kê Sig=0.000 nên giả thuyết H4 được chấp nhận với quan sát được khảo sát. Như vậy, Khách hàng là nhân tố ảnh hưởng trực tiếp đến VHDN tại các NHTM nhà nước.
Tuy nhiên, trong các nghiên cứu có trước, yếu tố khách hàng có tương quan tỷ lệ nghịch với sự phát triển của văn hóa doanh nghiệp. Phạm Thị Tuyết (2015) chỉ ra rằng đòi hỏi ngày càng cao của khách hàng tạo ra sức ép lớn cho ngân hàng và gây ảnh hưởng tiêu cực đến sự phát triển của VHDN. Nhưng trong nghiên cứu này, khi tiến hành phỏng vấn sâu sau khi phân tích dữ liệu, các đáp viên giải thích rằng hiện nay các NHTM nhà nước ở tỉnh Quảng Ngãi đều nhận thức được vai trò của việc gia tăng nhận diện thương hiệu và nâng cao chất lượng dịch vụ để đáp ứng yêu cầu cạnh tranh này, từ đó kéo theo sự phát triển về VHDN của các NHTM.
(5) Yếu tố VHDN và Quá trình hội nhập (HN) có sự tương quan. Yếu tố Quá trình hội nhập liên quan đến sự học hỏi từ mô hình kinh doanh mới, tiếp thu các nền văn hóa mới và môi trường làm việc đa văn hóa kích thích sự sáng tạo và đổi mới trong ngân hàng. Hệ số hồi quy 0,040 có ý nghĩa là trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi yếu tố HN thay đổi 1 đơn vị thì VHDN của các NHTM này sẽ thay đổi cùng chiều 0,042 đơn vị. Kết quả kiểm định giả thuyết H4 cho thấy mối quan hệ giữa CBNV và VHDN tại các NHTM nhà nước là 0,040 ở mức ý nghĩa thống kê Sig=0,027 <0,05 nên giả thuyết H5 được chấp nhận với quan sát được khảo sát. Như vậy, Quá trình hội nhập là nhân tố ảnh hưởng trực tiếp đến VHDN tại các NHTM nhà nước.
Có thể thấy, sự chuyển dịch lao động giữa các NHTM khác nhau diễn ra rất rõ ràng. Hiện nay tại Quảng Ngãi vẫn chưa có sự xuất hiện của NHTM vốn nước ngoài, nhưng kết quả trên cho thấy các NHTM Nhà nước đang dần quan tâm đến việc cải thiện môi trường làm việc, học hỏi và tiếp thu từ các mô hình mới để có thể thu hút và giữ chân nhân viên trong bối cảnh hội nhập.
3.4.2. Nhóm các ngân hàng thương mại tư nhân tỉnh Quảng Ngãi
3.4.2.1. Kết quả nghiên cứu định lượng
Đối với nhóm dữ liệu thuộc các NHTM tư nhân ở tỉnh Quảng Ngãi, kết quả phân tích Cronbach’s Alpha cho các biến quan sát thể hiện trong Bảng 1.1 Phụ lục 7B. Trong mô hình nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng được đề xuất ở chương 2, có 6 nhân tố (tương ứng với 24 chỉ báo) được giả định là có ảnh hưởng đến biểu hiện văn hóa doanh nghiệp tại các ngân hàng thương mại tư nhân. Hệ số Cronbach’s Alpha thu được theo kết quả điều tra cho các thang đo này nhìn chung dao động từ 0,613 đến
0,807. Điều này chứng tỏ thang đo này có độ tin cậy tốt. Dựa vào dữ liệu chi tiết từng thang đo, hầu hết các chỉ báo có giá trị Cronbach’s Alpha nếu loại biến đều nhỏ hơn hoặc xấp xĩ hệ số Cronbach’s Alpha chung và tương quan tổng biến đều lớn hơn 0,4 đều được chấp nhận và có độ tin cậy. Ngoài ra, các chỉ báo có Hệ số tương quan quá thấp như LD4 (0,317); NV4 (0,163); NV5 (0,061); CT4 (0,348) và HN1 (0,093) sẽ bị
loại vì không đủ độ tin cậy. Sau khi loại bỏ các chỉ báo trên, thang đo chính thức còn lại 21 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 7B). Kiểm định độ tin cậy Cronbach Anpha của tất cả các thang đo, nghiên cứu thu được 7 thang đo có độ tin cậy cao tương ứng với 30 biến quan sát.
Bảng 3.17. Ma trận xoay yếu tố ảnh hưởng đến VHDN tại các NHTM tư nhân
Component | ||||||
1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | |
CV1 | .896 | |||||
CV5 | .888 | |||||
CV4 | .691 | |||||
CV2 | .682 | |||||
CV3 | .567 | |||||
NV1 | .917 | |||||
NV3 | .912 | |||||
NV2 | .700 | |||||
LD3 | .935 | |||||
LD1 | .913 | |||||
LD2 | .834 | |||||
CT2 | .901 | |||||
CT1 | .870 | |||||
CT3 | .848 | |||||
KH2 | .925 | |||||
KH4 | .913 | |||||
KH1 | .747 | |||||
HN3 | .866 | |||||
HN4 | .792 | |||||
HN2 | .752 |
Có thể bạn quan tâm!
-
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 -
Ma Trận Xoay Nhân Tố Ảnh Hưởng Đến Vhdn Tại Các Nhtm Nhà Nước -
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 -
Nhóm Giải Pháp Điều Chỉnh Loại Hình Văn Hóa Doanh Nghiệp
Xem toàn bộ 238 trang tài liệu này.
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả
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 7B) là 0,689 > 0,5, Chi-Square là 2019,037 và Df là 190 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 6 nhóm nhân tố thể hiện trong bảng 3.17 với phương sai trích tích lũy = 74,367% thỏa mãn điều kiện về phương sai tích lũy lớn hơn 50% (Bảng 2.2. Phụ lục 7B).
Kiểm định Cronbach’s Alpha các nhân tố sau EFA (Bảng 3 Phụ lục 7B) cho thấy các thang đo có hệ số Cronbach’s Alpha dao động từ 0,769 đến 0,891 đều lớn hơn 0,6. Điều này chứng tỏ thang đo có độ tin cậy tốt và chấp nhận được.
Sau khi phân tích nhân tố, có 6 nhân tố được đưa vào mô hình, giá trị nhân tố là trung bình các biến quan sát thành phần thuộc nhân tố đó. Mô hình đề xuất được sử dụng, không có điều chỉnh về giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5 và H6.
Ma trận tương quan ở Bảng 4 Phụ lục 7B 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, Nhân viên có tương quan tích cực chặt chẽ nhất với văn hóa doanh nghiệp, kế đến là Khách hàng, Lãnh đạo, Đặc trưng công việc, Quá trình hội nhập và cuối cùng là Môi trường cạnh tranh. 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 0,263 đến 0,628 chứng tỏ cần xem xét vai trò của các biến độc lập trên trong mô hình hồi quy tuyến tính bội.
Bảng 3.18. Kết quả kiểm định giả thuyết về độ phù hợp với tổng thể của mô hình trường hợp các NHTM tư nhân
Model Summaryb
R | R Square | Adjusted R Square | Std. Error of the Estimate | Durbin- Watson | |
1 | .802a | .642 | .628 | .27553 | 1.750 |
a. Predictors: (Constant), HN, CT, KH, LD, CV, NV
b. Dependent Variable: VH
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả
Phân tích hồi quy tuyến tính bội được thực hiện với 6 biến độc lập, bao gồm: Nhân viên (NV), Khách hàng (KH); Lãnh đạo (LD); Đặc trưng công việc (CV); Quá trình hội nhập (HN); Môi trường cạnh tranh (CT) 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 7B).
Kết quả phân tích ở Bảng 3.18 cho thấy, mô hình hồi quy đưa ra tương đối phù hợp, với hệ số R2 hiệu chỉnh = 0,628 có nghĩa là với điều kiện các yếu tố khác không đổi có khoảng 62,8% 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 62,8%, tức là các biến độc lập giải thích được 62,8% biến thiên của biến phụ thuộc VH.
Đồng thời, hệ số Durbin – Watson mô hình có giá trị 1,750. 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.
Qua kết quả phân tích trong Bảng 3.19 cho thấy với 6 biến độc lập được đưa vào phân tích thì giá trị F=44,628 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, chứng tỏ là các biến độc lập có tác động đến biến phụ thuộc).
Bảng 3.19. Kết quả kiểm định giả thuyết về độ phù hợp với tổng thể của mô hình trường hợp các NHTM tư nhân
ANOVAa
Sum of Squares | df | Mean Square | F | Sig. | ||
1 | Regression | 20.328 | 6 | 3.388 | 44.628 | .000b |
Residual | 11.311 | 149 | .076 | |||
Total | 31.639 | 155 |
a. Dependent Variable: VH
b. Predictors: (Constant), HN, CT, KH, LD, CV, NV
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả
Với kết quả phân tích tại Bảng 3.20 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 1,268). Qua bảng kết quả, giá trị Sig. của các biến CV, NV, LD, CT, KH và HN lần lượt là 0,012; 0,000; 0,003; 0,002; 0,000 và 0,324.
Model | Unstandardized Coefficients | Standardized Coefficients | t | Sig. | Collinearity Statistics | |||
B | Std. Error | Beta | Tolerance | VIF | ||||
1 | (Constant) | .727 | .247 | .130 | 2.942 | .004 | .918 | 1.089 |
CV | .080 | .031 | 2.551 | .012 | ||||
NV | .286 | .033 | .480 | 8.706 | .000 | .789 | 1.268 | |
LD | .118 | .038 | .158 | 3.071 | .003 | .912 | 1.096 | |
CT | .098 | .031 | .158 | 3.156 | .002 | .953 | 1.049 | |
KH | .215 | .025 | .431 | 8.782 | .000 | .995 | 1.005 | |
HN | .029 | .029 | .052 | .990 | .324 | .862 | 1.160 | |
Bảng 3.20. Kết quả phân tích hồi qui Trường hợp các NHTM tư nhân Coefficientsa
a. Dependent Variable: VH
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả
Trong đó, Sig. của biến HN có giá trị 0,34 lớn hơn 0,05 nên có thể kết luận biến này không có ý nghĩa thống kê đến biến phụ thuộc VH. Trong khi giá trị Sig. của các biến còn lại (CV, NV, LD, CT và KH) đều nhỏ hơn 0,05. Do vậy, có thể khẳng định các biến số này có ý nghĩa trong mô hình và mô hình hồi qui của VH nhóm NHTM tư nhân được thiết lập như sau:
VHi = 0,727 + 0,286NVi + 0,215KHi + 0,118LDi + 0,098CTi + 0,080CVi + 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 7B, 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.
3.4.2.2. Thảo luận kết quả
Căn cứ vào kết quả nghiên cứu định lượng, có 5 yếu tố ảnh hưởng trực tiếp đến văn hóa doanh nghiệp tại các ngân hàng thương mại tư nhân ở tỉnh Quảng Ngãi. Đó là Nhân viên, Khách hàng, Lãnh đạo, Môi trường cạnh tranh và Đặc thù công việc. Trong đó, Nhân viên là yếu tố có ảnh hưởng nhiều nhất đến VHDN tại các NHTM tư nhân với hệ số hồi quy là 0,286; tiếp theo là yếu tố Khách hàng với hệ số hồi quy là 0,215; yếu tố Lãnh đạo (0,118); yếu tố Môi trường cạnh tranh (0,098) và yếu tố Đặc thù công việc (0,080).
Theo kết quả phân tích hồi quy kiểm định các giả thuyết của mô hình nghiên cứu, khẳng định có sự ảnh hưởng của các yếu tố đến VHDN tại các NHTM tư nhân ở tỉnh Quảng Ngãi như sau:
(1) Yếu tố VHDN và Lãnh đạo (LD) có sự tương quan. Yếu tố Lãnh đạo liên quan đến cách thức ra quyết định, phong cách lãnh đạo đặc trưng, trình độ chuyên môn. Hệ số hồi quy 0,118 của biến độc lập LD có ý nghĩa là trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi yếu tố LD thay đổi 1 đơn vị thì VHDN của các NHTM này sẽ thay đổi cùng chiều 0,118 đơn vị. Kết quả kiểm định giả thuyết H1 cho thấy mối quan hệ giữa LD và VHDN tại các NHTM tư nhân là 0,118 ở mức ý nghĩa thống kê Sig = 0,003 < 0,05 nên giả thuyết H1 được chấp nhận với quan sát được khảo sát. Như vậy, Lãnh đạo là yếu tố ảnh hưởng trực tiếp đến VHDN tại các NHTM tư nhân.
(2) Yếu tố VHDN và Nhân viên (NV) có sự tương quan. Yếu tố Nhân viên trong mô hình nghiên cứu này liên quan đến trình độ chuyên môn nghiệp vụ, sự trẻ trung năng động và ý thức học hỏi nâng cao trình độ. Hệ số hồi quy 0,286 có ý nghĩa là trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi yếu tố LD thay đổi 1 đơn vị thì VHDN của các NHTM này sẽ thay đổi cùng chiều 0,286đơn vị. Kết quả kiểm định giả thuyết H2 cho thấy mối quan hệ giữa NV và VHDN tại các NHTM tư nhân là 0,286 ở mức ý nghĩa thống kê Sig = 0,000 < 0,05 nên giả thuyết H1 được chấp nhận với quan sát được khảo sát. Như vậy, Lãnh đạo là yếu tố ảnh hưởng trực tiếp đến VHDN tại các NHTM tư nhân. Đây cũng là nhân tố có ảnh hưởng nhiều nhất trong mô hình nghiên cứu tại các NHTM tư nhân ở tỉnh Quảng Ngãi.
(3) Yếu tố VHDN và Đặc thù công việc (CV) có sự tương quan. Yếu tố Đặc thù công việc liên quan đến chỉ tiêu doanh số áp theo vị trí công việc, thời gian hoàn
thành công việc, tính nhạy cảm trong hoạt động kinh doanh sản phẩm tín dụng, quy trình làm việc chặt chẽ, yêu cầu độ chính xác cao, không khí làm việc hợp tác. Hệ số hồi quy 0,080 có ý nghĩa là trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi yếu tố CV thay đổi 1 đơn vị thì VHDN của các NHTM này sẽ thay đổi cùng chiều 0,080 đơn vị. Kết quả kiểm định giả thuyết H3 cho thấy mối quan hệ giữa CV và VHDN tại các NHTM tư nhân là 0,080 ở mức ý nghĩa thống kê Sig = 0,012 < 0,05 nên giả thuyết H3 được chấp nhận với quan sát được khảo sát. Như vậy, Đặc thù công việc là yếu tố ảnh hưởng trực tiếp đến VHDN tại các NHTM tư nhân.
(4) Yếu tố VHDN và Môi trường cạnh tranh (CT) có sự tương quan. Môi trường cạnh tranh liên quan đến số lượng đối thủ, việc ứng dụng công nghệ mới và danh mục sản phẩm của đối thủ trên khu vực thị trường hiện tại. Hệ số hồi quy 0,098 có ý nghĩa là trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi yếu tố CT thay đổi 1 đơn vị thì VHDN của các NHTM này sẽ thay đổi cùng chiều 0,098 đơn vị. Kết quả kiểm định giả thuyết H cho thấy mối quan hệ giữa NV và VHDN tại các NHTM tư nhân là 0,098 ở mức ý nghĩa thống kê Sig = 0,002 < 0,05 nên giả thuyết H4 được chấp nhận với quan sát được khảo sát. Như vậy, Môi trường cạnh tranh là yếu tố ảnh hưởng trực tiếp đến VHDN tại các NHTM tư nhân.
(5) Yếu tố VHDN và Khách hàng (KH) có sự tương quan. Yếu tố Khách hàng liên quan đến sự hiểu biết về sản phẩm tín dụng, lòng tin của khách hàng và mức độ đòi hỏi của khách hàng khi giao dịch với ngân hàng. Hệ số hồi quy 0,215 có ý nghĩa là trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi yếu tố KH thay đổi 1 đơn vị thì VHDN của các NHTM này sẽ thay đổi cùng chiều 0,215 đơn vị. Kết quả kiểm định giả thuyết H5 cho thấy mối quan hệ giữa KH và VHDN tại các NHTM tư nhân là 0,215 ở mức ý nghĩa thống kê Sig = 0,000 < 0,05 nên giả thuyết H5 được chấp nhận với quan sát được khảo sát. Như vậy, Khách hàng là yếu tố có ảnh hưởng trực tiếp đến VHDN tại các NHTM tư nhân.
Tương tự với kết quả nghiên cứu tại trường hợp các NHTM nhà nước, Khách hàng đối với các NHTM tư nhân là yếu tố ảnh hưởng thuận chiều đối với văn hóa doanh nghiệp của các ngân hàng này.
(6) Yếu tố Quá trình hội nhập liên quan đến sự học hỏi từ mô hình kinh doanh mới, tiếp thu các nền văn hóa mới và môi trường làm việc đa văn hóa kích thích sự