Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Tác động của trách nhiệm xã hội đến động lực làm việc của người lao động - Trường hợp khảo sát tại các doanh nghiệp nhựa trên địa bàn TP. Hồ Chí Minh

1,080
547
116
51
Bng 4.9 Kt qu phân tích ANOVA khi phân tích hi quy
Mô hình
Tng các
bình
phương
df
Bình
phương
trung bình
F
Sig.
1
Biến thiên do
hi quy
23.071
4
5.768
48.890
.000
b
Biến thiên do
phần dư
24.067
204
.118
Tng biến thiên
47.138
208
a. Biến ph thuc: TB.DLLV
b. Biến độc lp: (Constant), TB.MTCD, TB.KH, TB.NLD, TB.DT
(Ngun: Kt qu điu tra ca tc gi t 4/2014 đn 5/2014)
4.6.2.2 Phân tích mô hình hi quy
Bng 4.10 H s hi quy
Mô hình
H s chưa
chun hóa
Các h
s đã
chun
hóa
t
Sig.
H s tương quan
B
Std.
Error
Beta
Zero-
order
Tng
Phn
Riêng
1
(Constant)
1.084
.226
4.797
.000
TB.NLD
.308
.058
.355
5.340
.000
.593
.350
.267
TB.KH
-.033
.054
-.043
-.617
.538
.446
-.043
-.031
TB.DT
.205
.056
.244
3.685
.000
.547
.250
.184
TB.MTCD
.264
.054
.293
4.866
.000
.560
.322
.243
(Ngun: Kt qu điu tra ca tc gi t 4/2014 đn 5/2014)
Bng 4.10 cho thy mức ý nghĩa Sig với độ tin cy h s hồi quy riêng β của ba
biến TB.NLD, TB.DT, TB.MTCD đều nh hơn 0.05. Điều này cho thy s an toàn
khi bác b gi thuyết H
o
cho rng h s hồi quy riêng β của biến TB.NLD, TB.DT,
TB.MTCD bng 0. Như vậy ta th kết lun rng h s hồi quy riêng β của các
51 Bng 4.9 Kt qu phân tích ANOVA khi phân tích hi quy Mô hình Tổng các bình phương df Bình phương trung bình F Sig. 1 Biến thiên do hồi quy 23.071 4 5.768 48.890 .000 b Biến thiên do phần dư 24.067 204 .118 Tổng biến thiên 47.138 208 a. Biến ph thuộc: TB.DLLV b. Biến độc lập: (Constant), TB.MTCD, TB.KH, TB.NLD, TB.DT (Ngun: Kt qu điu tra ca tc gi t 4/2014 đn 5/2014) 4.6.2.2 Phân tích mô hình hi quy Bng 4.10 H s hi quy Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Các hệ số đã chuẩn hóa t Sig. Hệ số tương quan B Std. Error Beta Zero- order Từng Phần Riêng 1 (Constant) 1.084 .226 4.797 .000 TB.NLD .308 .058 .355 5.340 .000 .593 .350 .267 TB.KH -.033 .054 -.043 -.617 .538 .446 -.043 -.031 TB.DT .205 .056 .244 3.685 .000 .547 .250 .184 TB.MTCD .264 .054 .293 4.866 .000 .560 .322 .243 (Ngun: Kt qu điu tra ca tc gi t 4/2014 đn 5/2014) Bảng 4.10 cho thy mức ý nghĩa Sig với độ tin cậy hệ số hồi quy riêng β của ba biến TB.NLD, TB.DT, TB.MTCD đều nhỏ hơn 0.05. Điều này cho thy sẽ an toàn khi bác bỏ giả thuyết H o cho rng hệ số hồi quy riêng β của biến TB.NLD, TB.DT, TB.MTCD bng 0. Như vậy ta có thể kết luận rng hệ số hồi quy riêng β của các
52
biến TB.NLD, TB.DT, TB.MTCD là có ý nghĩa. Riêng biến TB.KH có Sig = 0.527
lớn hơn 0.05 nên chp nhn H
o
cho rng h s hồi quy riêng β của biến TB.KH bng
0.
Như vậy, theo mô hình nghiên cứu đã điều chnh có th kết luận như sau:
- Gi thuyết H
1
: Trách nhim hội đối với người lao động có tác động tích
cc lên đng lc làm vic ca h đưc chp nhn.
- Gi thuyết H
2
: Trách nhim xã hội đối với khách hàng có tác động tích cc
lên đng lc làm vic ca ngưi lao đng không đưc chp nhn.
- Gi thuyết H
3
: Trách nhim xã hội đối với đối tác kinh doanh có tác động
tích cc lên đng lc làm vic của người lao đng đưc chp nhn.
- Gi thuyết H
4
: Trách nhim xã hội đối với môi trường cộng đồng có tác động
tích cc lên đng lc làm vic của người lao đng đưc chp nhn.
Theo bng 4.10, h s β chuẩn hóa ca TB.NLD 0.355 cao hơn các hệ s β
chun hóa khác, có th kết lun rng CSR đối với người lao động có tác động mnh
nht đến động lc làm vic ca h. Tiếp đến, h s β chuẩn hóa ca TB.MTCD
0.293, có nghĩa là CSR đi với môi trường cộng đồng có tác động mnh th hai đến
động lc làm việc người lao động. H s β chuẩn hóa ca TB.DT là 0.244, có nghĩa
là CSR đối với đối tác kinh doanh có tác động mnh ít nht đến động lc làm vic
người lao đng. Cui cùng, h s β chuẩn hóa TB.KH là -0.43, sig =0.538 có th kết
luận CSR đối với khách hàng không làm tăng động lc làm vic của người lao
động.
4.7 Phân tích nh hưởng các bin đnh tính
Để kiểm định ảnh hưởng ca các biến định tính gm các biến giới tính, độ tui,
thâm niên, cp bc và b phn, tác gi đã tiến hành phân tích ANOVA cho các biến
này. Kết qu phân tích ANOVA cho tng biến được trình bày ph lc 11. Kết qu
cho thy không có s khác nhau trong tng biến gii tính, cp bc và b phn. Các
ch s Sig đều không đạt yêu cu chng t chp nhn gi thuyết H
o
: các đám đông
52 biến TB.NLD, TB.DT, TB.MTCD là có ý nghĩa. Riêng biến TB.KH có Sig = 0.527 lớn hơn 0.05 nên chp nhận H o cho rng hệ số hồi quy riêng β của biến TB.KH bng 0. Như vậy, theo mô hình nghiên cứu đã điều chnh có thể kết luận như sau: - Giả thuyết H 1 : Trách nhiệm xã hội đối với người lao động có tác động tích cực lên động lực làm việc của họ đưc chp nhn. - Giả thuyết H 2 : Trách nhiệm xã hội đối với khách hàng có tác động tích cực lên động lực làm việc của người lao động không đưc chp nhn. - Giả thuyết H 3 : Trách nhiệm xã hội đối với đối tác kinh doanh có tác động tích cực lên động lực làm việc của người lao động đưc chp nhn. - Giả thuyết H 4 : Trách nhiệm xã hội đối với môi trường cộng đồng có tác động tích cực lên động lực làm việc của người lao động đưc chp nhn. Theo bảng 4.10, hệ số β chuẩn hóa của TB.NLD là 0.355 cao hơn các hệ số β chuẩn hóa khác, có thể kết luận rng CSR đối với người lao động có tác động mạnh nht đến động lực làm việc của họ. Tiếp đến, hệ số β chuẩn hóa của TB.MTCD là 0.293, có nghĩa là CSR đối với môi trường cộng đồng có tác động mạnh thứ hai đến động lực làm việc người lao động. Hệ số β chuẩn hóa của TB.DT là 0.244, có nghĩa là CSR đối với đối tác kinh doanh có tác động mạnh ít nht đến động lực làm việc người lao động. Cuối cùng, hệ số β chuẩn hóa TB.KH là -0.43, sig =0.538 có thể kết luận CSR đối với khách hàng không làm tăng động lực làm việc của người lao động. 4.7 Phân tích nh hưởng các bin định tính Để kiểm định ảnh hưởng của các biến định tính gồm các biến giới tính, độ tuổi, thâm niên, cp bậc và bộ phận, tác giả đã tiến hành phân tích ANOVA cho các biến này. Kết quả phân tích ANOVA cho từng biến được trình bày ph lc 11. Kết quả cho thy không có sự khác nhau trong từng biến giới tính, cp bậc và bộ phận. Các ch số Sig đều không đạt yêu cầu chứng tỏ chp nhận giả thuyết H o : các đám đông
53
có trung bnh như nhau. Tuy nhiên, biến độ tui và thâm niên cho thy có tác động
đến biến động lc làm vic theo kết qu bng 4.11 và 4.12.
Biến độ tui theo ph lc 11 có Sig = 0.151 lớn hơn 5%, nên chp nhn gi
thuyết phương sai các nhóm đồng nht. Kim đnh ANOVA có Sig = 0.000 nh hơn
5% nên an toàn bác b gi thuyết H
o
: các đám đông có trung bnh như nhau và kết
lun có ít nht 2 trung bnh trong 2 nhóm khác nhau. Tuy nhiên, đến đây chưa biết
hai nhóm có trung bình khác nhau hai nhóm nào. vy tác gi tiếp tc kim
định hu ANOVA bng phương pháp Bonferroni và thu đưc kết qu bng 4.11.
Bng 4.11: Kt qu kiểm định hu ANOVA bin đ tui
Biến ph thuc: Đng lc làm vic (TB.DLLV)
Bonferroni
(I) TUI
(J) TUI
Khác bit
trung bình
(I-J)
Sai lch
chun
Sig.
Khong tin cy mc
95%
Cc tiu
Cc đi
<23
23-35
-.51190
*
.11433
.000
-.8165
-.2073
35-50
-.44281
*
.12481
.003
-.7753
-.1103
>50
-.17857
.20278
1.000
-.7188
.3617
23-35
<23
.51190
*
.11433
.000
.2073
.8165
35-50
.06909
.07498
1.000
-.1307
.2689
>50
.33333
.17654
.363
-.1370
.8037
35-50
<23
.44281
*
.12481
.003
.1103
.7753
23-35
-.06909
.07498
1.000
-.2689
.1307
>50
.26424
.18350
.908
-.2246
.7531
>50
<23
.17857
.20278
1.000
-.3617
.7188
23-35
-.33333
.17654
.363
-.8037
.1370
35-50
-.26424
.18350
.908
-.7531
.2246
*. Khác biệt trung bnh có ý nghĩa mức 5%.
(Ngun: Kt qu điu tra ca tc gi t 4/2014 đn 5/2014)
Kết qu cho thy vi mức ý nghĩa 5% th có sự khác bit gia độ tuổi dưới 23
và độ tui t 23 đến 35, t 35 đến 50. Ngoài ra, kết qu không cho thy có s khác
bit nào gia các nhóm tui còn li vì các giá tr Sig đều lớn hơn 0.05. Như vậy có
53 có trung bnh như nhau. Tuy nhiên, biến độ tuổi và thâm niên cho thy có tác động đến biến động lực làm việc theo kết quả bảng 4.11 và 4.12. Biến độ tuổi theo ph lc 11 có Sig = 0.151 lớn hơn 5%, nên chp nhận giả thuyết phương sai các nhóm đồng nht. Kiểm định ANOVA có Sig = 0.000 nhỏ hơn 5% nên an toàn bác bỏ giả thuyết H o : các đám đông có trung bnh như nhau và kết luận có ít nht 2 trung bnh trong 2 nhóm khác nhau. Tuy nhiên, đến đây chưa biết hai nhóm có trung bình khác nhau là hai nhóm nào. Vì vậy tác giả tiếp tc kiểm định hậu ANOVA bng phương pháp Bonferroni và thu được kết quả bảng 4.11. Bng 4.11: Kt qu kiểm định hu ANOVA bin đ tui Biến ph thuộc: Động lực làm việc (TB.DLLV) Bonferroni (I) TUỔI (J) TUỔI Khác biệt trung bình (I-J) Sai lệch chuẩn Sig. Khoảng tin cậy ở mức 95% Cực tiểu Cực đại <23 23-35 -.51190 * .11433 .000 -.8165 -.2073 35-50 -.44281 * .12481 .003 -.7753 -.1103 >50 -.17857 .20278 1.000 -.7188 .3617 23-35 <23 .51190 * .11433 .000 .2073 .8165 35-50 .06909 .07498 1.000 -.1307 .2689 >50 .33333 .17654 .363 -.1370 .8037 35-50 <23 .44281 * .12481 .003 .1103 .7753 23-35 -.06909 .07498 1.000 -.2689 .1307 >50 .26424 .18350 .908 -.2246 .7531 >50 <23 .17857 .20278 1.000 -.3617 .7188 23-35 -.33333 .17654 .363 -.8037 .1370 35-50 -.26424 .18350 .908 -.7531 .2246 *. Khác biệt trung bnh có ý nghĩa mức 5%. (Ngun: Kt qu điu tra ca tc gi t 4/2014 đn 5/2014) Kết quả cho thy với mức ý nghĩa 5% th có sự khác biệt gia độ tuổi dưới 23 và độ tuổi từ 23 đến 35, từ 35 đến 50. Ngoài ra, kết quả không cho thy có sự khác biệt nào gia các nhóm tuổi còn lại vì các giá trị Sig đều lớn hơn 0.05. Như vậy có
54
th kết lun có s khác nhau gia đ tuổi dưới 23 và độ tui t 23 đến 35, t 35 đến
50 tác động lên động lc làm vic.
Biến thâm niên theo ph lc 11 có Sig = 0.135 lớn hơn 5%, nên chp nhn gi
thuyết phương sai các nhóm đng nht. Kiểm định ANOVA có Sig = 0.01 nh hơn
5% nên an toàn bác b gi thuyết H
o
: các đám đông có trung bnh như nhau và kết
lun có ít nht 2 trung bình trong 2 nhóm khác nhau. Tuy nhiên, đến đây chưa biết
hai nhóm có trung bình khác nhau hai nhóm nào. vy tác gi tiếp tc kim
định hu ANOVA bng phương pháp Bonferroni và thu đưc kết qu bng 4.12.
Bng 4.12: Kt qu kiểm định hu ANOVA bin thâm niên
Biến ph thuc: Động lc làm vic (TB.DLLV)
Bonferroni
(I) Thâm
niên
(J) Thâm niên
Khác bit
trung bình
(I-J)
Sai
lch
chun
Sig.
Khong tin cy
mc 95%
Cc tiu
Cc đi
<1
1-3
-.27395
.11171
.090
-.5716
.0237
3-5
-.13287
.10803
1.000
-.4207
.1549
>5
-.31871
*
.10851
.022
-.6078
-.0296
1-3
<1
.27395
.11171
.090
-.0237
.5716
3-5
.14108
.08606
.616
-.0882
.3703
>5
-.04476
.08665
1.000
-.2756
.1861
3-5
<1
.13287
.10803
1.000
-.1549
.4207
1-3
-.14108
.08606
.616
-.3703
.0882
>5
-.18584
.08185
.145
-.4039
.0322
>5
<1
.31871
*
.10851
.022
.0296
.6078
1-3
.04476
.08665
1.000
-.1861
.2756
3-5
.18584
.08185
.145
-.0322
.4039
*. Khác biệt trung bnh có ý nghĩa ở mc 5%.
(Ngun: Kt qu điu tra ca tc gi t 4/2014 đn 5/2014)
Kết qu cho thy vi mức ý nghĩa 5% th có sự khác bit gia thâm niên làm
việc dưới 1 năm và thâm niên làm việc trên 5 năm. Ngoài ra, kết qu không cho
thy có s khác bit nào gia các thâm niên còn li vì các giá tr Sig đều lớn hơn
54 thể kết luận có sự khác nhau gia độ tuổi dưới 23 và độ tuổi từ 23 đến 35, từ 35 đến 50 tác động lên động lực làm việc. Biến thâm niên theo ph lc 11 có Sig = 0.135 lớn hơn 5%, nên chp nhận giả thuyết phương sai các nhóm đồng nht. Kiểm định ANOVA có Sig = 0.01 nhỏ hơn 5% nên an toàn bác bỏ giả thuyết H o : các đám đông có trung bnh như nhau và kết luận có ít nht 2 trung bình trong 2 nhóm khác nhau. Tuy nhiên, đến đây chưa biết hai nhóm có trung bình khác nhau là hai nhóm nào. Vì vậy tác giả tiếp tc kiểm định hậu ANOVA bng phương pháp Bonferroni và thu được kết quả bảng 4.12. Bng 4.12: Kt qu kiểm định hu ANOVA bin thâm niên Biến ph thuộc: Động lực làm việc (TB.DLLV) Bonferroni (I) Thâm niên (J) Thâm niên Khác biệt trung bình (I-J) Sai lệch chuẩn Sig. Khoảng tin cậy ở mức 95% Cực tiểu Cực đại <1 1-3 -.27395 .11171 .090 -.5716 .0237 3-5 -.13287 .10803 1.000 -.4207 .1549 >5 -.31871 * .10851 .022 -.6078 -.0296 1-3 <1 .27395 .11171 .090 -.0237 .5716 3-5 .14108 .08606 .616 -.0882 .3703 >5 -.04476 .08665 1.000 -.2756 .1861 3-5 <1 .13287 .10803 1.000 -.1549 .4207 1-3 -.14108 .08606 .616 -.3703 .0882 >5 -.18584 .08185 .145 -.4039 .0322 >5 <1 .31871 * .10851 .022 .0296 .6078 1-3 .04476 .08665 1.000 -.1861 .2756 3-5 .18584 .08185 .145 -.0322 .4039 *. Khác biệt trung bnh có ý nghĩa ở mức 5%. (Ngun: Kt qu điu tra ca tc gi t 4/2014 đn 5/2014) Kết quả cho thy với mức ý nghĩa 5% th có sự khác biệt gia thâm niên làm việc dưới 1 năm và thâm niên làm việc trên 5 năm. Ngoài ra, kết quả không cho thy có sự khác biệt nào gia các thâm niên còn lại vì các giá trị Sig đều lớn hơn
55
0.05. Như vậy có th kết lun có s khác nhau gia thâm niên làm việc dưới 1 năm
thâm niên làm việc trên 5 năm tác động lên động lc làm vic. C th nhân
viên có thâm niên làm việc dưới 1 năm động lc làm vic thp hơn nhân viên
làm vic có thâm niên trên 5 năm (ph lc 11).
4.8 Tho lun kt qu nghiên cu
T kết qu bng 4.10 cho thy tác động trách nhim xã hội đối với người lao
động, trách nhim xã hội đối vi đối tác kinh doanh, trách nhim xã hội đối vi môi
trưng cộng đồng đều tác đng tích cực đến động lc làm vic của người lao
động trong ngành nhựa trên địa bàn TP. H Chí Minh. Trong đó, tác động trách
nhim xã hội đối với người lao động (thuc trách nhim xã hi bên trong) là có tác
động mnh nht vi h s β đã chuẩn hóa 0.355, điều này cũng phù hợp vi
nghiên cu của Skudience & Auruskevicience (2010) là tác đng trách nhim xã hi
bên trong (liên quan đến người lao động) có tác động mnh nht đến động lc làm
vic của người lao động. Tiếp theo, trách nhim hội đối vi môi trường cng
đồng tác động tích cc mnh th hai vi h s β đã chuẩn hóa là 0.293. Cui
cùng, trách nhim xã hội đối vi đối tác kinh doanh có tác động mnh ít nht vi h
s β đã chun hóa 0.244.
Khác vi nghiên cu Skudience & Auruskevicience (2010), trách nhim xã hi
đối vi cộng đồng và trách nhim xã hội đối với môi trường và h sinh thái là hai
khái niệm đơn hướng nên đã gộp li thành mt khái nim đặt tên trách nhim xã hi
đối với môi trường cộng đồng. Nguyên nhân có th do nghiên cu hai th trưng
khác nhau và vn đề môi trường, cộng đồng lĩnh vực nha TP.H Chí Minh đã
được báo đài thường xuyên phn nh. vy nhng khái nim cộng đồng, môi
trưng và h sinh thái đều xem như có cùng ý nghĩa nên kết qu nghiên cu đã gộp
hai khái nim này li thành mt khái nim.
Theo kết qu bng 4.10, trách nhim xã hội đối vi khách hàng vi mức ý nghĩa
sig 0.538, h s β chuẩn hóa -0.43. vy, s liu này không có ý nghĩa về mt
thng kê. Tuy nhiên, h s tương quan 0.446 cho nên trách nhim hội đi vi
55 0.05. Như vậy có thể kết luận có sự khác nhau gia thâm niên làm việc dưới 1 năm và thâm niên làm việc trên 5 năm tác động lên động lực làm việc. C thể là nhân viên có thâm niên làm việc dưới 1 năm có động lực làm việc thp hơn nhân viên làm việc có thâm niên trên 5 năm (ph lc 11). 4.8 Tho lun kt qu nghiên cứu Từ kết quả bảng 4.10 cho thy tác động trách nhiệm xã hội đối với người lao động, trách nhiệm xã hội đối với đối tác kinh doanh, trách nhiệm xã hội đối với môi trường cộng đồng đều có tác động tích cực đến động lực làm việc của người lao động trong ngành nhựa trên địa bàn TP. Hồ Chí Minh. Trong đó, tác động trách nhiệm xã hội đối với người lao động (thuộc trách nhiệm xã hội bên trong) là có tác động mạnh nht với hệ số β đã chuẩn hóa là 0.355, điều này cũng phù hợp với nghiên cứu của Skudience & Auruskevicience (2010) là tác động trách nhiệm xã hội bên trong (liên quan đến người lao động) có tác động mạnh nht đến động lực làm việc của người lao động. Tiếp theo, trách nhiệm xã hội đối với môi trường cộng đồng có tác động tích cực mạnh thứ hai với hệ số β đã chuẩn hóa là 0.293. Cuối cùng, trách nhiệm xã hội đối với đối tác kinh doanh có tác động mạnh ít nht với hệ số β đã chuẩn hóa 0.244. Khác với nghiên cứu Skudience & Auruskevicience (2010), trách nhiệm xã hội đối với cộng đồng và trách nhiệm xã hội đối với môi trường và hệ sinh thái là hai khái niệm đơn hướng nên đã gộp lại thành một khái niệm đặt tên trách nhiệm xã hội đối với môi trường cộng đồng. Nguyên nhân có thể do nghiên cứu ở hai thị trường khác nhau và vn đề môi trường, cộng đồng ở lĩnh vực nhựa TP.Hồ Chí Minh đã được báo đài thường xuyên phản ảnh. Vì vậy nhng khái niệm cộng đồng, môi trường và hệ sinh thái đều xem như có cùng ý nghĩa nên kết quả nghiên cứu đã gộp hai khái niệm này lại thành một khái niệm. Theo kết quả bảng 4.10, trách nhiệm xã hội đối với khách hàng với mức ý nghĩa sig 0.538, hệ số β chuẩn hóa -0.43. Vì vậy, số liệu này không có ý nghĩa về mặt thống kê. Tuy nhiên, hệ số tương quan 0.446 cho nên trách nhiệm xã hội đối với
56
khách hàng tương quan cùng chiu với động lc làm vic của người lao đng.
Trong trường hp này, trách nhim xã hội đối vi khách hàng th đã được th
hin trong trách nhim xã hi đi với người lao động, trách nhim xã hi đi vi đi
tác kinh doanh, trách nhim xã hội đối với môi trường cộng đồng. Đây cũng là một
điểm khác bit so vi nghiên cu ca Skudience & Auruskevicience (2010)
Lakshan & Mahindadasa (2011).
Như vậy, nhìn chung các yếu t trách nhim hi bên ngoài (đối tác kinh
doanh, môi trường cộng đồng) và bên trong (người lao động) đều tác động tích cc
đến động lc làm vic của người lao động. Điu này phù hp vi hai nghiên cu
ca Skudience & Auruskevicience (2010) và Lakshan & Mahindadasa (2011).
Các biến nghiên cu (các khái nim nghiên cứu) được đo lường bng thang đo
Likert t 1 đến 5, vi 1 = “hoàn toàn không đồng ý; 5 = “hoàn toàn đồng ý. Phân
tích mô t mu đưc th hin qua bng 4.11, giá tr trung bình k vng ca các khái
nim là 3 (trung bình ca 1 và 5).
Bng 4.13: Thng kê mô t bin (N=209)
Bin
Nh
nht
Ln
nht
Trung
bình
Đ lch
chun
Trách nhim xã hội đối vi ngưi lao
động
2.00
5.00
4.22
0.55
Trách nhim xã hội đối vi đi tác
kinh doanh
2.25
5.00
4.08
0.57
Trách nhim xã hội đối vi môi
trưng cộng đồng
2.00
5.00
4.18
0.52
Động lc làm vic
3.00
5.00
4.19
0.48
(Ngun: Kt qu điu tra ca tc gi t 4/2014 đn 5/2014)
Kết qu các giá tr trung bình cho thy đối tượng khảo sát đánh giá tnh hnh
thc hin trách nhim hi ca các doanh nghip ngành nha h đang làm
vic đu lớn hơn giá trị trung bình k vng.
56 khách hàng có tương quan cùng chiều với động lực làm việc của người lao động. Trong trường hợp này, trách nhiệm xã hội đối với khách hàng có thể đã được thể hiện trong trách nhiệm xã hội đối với người lao động, trách nhiệm xã hội đối với đối tác kinh doanh, trách nhiệm xã hội đối với môi trường cộng đồng. Đây cũng là một điểm khác biệt so với nghiên cứu của Skudience & Auruskevicience (2010) và Lakshan & Mahindadasa (2011). Như vậy, nhìn chung các yếu tố trách nhiệm xã hội bên ngoài (đối tác kinh doanh, môi trường cộng đồng) và bên trong (người lao động) đều tác động tích cực đến động lực làm việc của người lao động. Điều này phù hợp với hai nghiên cứu của Skudience & Auruskevicience (2010) và Lakshan & Mahindadasa (2011). Các biến nghiên cứu (các khái niệm nghiên cứu) được đo lường bng thang đo Likert từ 1 đến 5, với 1 = “hoàn toàn không đồng ý”; 5 = “hoàn toàn đồng ý”. Phân tích mô tả mu được thể hiện qua bảng 4.11, giá trị trung bình kỳ vọng của các khái niệm là 3 (trung bình của 1 và 5). Bng 4.13: Thng kê mô t bin (N=209) Bin Nhỏ nht Ln nht Trung bình Đ lch chuẩn Trách nhiệm xã hội đối với người lao động 2.00 5.00 4.22 0.55 Trách nhiệm xã hội đối với đối tác kinh doanh 2.25 5.00 4.08 0.57 Trách nhiệm xã hội đối với môi trường cộng đồng 2.00 5.00 4.18 0.52 Động lực làm việc 3.00 5.00 4.19 0.48 (Ngun: Kt qu điu tra ca tc gi t 4/2014 đn 5/2014) Kết quả các giá trị trung bình cho thy đối tượng khảo sát đánh giá tnh hnh thực hiện trách nhiệm xã hội của các doanh nghiệp ngành nhựa mà họ đang làm việc đều lớn hơn giá trị trung bình kỳ vọng.
57
Giá tr trung bình ca biến “Trách nhiệm hội đối với người lao động”
được t d liu nghiên cu 4.22. Kết qu cho thy trách nhim xã hội đối với người
lao động cao hơn mức trung bnh (4.22 cao hơn 3). Điều này cho thy trách nhim
xã hội đối với người lao động có tác động mnh nht lên động lc làm việc và cũng
là yếu t có mc trung bình cao nht. Do đó, việc thc hin trách nhim xã hội đối
với người lao động đã góp phần giúp các doanh nghiệp nâng cao động lc làm vic
ca nhân viên.
Giá tr trung bình ca biến “Trách nhiệm xã hội đối vi đối tác kinh doanh” có
được t d liu nghiên cu 4.08. Kết qu cho thy trách nhim xã hội đối vi đối
tác kinh doanh cao hơn mức trung bình (4.08 cao hơn 3).
Giá tr trung bình ca biến “Trách nhim xã hội đối vi môi trường cộng đồng
được t d liu nghiên cu 4.18. Kết qu cho thy trách nhim hội đối vi
môi trường cộng đồng cao hơn mc trung bình (4.18 cao hơn 3).
Giá tr trung bình ca biến “Động lc làm việc” có được t d liu nghiên cu
4.19. Kết qu cho thy khảo sát động lc làm vic của người lao động cao hơn mức
trung bình (4.19 cao hơn 3).
Như vậy th thy các doanh nghip ngành nha trên địa bàn TP.H Chí
Minh cn duy trì và thc hin các hoạt động thc hin trách nhim xã hi ca mình,
đặc bit là đi với người lao đng.
TÓM TT CHƯƠNG 4
Trong chương 4, nghiên cứu đã trnh bày kết qu mô t mu, thc hin kim
định các thang đo trách nhiệm xã hội đối với người lao động, trách nhim xã hội đối
vi khách hàng, trách nhim xã hội đối với đối tác kinh doanh, trách nhim xã hi
đối vi cộng đồng, trách nhim xã hội đối với môi trường và h sinh thái, thang đo
động lc làm vic thông qua các công c Cronbach’s Alpha phân tích nhân tố
EFA.
57 Giá trị trung bình của biến “Trách nhiệm xã hội đối với người lao động” có được từ d liệu nghiên cứu 4.22. Kết quả cho thy trách nhiệm xã hội đối với người lao động cao hơn mức trung bnh (4.22 cao hơn 3). Điều này cho thy trách nhiệm xã hội đối với người lao động có tác động mạnh nht lên động lực làm việc và cũng là yếu tố có mức trung bình cao nht. Do đó, việc thực hiện trách nhiệm xã hội đối với người lao động đã góp phần giúp các doanh nghiệp nâng cao động lực làm việc của nhân viên. Giá trị trung bình của biến “Trách nhiệm xã hội đối với đối tác kinh doanh” có được từ d liệu nghiên cứu 4.08. Kết quả cho thy trách nhiệm xã hội đối với đối tác kinh doanh cao hơn mức trung bình (4.08 cao hơn 3). Giá trị trung bình của biến “Trách nhiệm xã hội đối với môi trường cộng đồng” có được từ d liệu nghiên cứu 4.18. Kết quả cho thy trách nhiệm xã hội đối với môi trường cộng đồng cao hơn mức trung bình (4.18 cao hơn 3). Giá trị trung bình của biến “Động lực làm việc” có được từ d liệu nghiên cứu 4.19. Kết quả cho thy khảo sát động lực làm việc của người lao động cao hơn mức trung bình (4.19 cao hơn 3). Như vậy có thể thy các doanh nghiệp ngành nhựa trên địa bàn TP.Hồ Chí Minh cần duy trì và thực hiện các hoạt động thực hiện trách nhiệm xã hội của mình, đặc biệt là đối với người lao động. TÓM TT CHƯƠNG 4 Trong chương 4, nghiên cứu đã trnh bày kết quả mô tả mu, thực hiện kiểm định các thang đo trách nhiệm xã hội đối với người lao động, trách nhiệm xã hội đối với khách hàng, trách nhiệm xã hội đối với đối tác kinh doanh, trách nhiệm xã hội đối với cộng đồng, trách nhiệm xã hội đối với môi trường và hệ sinh thái, thang đo động lực làm việc thông qua các công c Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố EFA.
58
Kết qu đánh giá độ tin cy thang đo, giá tr hi t, giá tr phân biệt đã loại các
biến KH11, DT14, CD20, MT25 ra khỏi các thang đo, đồng thi gp hai thang đo
đơn hướng trách nhim xã hội đối vi cộng đồng và trách nhim xã hội đối vi môi
trưng và h sinh thái thành một thang đo mi đặt tên mi trách nhim xã hội đối
với môi trường cộng đồng. Thang đo hoàn chnh gm 27 biến quan sát đo lường 5
nhân t, bao gm 4 biến độc lp và 1 biến ph thuc.
Kết qu phân tích hi quy, cho thy các yếu t trách nhim xã hội đối với người
lao động, trách nhim xã hội đối với đối tác kinh doanh, trách nhim xã hội đối vi
môi trường cộng đồng đều có tác động tích cc đến động lc làm vic của người lao
động. Trong đó, trách nhiệm xã hội đối với người lao động có tác động mnh nht
đến động lc làm vic của người lao động. Trách nhim xã hội đối vi khách hàng
vi h s sig = 0.538, nên ch chp nhn các gi thuyết H
1
, H
3
, H
4
.
Kết qu so sánh giá tr trung bình ca các yếu t đã cho thy giá tr trung bình
các yếu t đều cao hơn mức trung bnh là 3. Trong đó, yếu t trách nhim xã hội đối
vi người lao động có giá tr trung bình cao nht và cao hơn 4 là mc “đồng ý”.
58 Kết quả đánh giá độ tin cậy thang đo, giá trị hội t, giá trị phân biệt đã loại các biến KH11, DT14, CD20, MT25 ra khỏi các thang đo, đồng thời gộp hai thang đo đơn hướng trách nhiệm xã hội đối với cộng đồng và trách nhiệm xã hội đối với môi trường và hệ sinh thái thành một thang đo mới đặt tên mới trách nhiệm xã hội đối với môi trường cộng đồng. Thang đo hoàn chnh gồm 27 biến quan sát đo lường 5 nhân tố, bao gồm 4 biến độc lập và 1 biến ph thuộc. Kết quả phân tích hồi quy, cho thy các yếu tố trách nhiệm xã hội đối với người lao động, trách nhiệm xã hội đối với đối tác kinh doanh, trách nhiệm xã hội đối với môi trường cộng đồng đều có tác động tích cực đến động lực làm việc của người lao động. Trong đó, trách nhiệm xã hội đối với người lao động có tác động mạnh nht đến động lực làm việc của người lao động. Trách nhiệm xã hội đối với khách hàng với hệ số sig = 0.538, nên ch chp nhận các giả thuyết H 1 , H 3 , H 4 . Kết quả so sánh giá trị trung bình của các yếu tố đã cho thy giá trị trung bình các yếu tố đều cao hơn mức trung bnh là 3. Trong đó, yếu tố trách nhiệm xã hội đối với người lao động có giá trị trung bình cao nht và cao hơn 4 là mức “đồng ý”.
59
CHƯƠNG 5
KT LUN V KIN NGH
Chương 4 đã trnh bày c thể các kết quả nghiên cứu.  chương 5 này, tác giả
sẽ đưa ra kết luận, một số hàm ý v chính sách cho qun lý doanh nghip cũng như
nhng hạn chế của đề tài, để từ đó đề xut hướng nghiên cứu tiếp theo.
5.1 Kt lun
Nghiên cu v tác động trách nhim hội đến động lc làm vic ca nhân
viên trong ngành nhựa trên địa bàn TP.H Chí Minh đã dựa theo các nghiên cu
ca Skudience & Auruskevicience (2010)Lakshan & Mahindadasa (2011) vc
động trách nhim xã hội đến động lc làm vic của người lao động Sri Lanka và
Lithuania, đây là nghiên cu lp li tác gi đã áp dng trong lĩnh vực nha là
lĩnh vc mà tớc đây chưa có nghiên cứu nào đề cập đến.
Trước đây, khi nói đến trách nhim hi mọi người ch đến các hoạt động
thin nguyện mà cũng rt ít doanh nghiệp quan tâm đến vn đề này, có th nói, ch
nhng doanh nghip khi đối tác có đề ngh thc hin trách nhim hi thì mi
quan tâm đến trách nhim xã hi ca doanh nghip. Phm trù trách nhim xã hi là
mt phm trù rng, bao gm rt nhiu yếu t trách nhim xã hi bên trong và trách
nhim hi bên ngoài. Trong nghiên cu này, tác gi đã nghiên cứu các yếu t
trách nhim xã hội đối với người lao động, trách nhim xã hội đối với đối tác kinh
doanh, trách nhim xã hội đối với môi trường cộng đồng. Trong đó, trách nhiệm xã
hội đối với người lao động có tác động mnh nht đến động lc làm vic ca h,
điều này cho thy trách nhim xã hội đối với người lao động thuc trách nhim
hội bên trong tác động mạnh hơn trách nhiệm hi bên ngoài. Vì vy, việc tăng
động lc làm việc người lao động cần quan tâm hơn đến đối tượng chính là người
lao động và làm sao để người lao động tăng động lc làm vic. Kết qu nghiên cu
cho biết rng các doanh nghip nhựa trên địa bàn TP.H Chí Minh để phát trin bn
vng và gi vng tốc độ phát trin cao, duy trì là ngành công nghip ph tr hàng
59 CHƯƠNG 5 KT LUN V KIN NGH Chương 4 đã trnh bày c thể các kết quả nghiên cứu.  chương 5 này, tác giả sẽ đưa ra kết luận, một số hàm ý về chính sách cho quản lý doanh nghiệp cũng như nhng hạn chế của đề tài, để từ đó đề xut hướng nghiên cứu tiếp theo. 5.1 Kt lun Nghiên cứu về tác động trách nhiệm xã hội đến động lực làm việc của nhân viên trong ngành nhựa trên địa bàn TP.Hồ Chí Minh đã dựa theo các nghiên cứu của Skudience & Auruskevicience (2010) và Lakshan & Mahindadasa (2011) về tác động trách nhiệm xã hội đến động lực làm việc của người lao động ở Sri Lanka và Lithuania, đây là nghiên cứu lặp lại và tác giả đã áp dng trong lĩnh vực nhựa là lĩnh vực mà trước đây chưa có nghiên cứu nào đề cập đến. Trước đây, khi nói đến trách nhiệm xã hội mọi người ch đến các hoạt động thiện nguyện mà cũng rt ít doanh nghiệp quan tâm đến vn đề này, có thể nói, ch nhng doanh nghiệp khi đối tác có đề nghị thực hiện trách nhiệm xã hội thì mới quan tâm đến trách nhiệm xã hội của doanh nghiệp. Phạm trù trách nhiệm xã hội là một phạm trù rộng, bao gồm rt nhiều yếu tố trách nhiệm xã hội bên trong và trách nhiệm xã hội bên ngoài. Trong nghiên cứu này, tác giả đã nghiên cứu các yếu tố trách nhiệm xã hội đối với người lao động, trách nhiệm xã hội đối với đối tác kinh doanh, trách nhiệm xã hội đối với môi trường cộng đồng. Trong đó, trách nhiệm xã hội đối với người lao động có tác động mạnh nht đến động lực làm việc của họ, điều này cho thy trách nhiệm xã hội đối với người lao động thuộc trách nhiệm xã hội bên trong tác động mạnh hơn trách nhiệm xã hội bên ngoài. Vì vậy, việc tăng động lực làm việc người lao động cần quan tâm hơn đến đối tượng chính là người lao động và làm sao để người lao động tăng động lực làm việc. Kết quả nghiên cứu cho biết rng các doanh nghiệp nhựa trên địa bàn TP.Hồ Chí Minh để phát triển bền vng và gi vng tốc độ phát triển cao, duy trì là ngành công nghiệp ph trợ hàng
60
đầu thì cn phải quan tâm đến vn đề này. Trách nhim xã hội đối vi môi trường
cộng đồng tác động mnh th hai đến động lc làm vic của người lao động.
Trách nhim xã hội đối vi môi trường cộng đồng là yếu t trách nhim xã hi bên
ngoài, là vn đề các doanh nghiệp cũng cần phi quan tâm, đây là hoạt động có th
nâng cao hình nh và danh tiếng ca doanh nghip.Trách nhim xã hội đối vi đối
tác kinh doanh tác động mnh ít nht đến động lc làm vic ca nhân viên. Vì vy,
qua nghiên cu cho thy, suy nghĩ lối mòn vic thc hin trách nhim xã hi ch
liên quan đến các hoạt động thin nguyn th nay cn liên quan đến các vn đề
người lao động, môi trường cộng đồng, đối tác kinh doanh. Tng hp li, ba yếu t
trách nhim xã hội đối với người lao động, trách nhim xã hội đối với đối tác kinh
doanh, trách nhim xã hi đi với môi trường cộng đồng đều tăng động lc làm vic
ca người lao động trong ngành nha trên đa bàn TP.H Chí Minh.
Ngoài ra, nghiên cu còn cho thy người lao động nên đưc khuyến khích tham
gia nhiều hơn vào các hoạt động trách nhim xã hi ca t chức để người lao động
cm nhận được mình mt thành viên thc s ca t chc, không ch gn bó t
chc trong công vic mà còn trách nhim đi vi xã hi.
5.2 Hàm ý v chính sách cho qun lý doanh nghip
5.2.1 Trách nhim xã hi đi vi ngưi lao đng
Để tăng đng lc làm vic của người lao động, nhà qun cung cp mt h
thng lương thưởng công bng, đây cũng là yếu t các nhà qun cn quan
tâm, v lương thưởng là mt trong các yếu t quan trọng để tạo động lc làm vic
cho người lao động, chính sách lương thưởng r ràng th người lao động s có nhiu
c gắng đóng góp hơn cho doanh nghip.
Mt yếu t không kém phn quan trng to được môi trường làm vic an
toàn, nhu cu của con người, theo Maslow ngoài nhng nhu cầu bản ăn,
mc...còn cần đến nhng nhu cầu cao hơn đó là được an toàn trong môi trường làm
vic.
60 đầu thì cần phải quan tâm đến vn đề này. Trách nhiệm xã hội đối với môi trường cộng đồng có tác động mạnh thứ hai đến động lực làm việc của người lao động. Trách nhiệm xã hội đối với môi trường cộng đồng là yếu tố trách nhiệm xã hội bên ngoài, là vn đề các doanh nghiệp cũng cần phải quan tâm, đây là hoạt động có thể nâng cao hình ảnh và danh tiếng của doanh nghiệp.Trách nhiệm xã hội đối với đối tác kinh doanh tác động mạnh ít nht đến động lực làm việc của nhân viên. Vì vậy, qua nghiên cứu cho thy, suy nghĩ lối mòn việc thực hiện trách nhiệm xã hội ch liên quan đến các hoạt động thiện nguyện th nay cn liên quan đến các vn đề người lao động, môi trường cộng đồng, đối tác kinh doanh. Tổng hợp lại, ba yếu tố trách nhiệm xã hội đối với người lao động, trách nhiệm xã hội đối với đối tác kinh doanh, trách nhiệm xã hội đối với môi trường cộng đồng đều tăng động lực làm việc của người lao động trong ngành nhựa trên địa bàn TP.Hồ Chí Minh. Ngoài ra, nghiên cứu còn cho thy người lao động nên được khuyến khích tham gia nhiều hơn vào các hoạt động trách nhiệm xã hội của tổ chức để người lao động cảm nhận được mình là một thành viên thực sự của tổ chức, không ch gắn bó tổ chức trong công việc mà còn ở trách nhiệm đối với xã hội. 5.2 Hàm ý về chính sách cho qun lý doanh nghip 5.2.1 Trách nhim xã hi đi vi ngưi lao đng Để tăng động lực làm việc của người lao động, nhà quản lý cung cp một hệ thống lương thưởng công bng, đây cũng là yếu tố mà các nhà quản lý cần quan tâm, v lương thưởng là một trong các yếu tố quan trọng để tạo động lực làm việc cho người lao động, chính sách lương thưởng r ràng th người lao động sẽ có nhiều cố gắng đóng góp hơn cho doanh nghiệp. Một yếu tố không kém phần quan trọng là tạo được môi trường làm việc an toàn, nhu cầu của con người, theo Maslow ngoài nhng nhu cầu cơ bản ăn, mặc...còn cần đến nhng nhu cầu cao hơn đó là được an toàn trong môi trường làm việc.