ThS. Nguyễn Minh Hoàng
Học viện Chính sách và phát triển, Bộ Tài Chính
(Quanlynhanuoc.vn) – Bài viết tập trung phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của người lao động tại các doanh nghiệp tư nhân trên địa bàn thành phố Hà Nội. Dựa trên các lý thuyết nền tảng (Maslow, Herzberg, Vroom, Hackman & Oldham), nghiên cứu đề xuất mô hình với 6 nhân tố: bản chất công việc, môi trường làm việc, đồng nghiệp, cơ hội thăng tiến và phát triển, cấp trên và thu nhập. Từ 295 phiếu khảo sát hợp lệ được phân tích bằng các phương pháp Cronbach’s Alpha, EFA, tương quan, hồi quy tuyến tính bội và ANOVA. Kết quả chỉ ra rằng: môi trường làm việc là yếu tố có ảnh hưởng mạnh nhất. Trên cơ sở đó, tác giả đề xuất các giải pháp quản trị: cải thiện môi trường làm việc, thiết kế chính sách thu nhập công bằng, tái cấu trúc công việc, xây dựng lộ trình thăng tiến, thúc đẩy tinh thần làm việc nhóm và cải thiện phong cách lãnh đạo của các doanh nghiệp tư nhân tại Hà Nội.
Từ khóa: Người lao động, doanh nghiệp tư nhân, các yếu tố ảnh hưởng, động lực làm việc, thành phố Hà Nội.
1. Đặt vấn đề
Trong bối cảnh chuyển đổi số mạnh mẽ và hội nhập quốc tế ngày càng sâu rộng, các doanh nghiệp tư nhân tại Việt Nam nói chung, tại Hà Nội nói riêng đang đối mặt với áp lực cạnh tranh lớn hơn bao giờ hết.
Nghị quyết 68-NQ/TW ngày 04/5/2025 của Bộ Chính trị về phát triển kinh tế tư nhân1 đã đánh dấu một mốc quan trọng trong việc nâng cao vai trò tiên phong của khu vực kinh tế tư nhân trong tiến trình phát triển đất nước. Việc tập trung tạo điều kiện, khuyến khích các doanh nghiệp tư nhân phát triển sẽ là một bệ phóng, động lực tích cực cho công cuộc đột phá trong kỷ nguyên vươn mình của đất nước.
Để có thể duy trì và phát triển trong môi trường cạnh tranh, các doanh nghiệp không chỉ cần tận dụng hiệu quả sự hỗ trợ của chính sách, tối ưu hóa công nghệ, tài chính hay việc thay đổi tư duy mà còn phải khai thác hiệu quả nguồn lực con người – yếu tố được xem là cốt lõi quyết định năng suất lao động, sự sáng tạo, hiệu quả công việc và sự gắn kết của tổ chức.
2. Cơ sở lý thuyết và mô hình nghiên cứu
2.1. Cơ sở lý thuyết
Rất nhiều nghiên cứu trong và ngoài nước đưa ra kết luận rằng, có nhiều yếu tố khác nhau ảnh hưởng đến động lực làm việc của người lao động. Cụ thể: theo tác giả Wiley (1997)2 phân tích sự thay đổi của các nhân tố động lực qua thời gian thông qua bốn cuộc khảo sát (1946, 1980, 1986, 1992) tại các doanh nghiệp tư nhân ở Hoa Kỳ. Các nhân tố tạo động lực được đánh giá trong nghiên cứu bao gồm: thu nhập tốt; cơ hội thăng tiến; sự công nhận; công việc thú vị; sự ổn định công việc; điều kiện làm việc tốt; lòng trung thành của công ty với nhân viên; sự hỗ trợ từ cấp trên; quyền tự chủ trong công việc; chính sách và quản lý của công ty.
Ở Việt Nam, tác giả Nguyễn Thị Tuyết Nga, Nguyễn Thị Ngọc Huyền và Trương Tấn Hào (2023)3 nghiên cứu động lực làm việc của nhân viên bán hàng tại các siêu thị ở TP. Hồ Chí Minh, với dữ liệu từ 205 phiếu khảo sát. Kết quả xác định lương và phúc lợi có tác động mạnh nhất, tiếp theo là quan hệ đồng nghiệp và quan hệ với lãnh đạo, nhấn mạnh vai trò của nhân tố tài chính và mối quan hệ trong ngành bán lẻ.
2.2. Mô hình và giả thuyết nghiên cứu
Sau khi lược khảo từ các tài liệu nghiên cứu trong và ngoài nước, đặc biệt là thừa hưởng cơ sở lý thuyết, mô hình nghiên cứu động lực làm việc của Kovach (1987), tác giả đề xuất mô hình nghiên cứu gồm 6 yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của người lao động, bao gồm: (1) Bản chất công việc; (2) Môi trường làm việc; (3) Đồng nghiệp; (4) Cơ hội thăng tiến và phát triển; (5) Cấp trên; (6) Thu nhập.
Giả thuyết nghiên cứu được phát biểu như sau:
H1: Nhân tố bản chất công việc có mối quan hệ cùng chiều với động lực làm việc của người lao động.
H2: Nhân tố môi trường làm việc có mối quan hệ cùng chiều với động lực làm việc của người lao động.
H3: Nhân tố đồng nghiệp có mối quan hệ cùng chiều với động lực làm việc của người lao động
H4: Nhân tố cơ hội thăng tiến và phát triển có mối quan hệ cùng chiều với động lực làm việc của người lao động.
H5: Nhân tố cấp trên có mối quan hệ cùng chiều với động lực làm việc của người lao động.
H6: Nhân tố thu nhập có mối quan hệ cùng chiều với động lực làm việc của người lao động
2.3. Phương pháp nghiên cứu
Dữ liệu khảo sát được thực hiện trong khoảng thời gian từ tháng 12/2024 – 3/2025. Tổng cộng có 295 phản hồi bảng hỏi đạt yêu cầu khi khảo sát người lao động đang là nhân viên, chuyên viên tại các đơn vị, công ty tư nhân trên địa bàn Hà Nội. Dữ liệu thu thập được sẽ được xử lý và phân tích dựa trên các phương pháp: phân tích hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha; phương pháp EFA; phân tích tương quan; phân tích hồi quy; phân tích phương sai ANOVA.
3. Kết quả nghiên cứu
3.1. Kiểm định thang đo
Kết quả đánh giá hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha cho các thành phần: bản chất công việc (CV); môi trường làm việc (MT); đồng nghiệp (DN); cơ hội thăng tiến và phát triển (CH); cấp trên (CT); thu nhập (TN) dao động trong khoảng từ 0,655 đến 0,887 đều > 0,6 (mức tối thiểu). Điều này chứng tỏ các thang đo có độ tin cậy cao và bảo đảm tính nhất quán nội tại, hoàn toàn đáp ứng điều kiện cần thiết để tiếp tục phân tích EFA (Bảng 1)
Bảng 1: Đánh giá độ tin cậy Cronbach’s Alpha
| Biến | Tên biến quan sát | Tương quan biến tổng | Cronbach’s Alpha nếu loại biến |
| Bản chất công việc (CV): Cronbach’s Alpha = 0,830 | |||
| CV1 | Công việc phù hợp với học vấn và trình độ chuyên môn | 0,678 | 0,776 |
| CV2 | Công việc có nhiều thú vị và thách thức | 0,706 | 0,766 |
| CV3 | Công việc được phân chia có trách nhiệm và quyền hạn rõ ràng | 0,626 | 0,8 |
| CV4 | Công việc giúp phát huy được năng lực cá nhân | 0,639 | 0,801 |
| Môi trường làm việc (MT): Cronbach’s Alpha = 0,855 | |||
| MT1 | Được cung cấp đầy đủ thiết bị và công cụ cần thiết cho công việc | 0,674 | 0,826 |
| MT2 | Môi trường làm việc an toàn, sạch sẽ, thoải mái | 0,688 | 0,82 |
| MT3 | Thời gian làm việc mỗi ngày hợp lý với người lao động | 0,725 | 0,804 |
| MT4 | Không phải làm việc ngoài giờ thường xuyên | 0,707 | 0,811 |
| Đồng nghiệp (DN): Cronbach’s Alpha = 0,887 | |||
| DN1 | Đồng nghiệp thân thiện, hòa đồng | 0,727 | 0,864 |
| DN2 | Đồng nghiệp phối hợp tốt khi làm việc | 0,772 | 0,847 |
| DN3 | Đồng nghiệp sẵn sàng giúp đỡ, hỗ trợ lẫn nhau | 0,755 | 0,854 |
| DN4 | Đồng nghiệp có năng lực và đáng tin cậy | 0,757 | 0,853 |
| Cơ hội thăng tiến và phát triển (CH): Cronbach’s Alpha = 0,817 | |||
| CH1 | Công ty có các chương trình đào tạo nhằm nâng cao trình độ, kỹ năng cho người lao động | 0,575 | 0,805 |
| CH2 | Quyền lợi có được khi thăng tiến khiến người lao động phấn đấu để hoàn thiện bản thân | 0,719 | 0,735 |
| CH3 | Công ty bảo đảm tính công bằng trong thăng tiến | 0,633 | 0,773 |
| CH4 | Người lao động cảm thấy bản thân mình phát triển một cách chuyên nghiệp tại công ty | 0,641 | 0,77 |
| Cấp trên (CT): Cronbach’s Alpha = 0,847 | |||
| CT1 | Lãnh đạo coi trọng năng lực, tài năng của nhân viên | 0,661 | 0,816 |
| CT2 | Cấp trên cho nhân viên tự quyết khi nhân viên thành thạo công việc | 0,716 | 0,792 |
| CT3 | Người lao động tin tưởng vào những quyết định của cấp trên | 0,684 | 0,806 |
| CT4 | Cấp trên có kiến thức chuyên môn và năng lực tốt | 0,679 | 0,809 |
| Thu nhập (TN): Cronbach’s Alpha = 0,752 | |||
| TN1 | Tiền lương được trả xứng đáng với công sức người lao động | 0,500 | 0,722 |
| TN2 | Chính sách tiền lương của công ty là phù hợp | 0,553 | 0,691 |
| TN3 | Lương và thưởng có tác động tích cực đến sự nỗ lực của người lao động đối với doanh nghiệp | 0,579 | 0,678 |
| TN4 | Công ty chi trả các khoản thu nhập đúng thời hạn | 0,562 | 0,687 |
| Động lực làm việc (DL): Cronbach’s Alpha = 0,655 | |||
| DL1 | Người lao động tự hào về công ty đang làm việc | 0,469 | 0,554 |
| DL2 | Sự hài lòng của người lao động về công ty | 0,482 | 0,536 |
| DL3 | Người lao động cam kết sự trung thành trong công việc đối với công ty | 0,446 | 0,586 |
3.2. Phân tích EFA
Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA cho các nhân tố độc lập thể hiện, hệ số KMO = 0,864 (> 0,5), chứng tỏ tính phù hợp của việc thực hiện phân tích nhân tố. Kiểm định Bartlett’s Test có giá trị Sig. = 0,000 (< 0,05), như vậy có sự tương quan ý nghĩa thống kê giữa các biến quan sát trong tổng thể, hỗ trợ việc thực hiện phân tích nhân tố. Kết quả EFA xác định được 24 biến quan sát có hệ số tải nhân tố > 0,3, được nhóm thành sáu nhân tố chính. Phương sai được trích xuất đạt 68,172% (> 50%), đây là một tỷ lệ phù hợp cho phân tích nhân tố cho thấy, 6 nhóm nhân tố đã giải thích được 68,172% sự biến thiên của dữ liệu. Điều này cho thấy, mức độ đại diện cao của các nhân tố đối với tập biến quan sát.
Bên cạnh đó, hệ số Eigenvalue của tất cả các nhân tố đều lớn hơn 1 với mức dừng tại Eigenvalue = 1,348. Điều này bảo đảm mức độ tóm tắt thông tin hợp lý và khẳng định độ tin cậy cao của mô hình nhân tố.
Bảng 2: Kết quả kiểm định KMO and Bartlett của biến độc lập
| Hệ số KMO | 0,864 | |
| Kiểm định Barlett | Giá trị Chi bình phương xấp xỉ | 3247,184 |
| df | 276 | |
| Sig. | 0,000 | |
Bảng 3: Phân tích nhân tố khám phá (EFA) cho các nhân tố độc lập
| Các nhân tố | ||||||
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | |
| DN2 | 0,856 | |||||
| DN3 | 0,852 | |||||
| DN4 | 0,848 | |||||
| DN1 | 0,835 | |||||
| CT2 | 0,810 | |||||
| CT3 | 0,799 | |||||
| CT4 | 0,790 | |||||
| CT1 | 0,750 | |||||
| CV2 | 0,841 | |||||
| CV1 | 0,806 | |||||
| CV4 | 0,756 | |||||
| CV3 | 0,717 | |||||
| MT3 | 0,811 | |||||
| MT4 | 0,810 | |||||
| MT2 | 0,769 | |||||
| MT1 | 0,721 | |||||
| CH2 | 0,817 | |||||
| CH4 | 0,774 | |||||
| CH3 | 0,764 | |||||
| CH1 | 0,721 | |||||
| TN2 | 0,739 | |||||
| TN1 | 0,719 | |||||
| TN4 | 0,711 | |||||
| TN3 | 0,704 | |||||
| Eigenvalues | 1,348 | |||||
| Phương sai trích (%) | 68,172 | |||||
Về các nhân tố phụ thuộc nhằm đánh giá độ tin cậy của thang đo động lực làm việc của người lao động (DL), nghiên cứu sử dụng hệ số Cronbach’s Alpha. Kết quả cho thấy ba biến quan sát (DL1, DL2, DL3) đều đạt tiêu chuẩn với hệ số Cronbach’s Alpha lớn hơn 0,6, bảo đảm độ tin cậy của thang đo.
Phương sai trích của nhân tố rút trích đạt 59,219% (> 50%), chứng tỏ nhân tố này giải thích được phần lớn sự biến thiên của các biến quan sát. Điều này khẳng định tính hội tụ của thang đo và mức độ đại diện cao của các biến quan sát đối với nhân tố đo lường.
Ba biến quan sát (DL1, DL2, DL3) được đưa vào phân tích nhân tố khám phá (EFA) nhằm kiểm định cấu trúc nhân tố của biến phụ thuộc DL. Kết quả phân tích cho thấy, hệ số KMO đạt 0,656 (> 0,5), khẳng định tính thích hợp của dữ liệu để thực hiện EFA theo tiêu chuẩn 0,5 ≤ KMO ≤ 1. Đồng thời, kiểm định Bartlett có giá trị Sig. < 0,01, cho thấy sự tương quan giữa các biến quan sát là có ý nghĩa thống kê.
Kết quả EFA tổng thể cũng xác định 6 nhân tố chính phù hợp với mô hình nghiên cứu với tổng cộng 24 biến quan sát đạt yêu cầu. Như vậy, mô hình lý thuyết được đề xuất vẫn giữ nguyên, không cần điều chỉnh lại và các giả thuyết nghiên cứu từ H1 đến H6 tiếp tục được bảo toàn.
Kết quả kiểm định tương quan Pearson cho thấy giá trị Sig. < 0,05 đối với tất cả các biến độc lập (F – CV, F – MT, F – DN, F – CH, F – CT, F – TN) khi xét mối quan hệ với biến phụ thuộc F – DL. Điều này khẳng định tồn tại mối quan hệ tuyến tính có ý nghĩa thống kê giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc.
Mức độ tương quan giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc được thể hiện thông qua hệ số Pearson Correlation, dao động từ 0,303 đến 0,522, cho thấy mức độ liên hệ tuyến tính từ yếu đến trung bình. Cụ thể:
Biến F – DN có mối tương quan yếu nhất với biến phụ thuộc F – DL, với hệ số Pearson 0,303, phản ánh mức độ ảnh hưởng thấp hơn so với các biến độc lập khác.
Ngược lại, biến F – MT có mối tương quan mạnh nhất với F – DL, với hệ số Pearson 0,522, cho thấy tác động đáng kể hơn so với các yếu tố còn lại.
3.4. Phân tích hồi quy tuyến tính
Kết quả phân tích cho thấy, hệ số xác định điều chỉnh (Adjusted R²) đạt 44,9%, nghĩa là các biến độc lập trong mô hình giải thích được 44,9% sự biến thiên của biến phụ thuộc, trong khi 55,1% còn lại do các yếu tố ngoài mô hình quyết định (Bảng 8). Độ chênh lệch nhỏ giữa R² điều chỉnh và R² gốc (khoảng 1%) cho thấy các biến độc lập đều có ý nghĩa trong mô hình, không có hiện tượng dư thừa hoặc nhiễu.
Bên cạnh đó, kiểm định Durbin-Watson cho thấy, giá trị d = 1,614 nằm trong ngưỡng chấp nhận (1,5 ≤ d ≤ 2,5). Điều này khẳng định giả định về tính độc lập của phần dư không bị vi phạm, tức là mô hình không gặp vấn đề về tự tương quan bậc nhất (Yahua Qiao, 2011). Kết quả này củng cố độ tin cậy của mô hình, bảo đảm tính hợp lệ trong việc kiểm định các mối quan hệ giữa các biến.
Kết quả kiểm định ANOVA (Bảng 8) cho thấy giá trị F = 40,991 với mức ý nghĩa Sig. = 0,000, nhỏ hơn α = 0,05. Điều này khẳng định mô hình hồi quy đề xuất có ý nghĩa thống kê và phù hợp với tổng thể, tức là các biến độc lập có ảnh hưởng đáng kể đến biến phụ thuộc.
Ngoài ra, hệ số hồi quy của tất cả các biến độc lập đều mang dấu dương, chứng tỏ chúng có tác động thuận chiều đến động lực làm việc của người lao động. Do đó, các giả thuyết nghiên cứu từ H1 đến H6 đều được chấp nhận, củng cố giá trị thực tiễn của mô hình trong việc giải thích và dự báo sự thay đổi của biến phụ thuộc.
Dựa trên kết quả phân tích tại Bảng 9, các biến độc lập F – CV, F – MT, F – DN, F – CH, F – TN đều có giá trị Sig. < 0,05 trong kiểm định t, khẳng định rằng chúng có ý nghĩa thống kê và có tác động đáng kể đến biến phụ thuộc F_DL. Tuy nhiên biến độc lập F – CT có giá trị Sig = 0,117> 0,05 trong kiểm định t, cho thấy F – CT không có tác động nhiều đến biến phụ thuộc F – DL.
Ngoài ra, hệ số phóng đại phương sai (Variance Inflation Factor – VIF) của các biến độc lập đều nhỏ hơn 2, cho thấy không có mối quan hệ chặt chẽ giữa các biến này. Điều đó đồng nghĩa với việc mô hình không gặp vấn đề đa cộng tuyến, bảo đảm tính ổn định và tin cậy của các ước lượng hồi quy.
Từ những kết quả trên, có thể kết luận rằng dữ liệu thu thập được phản ánh tốt mối quan hệ giữa các biến trong mô hình nghiên cứu, đồng thời cung cấp cơ sở vững chắc để kiểm định các giả thuyết từ H1 – H6.
Bảng 10: Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
| Giả thuyết | Nội dung | Kết quả |
| H1 | Nhân tố bản chất công việc có mối quan hệ cùng chiều với động lực của người lao động. | β = 0,185, Sig = 0,000-> Chấp nhận |
| H2 | Nhân tố môi trường làm việc có mối quan hệ cùng chiều với động lực làm việc của người lao động. | β = 0,256, Sig = 0,000-> Chấp nhận |
| H3 | Nhân tố đồng nghiệp có mối quan hệ cùng chiều với động lực làm việc của người lao động. | β = 0,109, Sig = 0,018-> Chấp nhận |
| H4 | Nhân tố cơ hội thăng tiến và phát triển có mối quan hệ cùng chiều với động lực làm viêc của người lao động. | β = 0,157, Sig = 0,002-> Chấp nhận |
| H5 | Nhân tố cấp trên có mối quan hệ cùng chiều với động lực của người lao động. | β = 0,078, Sig = 0,117-> Bác bỏ |
| H6 | Nhân tố thu nhập có mối quan hệ cùng chiều với động lực của người lao động. | β = 0,234, Sig = 0,000-> Chấp nhận |
Các biến gồm F – CV; F – MT; F – DN; F – CH; F – TN đều có Sig kiểm định t nhỏ hơn 0,05, do đó các biến này đều có ý nghĩa thống kê, đều tác động lên biến phụ thuộc F – DL. Hệ số hồi quy các biến độc lập này đều mang dấu dương, như vậy các biến độc lập có tác động thuận chiều lên biến phụ thuộc.
Kết quả phân tích hồi quy tại Bảng 10 cho thấy giá trị kiểm định Sig của các biến độc lập đều đạt giá trị nhỏ hơn 0,05. Kết luận: các hệ số hồi quy (β) của các biến độc lập tương ứng đều có ý nghĩa về mặt thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Điều này cũng có nghĩa là bác bỏ giả thuyết cho rằng không có mối liên hệ giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc. Vậy, hàm hồi quy của mô hình thể hiện mối quan hệ giữa các nhân tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của người lao động tại các doanh nghiệp tư nhân trên địa phố Hà Nội:
F – LD = 1,020 + 0,123 F – CV + 0,180 F – MT + 0,007 F – DN + 0,106 F – CH + 0,199 F – TN
Phương trình hồi quy theo hệ số đã chuẩn hóa:
F – LD = 0,185 F – CV + 0,256 F – MT + 0,109 F – DN + 0,157 F – CH + 0,234 F – TN
Mức độ ảnh hưởng (quan trọng) của các nhân tố độc lập đến động lực làm việc của người lao động tại các doanh nghiệp tư nhân trên địa bàn thành phố Hà Nội: nhân tố Môi trường (F – MT): Beta = 0,256; nhân tố Thu nhập (F – TN): Beta= 0,234; nhân tố Công việc (F – CV): Beta = 0,185; nhân tố Cơ hội (F – CH): Beta = 0,157; nhân tố Đồng nghiệp (F – DN): Beta = 0,109. Trong khi đó, nhân tố cấp trên không đạt ý nghĩa thống kê (Sig. = 0,117), dẫn đến việc bác bỏ giả thuyết H5. Kết quả nghiên cứu có sự liên kết chặt chẽ với thực trạng động lực làm việc tại Hà Nội.
4. Kết luận và hàm ý quản trị
Phân tích hồi quy của nghiên cứu cho thấy, các nhân tố có ảnh hưởng tích cực đến động lực làm việc của người lao động tại các doanh nghiệp tư nhân trên địa bàn Hà Nội, bao gồm: môi trường làm việc, thu nhập, bản chất công việc, cơ hội thăng tiến và phát triển, đồng nghiệp.
Kết quả phản ánh bối cảnh Hà Nội với chi phí sinh hoạt cao và thị trường lao động cạnh tranh. Môi trường làm việc nổi bật do vai trò cơ sở vật chất và văn hóa doanh nghiệp. Thu nhập phản ánh nhu cầu tài chính cấp thiết. Bản chất công việc và cơ hội thăng tiến đáp ứng mong muốn phát triển của lao động trẻ, có trình độ cao. Đồng nghiệp hỗ trợ tinh thần làm việc, dù tác động thấp. Phong cách quản lý truyền thống hạn chế ảnh hưởng của cấp trên. T-test và ANOVA cho thấy động lực khác biệt theo độ tuổi, học vấn, thâm niên, thu nhập, nhưng không theo giới tính. Nghiên cứu bổ sung lý thuyết và cơ sở thực tiễn cho giải pháp quản trị nhân sự hiệu quả.
Dựa trên kết quả nghiên cứu, tác giả đề xuất một số giải pháp nhằm nâng cao, gia tăng động lực làm việc của người lao động, cụ thể như sau:
Thứ nhất, về môi trường làm việc. Đây là yếu tố tác động mạnh mẽ nhất tạo động lực cho người lao động trong bối cảnh chi phí sinh hoạt cao và áp lực công việc tại Hà Nội. Doanh nghiệp cần đầu tư vào cơ sở vật chất hiện đại, bao gồm không gian làm việc, ánh sáng và trang thiết bị tiên tiến để tăng cường sự thoải mái, an toàn cho người lao động. Xây dựng văn hóa doanh nghiệp cởi mở, thông qua các kênh phản hồi ẩn danh và các buổi họp nhóm định kỳ, sẽ giúp người lao động giảm căng thẳng và tăng sự gắn kết. Ngoài ra, áp dụng chính sách làm việc linh hoạt, như làm việc từ xa hoặc điều chỉnh giờ làm, có thể giảm áp lực cho nhân viên, (theo như báo cáo của Navigos Group năm 2024 có tới 36% người lao động có ý định nghỉ việc do môi trường làm việc không đáp ứng kỳ vọng).
Thứ hai, doanh nghiệp cần thiết kế hệ thống lương thưởng minh bạch, dựa trên các tiêu chí đánh giá hiệu suất rõ ràng, bảo đảm mức lương phản ánh đúng đóng góp của nhân viên. Việc điều chỉnh lương định kỳ theo chỉ số SCOLI và lạm phát là cần thiết để duy trì sức mua trong bối cảnh chi phí sinh hoạt tăng cao tại Hà Nội.
Thứ ba, các doanh nghiệp tư nhân cần thiết kế công việc phù hợp với năng lực và sở thích của nhân viên, đồng thời tăng tính thách thức thông qua các dự án sáng tạo hoặc cơ hội đề xuất ý tưởng mới. Luân chuyển công việc định kỳ sẽ giúp nhân viên học hỏi kỹ năng mới, tránh cảm giác nhàm chán. Việc xác định rõ mục tiêu và giá trị của công việc, áp dụng theo mô hình đặc điểm công việc của Hackman & Oldham (1974), sẽ tăng cảm giác thành tựu và động lực làm việc.
Thứ tư, các doanh nghiệp tư nhân cầnxây dựng lộ trình nghề nghiệp cá nhân hóa, nêu rõ các mốc thăng tiến và yêu cầu kỹ năng, đồng thời tổ chức các chương trình đào tạo kỹ năng mềm, chuyên môn, hoặc hỗ trợ tham gia khóa học bên ngoài. Tiêu chí thăng tiến minh bạch và công bằng sẽ khuyến khích sự cống hiến của nhân viên trong công việc, phát triển sự nghiệp.
Thứ năm, doanhnghiệp cần khuyến khích hợp tác thông qua các dự án liên phòng ban và tổ chức các hoạt động team building, giao lưu nội bộ để tăng sự gắn kết, đặc biệt trong môi trường cạnh tranh tại Hà Nội. Hệ thống đánh giá hiệu suất công bằng, không thiên vị, sẽ giúp xây dựng môi trường làm việc hỗ trợ lẫn nhau tạo sự hiệu quả phối hợp trong công việc, nâng cao tinh thần trao đổi và đóng góp cho sự phát triển của doanh nghiệp.
Thứ sáu, về các yếu tố liên quan tới lãnh đạo, mặc dùnhân tố cấp trên không có ý nghĩa thống kê, việc cải thiện phong cách lãnh đạo vẫn cần thiết để tối ưu hóa động lực làm việc. Doanh nghiệp nên khuyến khích phong cách lãnh đạo trao quyền, cho phép nhân viên tham gia ra quyết định và phát huy sáng tạo, như được Zhang & Bartol (2010) khẳng định về hiệu quả của lãnh đạo trao quyền.
Chú thích:
1. Bộ Chính trị (2025). Nghị quyết số 68-NQ/TW ngày 04/5/2025 của về phát triển kinh tế tư nhân.
2. Wiley, C. (1997). What Motivates employees according to over 40 years of motivation surveys. International Journal of Manpower, 18(3), 263 – 280.
3. Nguyễn Thị Tuyết Nga, Nguyễn Thị Ngọc Huyền và Trương Tấn Hào (2023). Các yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của nhân viên bán hàng chuỗi siêu thị tại TP. Hồ Chí Minh. Tạp chí Phát triển và Hội nhập, số 71(81), tr. 129 – 137.
Tài liệu tham khảo:
1. Phát triển kinh tế tư nhân – đòn bẩy cho một Việt Nam thịnh vượng. https://baochinhphu.vn/phat-trien-kinh-te-tu-nhan-don-bay-cho-mot-viet-nam-thinh-vuong-10225031716522207.htm
2. Tổng Cục Thống kê (2024). Chỉ số giá sinh hoạt theo không gian (SCOLI).
3. Alderfer, C. P. (1969). An empirical test of a new theory of human needs. Organizational Behavior & Human Performance, 4(2), 142–175.
4. Analoui, F. (2000). What motivates senior managers? The case of Romania. Journal of Managerial psychology, 15(4), 324-340.
5. Herzberg, F. & Mausner, B. & Snyderman, B.B. (1959). The Motivation to Work. New York: John Wiley & Sons.
6. Kovach, K. A. (1987). What motivates employees? Workers and supervisors give different answers. Business Horizons, 30(5), 58-65.
7. Maslow, A. H. (1943). A theory of human motivation. Psychological Review,50(4), 370-396.
8. Vroom, V. H. (1964). Work and Motivation. John Willey & Sons.
