Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của nhân viên trực tiếp sản xuất ở tổng công ty lắp máy Việt Nam (lilama)

phương sai trích bằng 72,49%, các thành phần 
có hệ số chuyển tải đạt yêu cầu (>0,5) đảm bảo 
mức ý nghĩa trong phân tích nhân tố. Hệ số KMO= 
0,881> 0,5; mức ý nghĩa Sig.= 0,000 cho thấy phân 
tích nhân tố và giả thuyết về ma trận tương quan 
tổng thể là mà trận đồng nhất bị bác bỏ, tức là các 
biến có tương quan với nhau và thỏa mãn điều kiện 
trong phân tích nhân tố. Sử dụng phép quay 
Varimax, kích thước quan sát n = 215, kết quả sau 
khi loại các hệ số truyền tải < gần bằng 0,5 thì 
c ó 8 biến quan sát bị loại bỏ (VH6,OD1, 
DT1,LV2,TC1,DN5,OD2,LD6). Còn lại 30 biến 
quan sát được đưa vào phân tích một lần nữa, để 
đảm bảo các biến quan sát thuộc các nhân tố có hệ 
số tải nhân tố lớn hơn 0,5 và được phân bố đều trên 
các nhân tố. Kết quả phân tích nhân tố cho thấy có 
7 nhân tố được rút ra với tổng phương sai trích 
bằng bằng 69,98%. 
Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ Phần D: Khoa học Chính trị, Kinh tế và Pháp luật: 35 (2014): 66-78 
 73 
Bảng 3: Ma trận xoay nhân tố trong kết quả phân tích nhân tố 
Ký hiệu Nhân tố 1 2 3 4 5 6 7 
LV1 ,794 
LV3 ,766 
LV4 ,653 
LP1 ,803 
LP2 ,733 
LP3 ,711 
LP4 ,676 
LP6 ,665 
LP7 ,664 
VH1 ,823 
VH2 ,779 
VH3 ,778 
VH4 ,706 
VH5 ,700 
DN4 ,633 
LD1 ,873 
LD2 ,828 
LD4 ,811 
LD3 ,951 
DT2 ,939 
ĐN1 ,793 
ĐN2 ,698 
ĐN3 ,655 
TC2 ,788 
TC3 ,767 
TC4 ,665 
TC5 ,661 
DT3 ,951 
DT4 ,938 
LD5 ,652 
KMO 0,881 
Hệ số tải >0,5 
Phương sai trích 69,98 
Nguồn: Số liệu khảo sát 2014 
Theo Bảng 2, sau khi thực hiện phép xoay, các 
nhân tố có sự xáo trộn giữa biến quan sát của các 
thành phần nên phải đặt tên lại cho nhân tố mới 
như sau: 
Bảng 4: Các nhân tố sau phép xoay nhân tố 
Nhân tố Tên nhân tố Các quan sát 
H1 Điều kiện làm việc LV1,LV3,LV4 
H2 Lương và chế độ phúc lợi TL1,TL2,TL3,TL4,TL6,TL7 
H3 Văn hóa doanh nghiệp VH1,VH2,VH3,VH4,VH5,DN4 
H4 Mối quan hệ với lãnh đạo LD1,LD2.,LD4,LD6, DT2 
H5 Mối quan hệ với đồng nghiệp DN1,DN3, DN3 
H6 Sự tự chủ trong công việc TC2,TC3,TC4, TC5 
H7 Cơ hội đào tạo và phát triển DT3,DT4, LD5 
Nguồn: Số liệu khảo sát 2014 
Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ Phần D: Khoa học Chính trị, Kinh tế và Pháp luật: 35 (2014): 66-78 
 74 
Thang đo động lực làm việc chung khi phân 
tích EFA, 4 biến quan sát từ DLC1 đến DLC4 của 
thang đo động lực làm việc chung (mức độ động 
lực chung khi làm việc) được nhóm thành một nhân 
tố, không có biến quan sát nào bị loại. KMO bằng 
0,779, phương sai trích bằng 68,28%, hệ số tải 
nhân tố của 4 biến quan sát đều lớn hơn 0,5. 
4.4 Kiểm định sự phù hợp của mô hình 
nghiên cứu 
Sau khi qua giai đoạn phân tích nhân tố (EFA), 
có 7 nhân tố được đưa vào kiểm định mô hình. Giá 
trị của từng nhân tố là giá trị trung bình của các 
biến quan sát thành phần thuộc nhân tố đó. Kết quả 
của phân tích hồi quy bội theo hồi quy đa biến 
thông thường sẽ được sử dụng để kiểm định các giả 
thuyết từ H1’ đến H7’. 
 Phân tích tương quan 
Trước khi tiến hành phân tích hồi quy, tác giả 
sử dụng hệ số tương quan Pearson để lượng hóa 
mức độ chặt chẽ của mối liên hệ tuyến tính giữa 
hai biến định lượng. Trong phân tích tương quan 
Pearson, không có sự phân biệt giữa biến độc lập 
và biến phụ thuộc mà tất cả các biến đều được xem 
xét như nhau Xem xét ma trận tương quan giữa các 
biến, nhân tố động lực làm việc và các nhân tố 
khác đều có sự tương quan tuyến tính > 0, vì vậy 
tiếp tục phân tích hồi quy. 
 Phân tích hồi quy 
Phân tích hồi quy bội theo hồi quy đa biến 
thông thường được thực hiện với 7 biến độc lập 
bao gồm: Điều kiện làm việc, lương và chế độ 
phúc lợi, văn hóa doanh nghiệp, mối quan hệ với 
lãnh đạo, mối quan hệ với đồng nghiệp, sự tự chủ 
trong công việc, cơ hội đào tạo và phát triển. Để 
tiến hành phân tích hồi quy bội đa biến thông 
thường cũng như đưa ra kết luận từ hàm hồi quy 
đạt được độ tin cậy thì cần kiểm định các giả định 
cần thiết và sự chuẩn đoán về sự vi phạm các giả 
định đó. Tác giả đã tiến hành kiểm tra các giả định, 
kết quả cho thấy hiện tương đa cộng tuyến giữa các 
biến không đáng kể (hệ số phóng đại phương sai 
VIF tương ứng các biến độc lập = 1 (và nhỏ hơn 
10), các phần dư có phân phối chuẩn và không có 
hiện tượng tương quan giữa các phần dư không có 
sự vi phạm về các giả định. Với giả thuyết ban đầu 
cho mô hình lý thuyết, phương trình hồi quy có 
dạng như sau: 
Y = B0 + B1* X1+ B2* X2+ B3* X3+ 
B4*X4+ B5*X5 + B6*X6+B7*X7 Trong đó: 
 Y là giá trị động lực làm việc chung và B0 
hệ số hồi quy 
 X1, B1 là giá trị và hệ số hồi quy của thành 
phần Điều kiện làm việc 
 X2, B2 là giá trị và hệ số hồi quy của thành 
phần lương và chế độ phúc lợi 
 X3, B3 là giá trị và hệ số hồi quy của thành 
phần Văn hóa doanh nghiệp 
 X4, B4 là giá trị và hệ số hồi quy của thành 
phần phong cách lãnh đạo 
 X5, B5 là giá trị và hệ số hồi quy của thành 
phần mối quan hệ với đồng nghiệp 
 X6, B6 là giá trị và hệ số hồi quy của thành 
phần sự tự chủ trong công việc 
 X7, B7 là giá trị và hệ số hồi quy của thành 
phần cơ hội đào tạo và phát triển 
Tiếp theo, tác giả tiến hành kiểm định mô 
hình lý thuyết với phương pháp đưa vào một 
lượt (Enter), theo phương pháp này 07 biến độc lập 
và 1 biến phụ thuộc sẽ được đưa vào mô hình cùng 
một lúc. 
Bảng 5: Kết quả hồi quy 
Mô hình R R2 Hệ số xác định R2 điều chỉnh Độ lệch chuẩn Hệ số Durbin- Watson 
 0,856a 0,730 0,736 0,536 1,821 
Nguồn số liệu khảo sát của tác giả (2014) 
Predictors: (Constant), Điều kiện làm việc, 
lương và chế độ phúc lợi, VHDN, mối quan hệ với 
lãnh đạo, mối quan hệ với đồng nghiệp, sự tự chủ 
trong công việc, cơ hội đào tạo và phát triển.
Bảng 6: Phân tích phương sai ANOVA.b 
Mô hình Tổng sai số df Phương sai trung bình Thống kê F Mức ý nghĩa 
1 
Hồi quy 176,292 7 25,185 87,33 ,000a 
Phần dư 58,89 208 0,283 
Tổng 231,87 215 
Nguồn số liệu khảo sát của tác giả (2014) 
Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ Phần D: Khoa học Chính trị, Kinh tế và Pháp luật: 35 (2014): 66-78 
 75 
a. Predictors: (Constant), Điều kiện làm việc, 
lương và chế độ phúc lợi, VHDN, mối quan hệ với 
lãnh đạo, mối quan hệ với đồng nghiệp, sự tự chủ 
trong công việc, cơ hội đào tạo và phát triển. 
b. Dependent Variable: Động lực làm việc 
Bảng 7: Tóm tắt các hệ số hồi quy chính của mô hình 
Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn Thống kê T Mức ý nghĩa B Độ lệch chuẩn Beta 
Hằng số -1,658E-17 0,39 
ĐKLV 0,347 0,36 0,348 8,289 ,000 
LVCĐPL 0,686 0,37 0,685 16,213 ,000 
VHDN 0,597 0,40 0,601 15,716 ,000 
MQHLD 0,289 0,42 0,301 6,125 ,000 
MQHĐN 0,459 0,38 0,459 12,148 ,000 
STCCV 0,203 0,36 0,203 5,563 ,011 
CHĐTVPT 0,197 0,42 0,201 5,231 ,018 
Nguồn số liệu khảo sát của tác giả (2014) 
a. Dependent Variable: Động lực làm việc 
Với kết quả được trình bày ở Bảng 6, tất cả các 
biến đều có ý nghĩa thống kê Sig = 0,000 < 0,05. 
Quan sát các hệ số Beta, có thể thấy trong 7 thành 
phần của mô hình nghiên cứu đều tác động đến 
động lực làm việc của nhân viên. 
Phương trình hồi quy như sau: 
Y= 0,686*X2 + 0,597*X3 + 0,459*X5 + 
0,347xX5 + 0,289, X4 + 0,203*X6 + 0,197*X7 
Động lực làm việc chung = 0,686 * Lương và 
chế độ phúc lợi+ 0,597* Văn hóa doanh nghiệp + 
0,459* mối quan hệ với đồng nghiệp + 0,347* 
Điều kiện làm việc + 0,289* phong cách lãnh đạo 
+ 0,203* sự tự chủ trong công việc + 0,197* cơ hội 
đào tạo và phát triển. 
Phương trình hồi quy cho thấy động lực làm 
việc của nhân viên trực tiếp sản xuất ở Lilama có 
quan hệ tuyến tính tỷ lệ thuận với lương và chế độ 
phúc lợi, văn hóa doanh nghiệp, mối quan hệ với 
đồng nghiệp, điều kiện làm việc, phong cách lãnh 
đạo, sự tự chủ trong công việc, cơ hội đào tạo và 
phát triển. Trong đó lương và chế độ phúc lợi là 
nhân tố có ảnh hưởng nhiều nhất đến động lực làm 
việc của họ. Sau đó đến văn hóa doanh nghiệp. Kết 
quả hồi quy tuyến tính bội cho thấy mô hình có hệ 
số xác định R2 (coefficient of determination) là 
0,730 và R2 điều chỉnh (adjusted Rsquare) là 
0,736. Như vậy, mô hình giải thích được 73,6% tác 
động của các yếu tố tác động đến động lực của 
nhân viên. Thông qua phương trình hồi quy trên ta 
cũng thấy được tầm quan trọng của các biến trong 
mô hình, cụ thể là khi mức độ lương và chế độ 
phúc lợi tăng lên 1 đơn vị thì mức độ động lực 
chung được tăng lên trung bình 0,686 đơn vị trong 
điều kiện cố định các nhân tố còn lại. Tương tự, 
khi mức độ các nhân tố văn hóa doanh nghiệp, mối 
quan hệ với đồng nghiệp, điều kiện làm việc, phong 
cách lãnh đạo, sự tự chủ trong công việc, cơ hội 
đào tạo và phát triển tăng 1 đơn vị và các yếu tố 
khác không đổi thì sẽ làm động lực làm việc chung 
tăng trung bình lần lượt là 0,597, 0,459, 0,347, 
0,289, 0,203, 0,197 đơn vị. 
Sau khi dùng hai công cụ vẽ của phần mềm 
SPSS là biểu đồ Histogram và đồ thị P-P plot để dò 
tìm sự vi phạm giả định phân phối chuẩn của phần 
dư tác giả nhận thấy phần dư có phân phối chuẩn 
với giá trị trung bình gần bằng 0 và độ lệch chuẩn 
của nó gần bằng 1 (=0,976), có nghĩa là dữ liệu 
phần dư có phân phối chuẩn. Tiếp theo là kiểm 
định về tính độc lập của phần dư, tác giả dùng đại 
lượng thống kê Drbin-Watson (d) để kiểm định. 
Với dữ liệu thống kê có được d =1,821 thì tính độc 
lập của phần dư đã được bảo đảm. 
4.5 Kết quả thống kê mức độ động lực chung 
Theo Bảng 7 kết quả thống kê cho thấy nhân 
viên đánh giá các mức độ đối với lương và chế độ 
phúc lợi, văn hóa doanh nghiệp, mối quan hệ với 
đồng nghiệp, điều kiện làm việc, phong cách lãnh 
đạo, sự tự chủ trong công việc, cơ hội đào tạo và 
phát triển và động lực chung ở mức độ vừa chứ 
không cao. Cao nhất trong bảng là lương và chế độ 
phúc lợi ở mức 4,03, thấp nhất là cơ hội đào tạo 
phát triển 3,11, mức độ động lực chung là 3,29. 
Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ Phần D: Khoa học Chính trị, Kinh tế và Pháp luật: 35 (2014): 66-78 
 76 
Bảng 8: Kết quả thống kê về mức độ động lực chung 
Yếu tố Quan sát 
Thấp 
nhất 
Cao 
nhất 
Trung 
bình 
Độ lệch 
chuẩn 
1 Lương và chế độ phúc lợi 215 1,17 5 4,03 0,0578 
2 Văn hóa doanh nghiệp 215 1,12 5 3,98 0,0525 
3 Mối quan hệ với đồng nghiệp 215 1,05 5 3,47 0,0521 
4 Điều kiện làm việc 215 1,04 5 3,28 0,0621 
5 Phong cách lãnh đạo 215 1,00 5 3,25 0,0630 
6 Sự tự chủ trong công việc 215 1,00 5 3,15 0,0667 
7 Cơ hội đào tạo và phát triển 215 1,00 5 3,11 0,0602 
 Động lực làm việc chung 215 1,35 5 3,29 0,0601 
Nguồn số liệu khảo sát của tác giả (2014) 
5 KẾT LUẬN 
Kết quả nghiên cứu xác định được bảy thành 
phần trong thang đo động lực: Điều kiện làm việc, 
lương và chế độ phúc lợi, văn hóa doanh nghiệp, 
mối quan hệ với lãnh đạo, mối quan hệ với đồng 
nghiệp, sự tự chủ trong công việc, cơ hội đào tạo 
và phát triển ảnh hưởng đến động lực làm việc của 
nhân viên trực tiếp sản xuất của Lilama. So sánh 
với các kết quả trước như sau: 
Bảng 9: Kết quả thang đo động lực dựa vào mô hình Kovach (1987) trong nước và thế giới 
 Nghiên cứu công ty 
Mineapolis Gas 1945-1965 
với 44.000 lao động 
Wanda Roos (2005) Nguyễn Ngọc Lan Vy (2010) 
Nghiên cứu của tác giả 
(2014) 
VHDN Đãi ngộ Lương và chế độ 
Sự hài lòng công việc Lãnh đạo VHDN 1.An toàn ổn định Sự phù hợp công việc Mối quan hệ đồng nghiệp 
2.Tiến bộ công việc Lãnh đạo VHDN Điều kiện làm việc 
3.Điều kiện công việc Đồng nghiệp Mối quan hệ lãnh đạo 
4. VHDN Sự tự chủ công việc 
 Cơ hội đào tạo và phát triển 
Nguồn do tác giả sưu tầm 2014 
Nhìn vào Bảng 8, sự có mặt nhóm yếu tố “Văn 
hóa doanh nghiệp” trong thành phần thang đo của 
nghiên cứu trong nước và thế giới giúp củng cố 
thêm độ tin cậy cho kết quả nghiên cứu của tác giả 
khi đưa nhân tố văn hóa doanh nghiệp vào nghiên 
cứu động lực làm việc của nhân viên trực tiếp sản 
xuất của Lialama. Mặc dù trên nghiên cứu của 
Kovach (1987) không nêu rõ yếu tố này. 
Thực tế hiện nay, tại Lilama chưa có đề tài nào 
nghiên cứu về ảnh hưởng của văn hóa doanh 
nghiệp với động lực làm việc cũng như chưa xây 
dựng một quy trình văn hóa doanh nghiệp thống 
nhất. Trong khi xây dựng được văn hóa doanh 
nghiệp tạo tiền đề cho Lilama quản lý hơn 25.000 
lao động với các môi trường tập quán khác nhau 
đều hòa đồng trong môi trường chung của doanh 
nghiệp. Ở các doanh nghiệp “Có thương hiệu, có 
văn hóa doanh nghiệp” thì thường các chính sách 
về lương thưởng, phúc lợi, chính sách đãi ngộ, bố 
trí công việc tạo môi trường được thực hiện tốt 
thúc đẩy được các doanh nghiệp phát triển. Do đó, 
động lực làm việc của nhân viên bị ảnh hưởng bởi 
yếu tố này. Một đặc điểm nữa là khi nhân viên làm 
việc tại các doanh nghiệp “Có thương hiệu, có văn 
hóa doanh nghiệp” khi chuyển việc thì đều được 
tuyển chọn nhiều hơn so với nhân viên ở các doanh 
nghiệp ít có thương hiệu. Vì thế cần tạo văn hóa 
doanh nghiệp cho Lilama. 
Từ nghiên cứu của mình và việc so sánh với sự 
nghiên cứu của các nhà nghiên cứu trong nước và 
thế giới, tác giả đưa ra các biện pháp để tạo động 
lực cho nhân viên trực tiếp sản xuất của Lilama 
như sau: 
Giải pháp 1. Nhóm nhân tố tạo động lực làm 
việc cho nhân viên bằng xây dựng thương hiệu và 
văn hóa công ty bao gồm: văn hóa doanh nghiệp, 
mối quan hệ đồng nghiệp, mối quan hệ lãnh đạo. 
Để xây dựng thương hiệu và văn hóa công ty 
cần: Xây dựng thương hiệu nội bộ, nhận diện được 
giá trị cốt lõi, xây dựng mối quan hệ tương hỗ giữa 
văn hóa và thương hiệu, tạo sự an tâm cho công 
Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ Phần D: Khoa học Chính trị, Kinh tế và Pháp luật: 35 (2014): 66-78 
 77 
nhân, việc này cần có một nghiên cứu cụ thể và 
xây dựng một quy trình văn hóa cho Lilama theo 
chuẩn Châu Á (Sẽ có nghiên cứu cụ thể của tác giả 
về lĩnh vực này). 
Giải pháp 2. Nhóm nhân tố tạo động lực làm 
việc cho nhân viên bằng chính sách đãi ngộ bao 
gồm: lương và chế độ phúc lợi, cơ hội đào tạo và 
thăng tiến. 
Để chính sách đãi ngộ phục vụ hiệu quả cho 
việc thúc đẩy toàn bộ nhân viên hướng tới mục tiêu 
phát triển bền vững của doanh nghiệp, chính sách 
đãi ngộ cần được xây dựng theo các nguyên tắc 
sau: Có sự thay đổi về lợi ích được hưởng phải có 
tác động đủ lớn để khuyến khích CBNV làm tăng 
năng suất và hiệu quả hơn. Và phải được công khai 
để toàn bộ các thành viên đều hiểu rõ cơ chế đãi 
ngộ của công ty. Phải công bằng và hợp lý, đơn 
giản dễ thực hiện, có thể cạnh tranh với doanh 
nghiệp cùng qui mô, lĩnh vực hoạt động. Ở Lilama 
có thể áp dụng các biện pháp như: Lương theo kết 
quả công việc và khả năng, thăng chức hoặc trao 
thêm quyền hạn, thưởng theo kết quả công việc, 
chương trình biểu dương thành tích, trao bằng 
khen, bảo hiểm sức khỏe và bảo hiểm nhân thọ, 
làm giàu nội dung công việc, chương trình hỗ trợ 
mua các tài sản có giá trị lớn như nhà, ô tô, cải tiến 
môi trường làm việc, du lịch hoặc các kỳ nghỉ đặc 
biệt, thưởng cổ phiếu. 
Giải pháp 3. Nhóm nhân tố tạo động lực làm 
việc cho nhân viên bằng công việc bao gồm: sự tự 
chủ công việc và điều kiện làm việc. 
Để thực hiện giải pháp này thì công ty cần: 
Làm cho nhân viên hiểu được công việc của họ 
đóng góp vào mục tiêu và chiến lược phát triển của 
công ty như thế nào? Nhân viên được tham gia vào 
các quyết định ảnh hưởng đến công việc của họ, 
khuyến khích để nhân viên phát triển công việc 
theo hướng chuyên nghiệp, giao quyền hạn phù 
hợp tương ứng với trách nhiệm trong công việc. 
Phân công công việc hợp lý, cải thiện điều kiện ăn 
ở làm việc tại công trường, mục tiêu công việc phù 
hợp với từng phòng ban và đội công trường. 
TÀI LIỆU THAM KHẢO 
1. Adams, J.S. (1963) “Towards An 
Understanding of Inequality.” Journal of 
Abnormal and Normal Social Psychology. 
(67), pp. 422-436. 
2. Artz,B.(2008),”Job Satisfaction Review of 
Labour”,Economics & Industrial 
Relations,22 (2). 
3. Bob Nelson, Blanchard Training & 
Development (1991), Unpublished Doctoral 
Dissertation, University of North Carolina, USA. 
4. Charles W.L. Hill and Gareth R. Jones 
(2008), Strategic Management an 
Integrated Approach by, Houghton Mifflin 
Company, USA. 
5. Chew, Janet Cheng Lian (2004), The 
influence of human resource, Murdoch 
University, USA. 
6. Clayton Alderfer (1972), Học thuyết 
E.R.G (Existance, Relatedness, Growth), 
New York. 
7. Dubrin (1995), Learship, Research findings, 
practise,skill, Boston, MA, Houghton Mifflan. 
8. Edwin locke (1996, page 117-124), Applied 
& Preventive Psychology, Cambridge 
University Press. Printed in the USA 
9. Farhaan Arman (2009), Employees 
motivation at Areco India manufacturing 
private Limited, The M.B.A Degree Course 
of Bangalore University, June, 38. 
10. Hackman, J. R & Oldham, G. R. (1974), 
The Job Diagnosis Survey, AnInstrument for 
the Diagnosis of Jobs and the Evaluation of 
Job Redesign Project, Technical Report No. 
4, Department of Administrative 
Sciences,Yale University, USA. 
11. Hackman, J.R. & Oldham, G. R. (1976, 
page 16,250-279), Motivation through the 
design of work, test of a theory. 
Organizational Behavior and Human 
Performance, New York. 
12. Hackman, J.R. & Oldham, G. R. (1980, page 
77), Work redesign, Mass, Addison- Wesley. 
13. Hair, J.F. Jr. , Anderson, R.E., Tatham, 
R.L., & Black, W.C. (1998), Multivariate 
Data Analysis, (5th Edition), Upper Saddle 
River, NJ, Prentice Hall. 
14. Herzberg, Frederick (1959), 
“The Motivation to Work”, Harvard 
Business Review Classics, New York. 
15. Jex, S.M.&Britt, T.W. (2008), 
“Organizationa Psychology Research", 
Canadian Journal of Behavioural Science 
41. (4) page 213-226. 
16. Kovach, K.A. (1995), “Employee motivation: 
addressing a crucial factor in your 
organization’s performance”, Employment 
Relations Today 22 (2), page 93-107. 
Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ Phần D: Khoa học Chính trị, Kinh tế và Pháp luật: 35 (2014): 66-78 
 78 
17. Kwame R. Charles, Lincoln H. Marshall, 
(1992) "Motivational Preferences of 
Caribbean Hotel Workers: An Exploratory 
Study", International Journal of 
Contemporary Hospitality Management, 
Vol. 4 Iss: 3. 
18. Maslow, A.H. (1943), “A theory of human 
motivation”, Psychological Review, 50, 
370- 396. 
19. McClelland, D. C. (1985), Human motivation, 
Cambridge University Press, USA. 
20. Nguyễn Đình Thọ – Nguyễn Thị Mai 
Trang (2007), Nghiên cứu khoa học 
Maketing - Ứng dụng mô hình cấu trúc 
tuyến tính SEM trong quản trị kinh doanh, 
nhà xuất bản Đại học Quốc Gia, Tp.HCM. 
21. Nguyễn Ngọc Lan Vy (2010), Nghiên cứu 
các yếu tố ảnh hưởng đến mức độ động viên 
nhân viên trong công việc tại các doanh 
nghiệp trên địa bàn Thành phố Hồ Chí 
Minh, Luận văn thạc sĩ kinh tế, Trường Đại 
học Kinh tế Tp.HCM, Tp.HCM. 
22. Nguyễn Vân Điềm, Nguyễn Ngọc Quân 
(2007), Giáo trình Quản trị nguồn nhân lực, 
NXB. Đại học Kinh Tế Quốc Dân Hà Nội. 
23. P. M. Bentler, C. Chou (1987, 16; 78-117.) 
Sociological Methods and Research 
(Sample Size, SEM), USA. 
24. Porter and Lawler (Porter, III 1968) further 
expanded Vroom's expectancy theory, Harvard 
Business Review Classics, New York. 
25. Silverthorne, C. (1992),Work motivation in 
the United States, Russia 
26. Simons and Enz (Cornell, 1995), employee 
motivation, United States of America 
27. Stephen Overell (2009), The Meaning of 
Work, The Work Foundation, London. 
28. Tabachnick, B. G., & Fidell, L. S. (1996). Using 
multivariate statistics (3rd ed.), New York. 
29. Trần Kim Dung và Nguyễn Ngọc Lan Vy 
(2011), “Thang đo động viên nhân viên”, Tạp 
chí Phát triển Kinh tế số: 244 năm: 2/2011. 
30. Vroom V H (1964), Work and motivation, 
New York, Wiley, USA. 
31. Wanda Roos (2005), The relationship 
between motivation and satisfaction of 
employees with corporate culture, 
University of South Africa, USA. 
32. Wong, S., Siu, V., & Tsang, N., (1999), 
“The impact of demographic actorson Hong 
Kong hotel employees’ choice of job-
related motivators”, International Journal 
of Contemporary Hospitality Management, 
11 (5), page 230-241.