Xem mẫu
- TẠP CHÍ KINH TẾ - CÔNG NGHIỆP Số 31 – Tháng 04/2022 CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN ĐỘNG LỰC LÀM VIỆC CỦA CÁN BỘ, CÔNG CHỨC ỦY BAN NHÂN DÂN QUẬN BÌNH TÂN, THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH Factors affecting the working motivation of cadres and civil servants of the People's Committee of Binh Tan District, Ho Chi Minh City 1 Nguyễn Quốc Khánh 1 Trường Đại học Kinh tế Công nghiệp Long An, Long An, Việt Nam nguyenquock795@gmail.com Tóm tắt — Mục tiêu của nghiên cứu nhằm xác định các nhân tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của cán bộ, công chức Ủy ban Nhân dân quận Bình Tân, thành phố Hồ Chí Minh. Dữ liệu của nghiên cứu được thu thập từ 250 cán bộ, công chức làm việc tại Ủy ban Nhân dân quận Bình Tân. Các phương pháp kiểm định Cronbach’s Alpha, phương pháp phân tích nhân tố khám phá (EFA) và hồi quy tuyến tính đa biến được sử dụng trong nghiên cứu này. Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng có 5 nhân tố tác động tới động lực làm việc của cán bộ, công chức đối với tổ chức tại Uỷ ban Nhân dân quận Bình Tân, thành phố Hồ Chí Minh, đó là: Đào tạo và phát triển; Chính sách tiền lương; Điều kiện làm việc; Đặc điểm công việc; Ghi nhận và khen thưởng. Abstract — The objective of the study is to determine the factors affecting the working motivation of cadres and civil servants of the People's Committee of Binh Tan District, Ho Chi Minh City. The data of the study were collected from 250 staff members working at the People's Committee of Binh Tan District. The methods of Cronbach's Alpha test, exploratory factor analysis (EFA) and multivariable linear regression were used in this study. The research results show that there are 5 factors affecting the employee's work motivation at the People's Committee of Binh Tan District, Ho Chi Minh City, which are: Training and development; Salary policy; Working conditions; Job characteristics; Recognition and reward. Từ khóa — Động lực, cán bộ công chức, motivation, public servants. 1. Đặt vấn đề Cùng với sự hội nhập ngày càng sâu rộng của nền kinh tế Việt Nam với kinh tế thế giới, sự mở rộng quy mô kinh tế tại quận Bình Tân, thành phố Hồ Chí Minh đã thu hút nhiều nhà đầu tư và đặt ra nhiều thách thức đối với cấp ủy Đảng, chính quyền trong công tác lãnh đạo, quản lý, hoạch định chính sách. Để giải quyết vấn đề trên cần phải hiểu rõ các yếu tố tác động đến động lực làm việc và đưa ra những giải pháp nhằm nâng cao động lực làm việc cho cán bộ, công chức quận Bình Tân, thành phố Hồ Chí Minh. Vấn đề trên còn là minh chứng cho thấy vai trò và những đóng góp của đội ngũ cán bộ, công chức đối với sự phát triển kinh tế, văn hóa, xã hội của quận, góp phần vào sự phát triển chung của thành phố Hồ Chí Minh. Xuất phát từ thực tế trên, bài viết này được thực hiện nhằm xác định các yếu tố ảnh hưởng cũng như mức độ ảnh hưởng đến động lực làm việc của cán bộ, công chức tại Ủy ban nhân dân (UBND) quận Bình Tân, thành phố Hồ Chí Minh. 2. Cơ sở lý thuyết và mô hình nghiên cứu 2.1. Cơ sở lý thuyết Động lực làm việc là một tập hợp các yếu tố có nguồn gốc cả trong và bên ngoài cá thể, để bắt đầu hành vi liên quan đến công việc và xác định cấu trúc, hướng, cường độ và thời gian để hoàn thành mục tiêu và là sự khao khát và sự tự nguyện của mỗi cá nhân (Araimi, 2013). 51
- TẠP CHÍ KINH TẾ - CÔNG NGHIỆP Số 31 – Tháng 04/2022 Theo Nguyễn Vân Điềm và cộng sự (2007), 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 được các mục tiêu của tổ chức. Nghiên cứu của Trần Văn Huynh (2016), cho thấy động lực làm việc của cá nhân bị ảnh hưởng nhiều hơn bởi nhóm các nhân tố thúc đẩy (3/4 là nhân tố đặc điểm công việc, cơ hội thăng tiến, quan hệ công việc), nhưng nhân tố có ảnh hưởng mạnh nhất lại nằm trong nhóm các nhân tố duy trì (1/4 là nhân tố chính sách tiền lương). Nghiên cứu của Vũ Thị Hoa (2019), cho thấy động lực làm việc của công chức, người lao động ngành thống kê Cần Thơ chịu sự tác động của nhóm nhân tố thúc đẩy (gồm đặc điểm công việc, quan hệ công việc, cơ hội thăng tiến) và nhóm nhân tố duy trì (gồm điều kiện và môi trường làm việc, hiệu quả công việc, chính sách tiền lương và phúc lợi). Theo nghiên cứu của Teck-Hong (2011), có 5 yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của nhân viên là: Mối quan hệ công việc, cơ hội thăng tiến, hiệu quả công việc, môi trường làm việc, chính sách tiền lương. 2.2. Mô hình nghiên cứu Trên cơ sở kế thừa lý thuyết và các nghiên cứu trước kết hợp với thảo luận nhóm, tác giả đề xuất mô hình nghiên cứu gồm 06 thành phần như sau: Hình 1. Mô hình nghiên cứu Đặc điểm công việc H1 Khen thưởng và ghi nhận H2 Đào tạo và phát triển H3 Động lực Môi trường làm việc H4 làm việc Sự ổn định H5 trong công việc Chính sách tiền lương H6 và phúc lợi Các giả thuyết nghiên cứu: H1: Đặc điểm công việc có tác động thuận chiều đến động lực làm việc của cán bộ, công chức UBND quận Bình Tân. H2: Khen thưởng và ghi nhận có tác động thuận chiều đến động lực làm việc của cán bộ, công chức UBND quận Bình Tân. H3: Đào tạo và phát triển có tác động thuận chiều đến động lực làm việc của cán bộ, công chức UBND quận Bình Tân. H4: Môi trường làm việc có tác động thuận chiều đến động lực làm việc của cán bộ, công chức UBND quận Bình Tân. H5: Sự ổn định trong công việc có tác động thuận chiều đến động lực làm việc của cán bộ, công chức UBND quận Bình Tân. 52
- TẠP CHÍ KINH TẾ - CÔNG NGHIỆP Số 31 – Tháng 04/2022 H6: Chính sách tiền lương và phúc lợi có tác động thuận chiều đến động lực làm việc của cán bộ, công chức UBND quận Bình Tân. 3. Phương pháp nghiên cứu Nghiên cứu được thực hiện thông qua 2 bước chính là nghiên cứu định tính và nghiên cứu định lượng. Nghiên cứu định tính được tác giả sử dụng phương pháp thảo luận nhóm với 10 cán bộ lãnh đạo, quản lý các phòng ban có liên quan tại UBND quận Bình Tân. Số quan sát trong phân tích nhân tố khám phá phải lớn hơn 100 và có tỷ lệ so với biến ít nhất là 5/1, tốt nhất trong khoảng tỷ lệ 5/1 - 10/1. Do đó đối với nghiên cứu này, việc xác định cỡ mẫu của nghiên cứu định lượng được thực hiện theo con số kinh nghiệm mẫu tối thiểu bằng số biến có trong mô hình nhân 5. Số câu hỏi quan sát của bài nghiên cứu dự kiến là 33 biến quan sát, như vậy theo công thức mẫu tối thiểu là 33*5 = 165. Do yêu cầu mẫu tối thiểu để phân tích hồi quy cần đảm bảo số lượng mẫu tối thiểu phân tích EFA, cụ thể tác giả gửi 250 bảng câu hỏi để có thể đảm bảo mẫu tiến hành phân tích dữ liệu nghiên cứu định lượng. Kết quả sau khi loại bỏ các phiếu khảo sát không hợp lệ, tác giả đưa dữ liệu vào phần mềm SPSS 22 xử lý. Thang đo được đánh giá bằng phương pháp độ tin cậy dựa vào hệ số Cronbach’s Alpha, phân tích nhân tố khám phá EFA, phân tích hồi quy được sử dụng để kiểm định mô hình (Nguyễn Đình Thọ, 2013). 4. Kết luận quả nghiên cứu và một số khuyến nghị 4.1. Kết quả nghiên cứu Bảng 1. Kết quả kiểm định độ tin cậy thang đo Cronbach’s Alpha Trung bình Phương sai Hệ số Cronbach’s Tương quan Biến quan sát thang đo nếu thang đo nếu Alpha nếu loại biến tổng loại biến loại biến biến Nhân tố “Đặc điểm công việc” (DDCV): Cronbach’s Alpha = 0,918 DDCV1 16,13 6,755 0,838 0,890 DDCV2 16,13 6,497 0,838 0,889 DDCV3 16,12 6,420 0,880 0,880 DDCV4 16,03 7,148 0,735 0,910 DDCV5 16,17 7,329 0,659 0,924 Nhân tố “Khen thưởng và ghi nhận” (KTNG): Cronbach’s Alpha = 0,841 GNKT1 15,59 6,777 0,789 0,768 GNKT2 15,58 7,227 0,699 0,794 GNKT3 15,64 6,775 0,704 0,792 GNKT4 15,48 8,479 0,420 0,864 GNKT5 15,74 7,446 0,629 0,813 Nhân tố “Điều kiện làm việc” (MTLV): Cronbach’s Alpha = 0,884 MTLV1 16,32 5,728 0,894 0,819 MTLV2 16,28 6,309 0,775 0,849 MTLV3 16,35 6,351 0,761 0,852 MTLV4 16,40 6,040 0,773 0,847 MTLV5 16,56 6,405 0,489 0,925 Nhân tố “Chính sách tiền lương và phúc lợi” (CSTL): Cronbach’s Alpha = 0,914 CSTL1 12,67 3,897 0,737 0,911 CSTL2 12,86 3,603 0,810 0,886 CSTL3 12,79 3,752 0,839 0,877 CSTL4 12,80 3,667 0,832 0,878 Nhân tố “Sự ổn định trong công việc” (ODCV): Cronbach’s Alpha = 0,851 ODCV1 16,03 5,617 0,683 0,814 ODCV2 16,14 5,644 0,653 0,823 ODCV3 15,81 5,855 0,751 0,799 53
- TẠP CHÍ KINH TẾ - CÔNG NGHIỆP Số 31 – Tháng 04/2022 ODCV4 15,77 5,896 0,732 0,804 ODCV5 15,93 6,202 0,518 0,858 Nhân tố “Đào tạo và phát triển” (DTPT): Cronbach’s Alpha = 0,779 DTPT1 11,0830 3,313 0,667 0,680 DTPT2 11,5939 3,505 0,570 0,732 DTPT3 11,0000 3,658 0,603 0,717 DTPT4 11,0873 3,580 0,503 0,769 Biến phụ thuộc “Động lực làm việc” (DLLV): Cronbach’s Alpha = 0,771 DLLV1 16,39 4,801 0,538 0,732 DLLV2 16,30 4,964 0,616 0,704 DLLV3 16,16 5,256 0,517 0,737 DLLV4 15,94 5,308 0,523 0,736 DLLV5 16,47 5,066 0,525 0,735 Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu điều tra của tác giả Sau khi xử lý số liệu, các thang đo trên đều có hệ số Cronbach’s Alpha khá cao (> 0,6). Tất cả các biến quan sát của thang đo này đều có hệ số tương quan biến tổng (Corrected Item-Total Correlation) lớn hơn 0,3 do đó tác giả không loại biến quan sát nào và được đưa vào phân tích EFA. Bảng 2. KMO and Bartlett's Test các biến độc lập Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy 0,912 Approx. Chi-Square 5.506,089 Bartlett's Test of Sphericity Df 378 Sig. 0,000 Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu điều tra của tác giả Từ bảng 2 cho thấy hệ số KMO = 0,912 thỏa mãn điều kiện 0,5 ≤ KMO ≤ 1. Kiểm định Bartlett's có Sig = 0,000 < 0,05. Bảng 3. Ma trận xoay nhân tố Biến quan sát Nhân tố (Mã hoá) 1 2 3 4 5 6 DDCV1 0,804 DDCV2 0,837 DDCV3 0,872 DDCV4 0,703 DDCV5 0,642 GNKT1 0,834 GNKT2 0,814 GNKT3 0,673 GNKT5 0,754 MTLV1 0,851 MTLV2 0,745 MTLV3 0,756 MTLV4 0,803 MTLV5 0,659 CSTL1 0,740 CSTL2 0,850 CSTL3 0,845 CSTL4 0,823 ODCV1 0,628 ODCV2 0,638 ODCV3 0,799 ODCV4 0,666 ODCV5 0,774 54
- TẠP CHÍ KINH TẾ - CÔNG NGHIỆP Số 31 – Tháng 04/2022 DTPT1 0,706 DTPT2 0,710 DTPT3 0,673 DTPT4 0,639 Eigenvalue 10,900 2,196 2,100 1,866 1,416 1,297 % phương sai trích 40,369 48,501 56,280 63,191 68,472 73,272 Extraction Method: Principal Component Analysis Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization Rotation converged in 6 iterations Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu điều tra của tác giả Tại mức giá trị Eigenvalue = 1,297 với phương pháp trích Principal Component, phép quay Varimax cho phép trích được 6 yếu tố từ biến quan sát và phương sai trích được là 73,272% (> 50%). Giá trị phương sai trích đạt yêu cầu. Hệ số KMO = 0,775 thỏa điều kiện 0,5 ≤ KMO ≤ 1. Kiểm định Bartlett's Test có Sig = 0,000 < 0,05. Phương pháp trích nhân tố Principal component, phép quay Varimax cho phép trích được 01 yếu tố với 5 biến quan sát và phương sai trích đạt 52,470% (> 50%), giá trị Eigenvalue là 2,623 (lớn hơn 1), các hệ số tải nhân tố của các biến quan sát đều lớn hơn 0,5. Giá trị Sig của kiểm định F = 0,000 < 0,05 như vậy mô hình hồi quy có ý nghĩa. Bảng 4. Đánh giá mức độ phù hợp của mô hình Model R R Square Adjusted R Std. Error of the Durbin-Watson Square Estimate 1 0,947a 0,897 0,894 0,17852 1,614 a. Predictors: (Constant), DTPT, MTLV, CSTL, GNKT, ODCV, DDCV b. Dependent Variable: DLLV Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu điều tra của tác giả R2 hiệu chỉnh là 0,894 = 89,4%. Như vậy, các biến độc lập đưa vào hồi quy ảnh hưởng tới 89,4% sự thay đổi của biến phụ thuộc. Bảng 5. Kết quả hồi quy Hệ số B Hệ số Beta Đa cộng tuyến chưa chuẩn hoá chuẩn hoá Mô hình t Sig Std. B Beta Tolerance VIF Error (Constant) -0,170 0,103 -1,656 0,099 DDCV 0,223 0,026 0,263 8,705 0,000 0,511 1,957 GNKT 0,251 0,021 0,333 12,236 0,000 0,628 1,593 1 MTLV 0,234 0,025 0,261 9.516 0,000 0,619 1,615 CSTL 0,192 0,024 0,223 8,055 0,000 0,609 1,643 ODCV 0,026 0,026 0,028 0,993 0,322 0,569 1,759 DTPT 0,130 0,026 0,143 5,085 0,000 0,591 1,692 Dependent Variable: DLLV Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu điều tra của tác giả Kết quả phân tích và đánh giá sự phù hợp của mô hình hồi quy cho thấy mối quan hệ giữa biến phụ thuộc đánh giá chung và 5 nhân tố được hồi quy như sau: DLLV = - 0,170 + 0,130* ĐTPT + 0,192 *CSTL + 0,234* MTLV + 0,223* DDCV + 0,251* GNKT Động lực làm việc = -0,170 + 0,130 * Đào tạo và phát triển + 0,192 * Chính sách tiền lương và phúc lợi + 0,234 * Môi trường làm việc + 0,223 * Đặc điểm công việc + 0,251 * Khen thưởng và ghi nhận Các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H6 được chấp nhận, giả thuyết H5 không được chấp nhận. 55
- TẠP CHÍ KINH TẾ - CÔNG NGHIỆP Số 31 – Tháng 04/2022 Kết quả hồi quy cho thấy sự tác động các nhân tố đến động lực làm việc của cán bộ, công chức tại UBND quận Bình Tân. 4.2. Một số khuyến nghị 4.2.1. Yếu tố “Đào tạo và phát triển”: Cần tạo cơ hội cho cán bộ, công chức có năng lực bằng cách có những cơ hội phát triển kỹ năng nghề nghiệp. Với cán bộ, công chức có thành tích tốt trong công việc, có năng lực được tiếp cận với các chương trình đào tạo, giúp họ có cơ hội thăng tiến trong công việc. Việc đào tạo, phát triển phải dựa trên thành tích thực sự và theo nguyên tắc công bằng, minh bạch. 4.2.2. Yếu tố “Chính sách tiền lương và phúc lợi”: UBND quận cần hoàn thiện hệ thống văn bản điều chỉnh các vấn đề liên quan đến công vụ, công chức. Cải thiện điều kiện, môi trường làm việc, hoàn thiện lộ trình nâng lương, chế độ khen thưởng dựa trên nguyên tắc trọng dụng người có thực tài. 4.2.3. Yếu tố “Đặc điểm công việc”: Cần bố trí công việc phù hợp với kỹ năng, kinh nghiệm và kiến thức chuyên môn của từng người phù hợp với từng vị trí cụ thể. Cần phổ biến cho cán bộ, công chức hiểu biết rõ hơn về mục tiêu của cơ quan, tổ chức và mục tiêu công việc cụ thể. Nếu cơ quan thực hiện tốt thì cán bộ, công chức sẽ cảm nhận tốt về mục tiêu công việc và từ đó có thể gia tăng động lực làm việc trong tương lai. 4.2.4. Yếu tố “Khen thưởng và ghi nhận”: UBND quận cần đẩy mạnh khen thưởng cho cán bộ, công chức có thành tích xứng đáng đạt được kết quả tốt trong công việc, cần có giải pháp đánh giá kết quả thực hiện công việc chặt chẽ và khách quan, công nhận kịp thời những thành quả và tặng phần thưởng xứng đáng với nỗ lực, công sức mà cán bộ, công chức đã hoàn thành. Cần tăng cường khuyến khích cán bộ, công chức tự tìm hiểu kiến thức phục vụ công tác, tổ chức các lớp đào tạo, bồi dưỡng để tạo điều kiện cho cán bộ, công chức được học tập, tiếp cận kỹ năng mới. 4.2.5. Yếu tố “Điều kiện làm việc”: UBND quận cần tuyển đúng người, đúng việc và thường xuyên có những buổi sát hạch để điều chỉnh công việc phù hợp với năng lực và kỹ năng thực tế của cán bộ, công chức sau một thời gian công tác. Lãnh đạo các phòng ban cần tạo cho cán bộ, công chức không gian làm việc tự chủ, độc lập, trao cho họ một số quyền hạn nhất định trong công việc của mình. Có như vậy các cán bộ, công chức mới có thể chủ động sắp xếp thời gian và có phương pháp làm việc hiệu quả hơn. 56
- TẠP CHÍ KINH TẾ - CÔNG NGHIỆP Số 31 – Tháng 04/2022 TÀI LIỆU THAM KHẢO [1] Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2005). Phân tích dữ liệu với SPSS. Nhà xuất bản Thống kê, Hà Nội. [2] Nguyễn Đình Thọ (2013). Phương pháp nghiên cứu khoa học trong kinh doanh. Nhà xuất bản Tài chính, Thành phố Hồ Chí Minh. [3] Nguyễn Vân Điềm và Nguyễn Ngọc Quân (2007). Giáo trình Quản trị nhân lực. Nhà xuất bản Đại học Kinh tế Quốc dân, Hà Nội. [4] Vũ Thị Hoa (2019). Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của đội ngũ công tác thống kê trên địa bàn thành phố Cần Thơ. Luận văn Thạc sĩ, Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh. [5] Trần Văn Huynh (2016). Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng tới động lực làm việc của công chức tại Sở Lao động Thương binh và Xã hội tỉnh Nam Định. Luận văn Thạc sĩ, Trường Đại học Lao động Xã hội, Hà Nội. [6] Araimi, A. (2013). Exploratory study on employees’ motivation in the omani private banking sector. International Journal of Organization Theory & Behavior, Vol. 16 No. 2, pp. 208-220. [7] Teck-Hong, T. (2011). Herzberg’s motivation-hygiene theory and job satisfaction in the Malaysian retail sector: The mediating effect of love of money. Asian Academy of Management Journal, Vol 16 (1). Ngày nhận: 16/12/2021 Ngày duyệt đăng: 22/03/2022 57
Chính trị học
Báo chí - Truyền thông
Xã hội học
Giáo dục học
Tâm lý học
Lịch sử - Văn hoá
Triết học
Ngôn ngữ học
Thư viện thông tin
Văn học nước ngoài
Ngư nghiệp
Hành chính - Pháp luật
Địa lý - Địa danh
Văn học Việt nam
Lịch sử Đảng
CNXH - KH
Tư Tưởng HCM
Ngụ ngôn - Cổ tích
Ca dao - Tục ngữ
Hoá học
Sinh học
Y khoa - Dược
Kinh tế học