Các yếu tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của nhân viên trong các doanh nghiệp đầu tư trực tiếp nước ngoài của Nhật Bản trong lĩnh vực sản xuất của Việt Nam

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Thống kê mô tả mẫu

Mẫu nghiên cứu gồm 350 nhân viên với đặc điểm nhân khẩu học phân bố hợp lý. Về giới tính: nam chiếm 62,6% và nữ chiếm 37,4%, phù hợp với đặc thù doanh nghiệp sản xuất vận hành máy móc nặng. Về độ tuổi: nhóm 25-35 chiếm 48,6%, nhóm 36-45 chiếm 25,1% - phản ánh lực lượng lao động có kinh nghiệm và sung sức. Về trình độ học vấn: đại học chiếm 39,1%, trung cấp/cao đẳng 32,3%, THPT 24,3%, sau đại học 4,3%. Về thâm niên: nhóm 3-5 năm chiếm 33,1%, 1-3 năm chiếm 30,3% - đảm bảo đối tượng khảo sát đã có đủ thời gian trải nghiệm văn hóa và chính sách doanh nghiệp. Về bộ phận: sản xuất chiếm 56,6%, QC/QA 10,3%, bảo trì 8,6%, kho vận 8,0%, khối văn phòng và quản lý 16,6%.

Kiểm định độ tin cậy Cronbach's Alpha và phân tích EFA

Kết quả nghiên cứu (Bảng 2) cho biết, tất cả 6 thang đo đều đạt hệ số Cronbach's Alpha > 0,7, dao động từ 0,768 (Đặc điểm công việc) đến 0,883 (Sự hài lòng). Toàn bộ 23 biến quan sát có Corrected Item-Total Correlation từ 0,536 đến 0,785, đều vượt ngưỡng tối thiểu 0,3. Không có biến nào bị loại sau Cronbach's Alpha.

Bảng 2: Kết quả kiểm định Cronbach's Alpha và phân tích EFA

Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu bằng IBM SPSS Statistics.

Kết quả EFA cho nhóm biến độc lập: KMO = 0,855 là tốt theo Hair và cộng sự, 2019 với ngưỡng tối ưu 0,8–0,9; kiểm định Bartlett: χ² = 2.572,372, df = 190, Sig. = 0,000; rút trích được 5 nhân tố với Eigenvalue > 1; tổng phương sai trích đạt 64,208% (> 50%). Tất cả hệ số tải nhân tố đều ≥ 0,69 và các biến hội tụ đúng nhân tố lý thuyết, không có biến nào tải chéo. Với biến phụ thuộc SHL: KMO = 0,743, chỉ rút trích 1 nhân tố, phương sai trích 81,027% – xác nhận thang đo đơn chiều và nhất quán cao.

Phân tích tương quan Pearson

Bảng 3: Kết quả phân tích tương quan

Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu bằng IBM SPSS Statistics.

Kết quả phân tích tương quan (Bảng 3) cho thấy, tất cả 5 biến độc lập đều tương quan thuận chiều và có ý nghĩa thống kê với SHL_F. Hệ số tương quan mạnh nhất là CV_F – SHL_F (r = 0,652**), tiếp theo LD_F – SHL_F (r = 0,595**), DT_F – SHL_F (r = 0,578**), TN_F – SHL_F (r = 0,330**) và MT_F – SHL_F (r = 0,309**). Các biến độc lập có tương quan với nhau ở mức thấp đến trung bình (r = 0,057–0,459), không vượt ngưỡng 0,7, loại trừ nguy cơ đa cộng tuyến nghiêm trọng trước khi hồi quy.

Kết quả hồi quy tuyến tính đa biến

Bảng 4: Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính đa biến (Biến phụ thuộc: SHL)

Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu bằng IBM SPSS Statistics.

Mô hình hồi quy (Bảng 4) đạt độ phù hợp cao (R² = 0,688): 5 biến độc lập giải thích 68,8% sự biến thiên của sự hài lòng công việc; 31,2% còn lại do các yếu tố ngoài mô hình. Kết quả F = 151,793 (Sig. = 0,000) khẳng định mô hình có ý nghĩa thống kê. Durbin-Watson = 1,714 nằm trong khoảng [1,5; 2,5], không có tự tương quan phần dư. Tất cả VIF từ 1,222–1,378 (< 2) và Tolerance từ 0,725–0,818 (> 0,1) xác nhận mô hình không bị đa cộng tuyến. Phân tích phần dư chuẩn hóa cho thấy, phân phối xấp xỉ chuẩn, không vi phạm giả định phương sai sai số thuần nhất.

SHL = 0,425×CV + 0,303×DT + 0,290×LD + 0,112×TN + 0,084×MT

Kiểm định giả thuyết

Bảng 5: Kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu

Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu bằng IBM SPSS Statistics.

Bảng 5 cho thấy, cả 5 giả thuyết H1–H5 đều được chấp nhận với β > 0 và Sig. < 0,05. Thứ tự ảnh hưởng giảm dần: Đặc điểm công việc (β = 0,425) > Đào tạo & Phát triển (β = 0,303) > Phong cách lãnh đạo (β = 0,290) > Thu nhập & Phúc lợi (β = 0,112) > Môi trường làm việc (β = 0,084). Đáng chú ý, các yếu tố thúc đẩy nội tại (CV, DT) có ảnh hưởng mạnh hơn các yếu tố duy trì truyền thống (TN, MT) – phù hợp với Thuyết Hai nhân tố Herzberg và hàm ý quan trọng cho chiến lược quản trị nguồn nhân lực.

KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẢN TRỊ

Kết luận

Nghiên cứu này đã kiểm định thực nghiệm mô hình 5 yếu tố ảnh hưởng đến Sự hài lòng công việc tại doanh nghiệp FDI Nhật Bản trong ngành sản xuất bao bì kim loại tại Việt Nam, sử dụng dữ liệu từ 350 nhân viên và phân tích bằng IBM SPSS Statistics. Kết quả khẳng định cả 5 giả thuyết H1–H5 đều được chấp nhận với mô hình giải thích 68,8% sự biến thiên của sự hài lòng công việc (R² = 0,688).

Nghiên cứu cũng chỉ ra rằng, Đặc điểm công việc (β = 0,425) và Đào tạo & Phát triển (β = 0,303) là hai yếu tố có ảnh hưởng mạnh nhất, vượt qua cả Thu nhập – điều này phản ánh rằng trong môi trường doanh nghiệp FDI Nhật Bản, các yếu tố thúc đẩy nội tại quan trọng hơn các yếu tố duy trì bên ngoài, phù hợp với Thuyết Hai nhân tố Herzberg. Bên cạnh đó, Phong cách lãnh đạo (β = 0,290) có ảnh hưởng đáng kể, phản ánh vai trò không thể thay thế của đội ngũ quản lý trực tiếp trong việc tạo dựng sự hài lòng cho nhân viên.

Hàm ý quản trị

Từ kết quả kiểm định, nghiên cứu đề xuất 5 nhóm hàm ý quản trị theo thứ tự mức độ ảnh hưởng:

Thứ nhất, tái thiết kế công việc theo hướng trao quyền và minh bạch (β = 0,425). Doanh nghiệp FDI Nhật Bản cần ưu tiên: xây dựng và cập nhật mô tả công việc rõ ràng theo từng vị trí; cân bằng khối lượng công việc giữa các ca sản xuất; trao quyền chủ động có kiểm soát cho nhân viên trong phạm vi trách nhiệm; và công bố hệ thống KPI minh bạch. Triết lý Kaizen cần được chuyển hóa thành cơ hội để nhân viên trực tiếp đóng góp sáng kiến cải tiến, tạo cảm giác làm chủ công việc và nâng cao ý nghĩa công việc.

Thứ hai, xây dựng lộ trình đào tạo và phát triển có hệ thống (β = 0,303). Ngoài các chương trình đào tạo kỹ thuật và an toàn lao động hiện có, doanh nghiệp cần bổ sung khóa học kỹ năng mềm, kỹ năng lãnh đạo và nghiệp vụ quản lý. Quan trọng hơn, cần công bố lộ trình thăng tiến nghề nghiệp rõ ràng theo từng cấp bậc và phổ biến tiêu chí xét thăng tiến đến toàn bộ nhân viên. Đây là điều kiện để giữ chân lao động tài năng trong bối cảnh cạnh tranh nhân lực giữa các doanh nghiệp FDI.

Thứ ba, phát triển năng lực lãnh đạo cấp trung (β = 0,290). Đội ngũ quản lý cấp trung và tổ trưởng sản xuất cần được đào tạo chuyên sâu về kỹ năng giao tiếp, lắng nghe tích cực, phản hồi mang tính xây dựng và ghi nhận đóng góp kịp thời. Doanh nghiệp nên triển khai đánh giá lãnh đạo 360⁰ định kỳ để phát hiện sớm những điểm yếu về phong cách quản lý và có biện pháp điều chỉnh kịp thời.

Thứ tư, nâng cao tính cạnh tranh của chính sách đãi ngộ (β = 0,112). Mặc dù thu nhập có hệ số ảnh hưởng thấp hơn trong mô hình, đây vẫn là yếu tố duy trì quan trọng. Doanh nghiệp cần rà soát định kỳ mức lương và phúc lợi so với mặt bằng chung của các doanh nghiệp FDI cùng khu vực; đảm bảo tính minh bạch và công bằng trong chính sách thưởng; và xem xét mở rộng các chương trình phúc lợi bổ sung nhằm nâng cao khả năng cạnh tranh.

Thứ năm, duy trì và nâng cao chất lượng môi trường làm việc (β = 0,084). Dù có hệ số ảnh hưởng thấp nhất, môi trường làm việc là yếu tố nền tảng không thể xem nhẹ. Doanh nghiệp cần duy trì tiêu chuẩn 5S và an toàn lao động; đầu tư cải thiện cơ sở vật chất và thiết bị sản xuất; và chủ động xây dựng bầu không khí làm việc hợp tác, thân thiện giữa các bộ phận thông qua các hoạt động team-building và giao lưu nội bộ./.

Tài liệu tham khảo:

1. Adams, J. S. (1965). Inequity in social exchange. In L. Berkowitz (Ed.), Advances in Experimental Social Psychology, 2, 267–299). Academic Press. https://doi.org/10.1016/S0065-2601(08)60108-2

2. Bakker, A. B., & Demerouti, E. (2017). Job demands–resources theory: Taking stock and looking forward. Journal of Occupational Health Psychology, 22(3), 273–285. https://doi.org/10.1037/ocp0000056

3. Blau, P. M. (1964). Exchange and power in social life. Wiley.

4. Demerouti, E., Bakker, A. B., Nachreiner, F., & Schaufeli, W. B. (2001). The job demands–resources model of burnout. Journal of Applied Psychology, 86(3), 499–512. https://doi.org/10.1037/0021-9010.86.3.499

5. Hackman, J. R., & Oldham, G. R. (1976). Motivation through the design of work. Organizational Behavior and Human Performance, 16(2), 250–279. https://doi.org/10.1016/0030-5073(76)90016-7

6. Hair, J. F., Black, W. C., Babin, B. J., & Anderson, R. E. (2019). Multivariate data analysis (8th ed.). Cengage.

7. Herzberg, F., Mausner, B., & Snyderman, B. B. (1959). The motivation to work (2nd ed.). Wiley.

8. Hoch, J. E., Bommer, W. H., Dulebohn, J. H., & Wu, D. (2018). Do ethical, authentic, and servant leadership explain variance above and beyond transformational leadership?. Journal of Management, 44(2), 501–529. https://doi.org/10.1177/0149206316665461

9. Humphrey, S. E., Nahrgang, J. D., & Morgeson, F. P. (2007). Integrating motivational, social, and contextual work design features. Journal of Applied Psychology, 92(5), 1332–1356. https://doi.org/10.1037/0021-9010.92.5.1332

10. 1Jehanzeb, K., & Mohanty, J. (2018). Impact of employee development on job satisfaction and organizational commitment. International Journal of Training and Development, 22(3), 171–191. https://doi.org/10.1111/ijtd.12127

11. Karatepe, O. M., & Olugbade, O. A. (2017). The effects of work social support and career adaptability on work engagement, exhaustion, and hotel employee outcomes. International Journal of Contemporary Hospitality Management, 29(12), 3024–3045.

12. Locke, E. A. (1976). The nature and causes of job satisfaction. In M. D. Dunnette (Ed.), Handbook of Industrial and Organizational Psychology (pp. 1297–1349). Rand McNally.

13. Milkovich, G. T., & Newman, J. M. (2020). Compensation (13th ed.). McGraw-Hill.

14. Noe, R. A. (2020). Employee training and development (8th ed.). McGraw-Hill.

15. Robbins, S. P., & Judge, T. A. (2022). Organizational behavior (19th ed.). Pearson.

16. Trần Kim Dung. (2020). Quản trị nguồn nhân lực (12th ed.). Nhà xuất bản Tổng hợp Thành phố Hồ Chí Minh.

17. Trần Kim Dung, & Nguyễn Ngọc Lan Vy. (2018). Các yếu tố ảnh hưởng đến sự hài lòng công việc của người lao động trong doanh nghiệp Việt Nam. Tạp chí Phát triển Kinh tế, 29(12), 18–36.