4.5.1 Các biến ộc lập
Sau khi phân tích Cronbach’s Alpha, biến độc lập gồm 5 thành phần với 18 quan sát. Phân tích nhân tố dùng để đánh giá độ hội tụ giá trị phân biệt của các biến quan sát theo các thành phần. Với giả thuyết đặt ra trong phân tích này là giữa 18 biến quan sát trong tổng thể không có mối tương quan với nhau.
Kiểm định KMO và Barlett’s trong phân tích nhân tố với 18 biến quan sát có kết quả KMO = 0.852 >0.5 và Sig = 0.000. Chứng tỏ chứng tỏ các biến quan sát không phải là ma trận đơn vị, phân tích nhân tố khám phá (EFA) thích hợp sử dụng trong nghiên cứu này (xem bảng 4.32, chi tiết xem phụ lục 5).
Kết quả phân tích (EFA) biến độc lập: Các biến đều đạt yêu cầu về độ hội tụ( trọng số nhân tố >0,5) và tính phân biết (chênh lệch trọng số các thang đo). Tuy nhiên tính phân biệt của quan sát LD5 không đạt yêu cầu nên loại và phân tích lại (Bảng 4.33, chi tiết xem phụ lục 5). Phân tích lại tất cả đạt yêu cầu (xem bảng 4.34, 4.35, chi tiết xem phụ lục 5)
Bảng 4.32: Bảng kết quả KMO và Barlett’s Test EFA của biến độc lập
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .852
Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 1737.194
df 153
Sig. .000
Nguồn: Dữ liệu phân tích của tác giả trên SPSS 20.0)
Bảng 4.33: Bảng kết quả phân tích EFA biến độc lập ma trận thành phần xoay
Rotated Component Matrixa
Component 1 2 3 4 5 LD1 .818 LD2 .859 LD3 .824 .217 LD4 .741 .266 .220 LD5 .405 .323 .359 DN1 .622 .216 DN2 .276 .685 .293 DN3 .821 DN4 .824 .233 CV1 .776 .220 CV2 .868 CV3 .871 DTTT1 .201 .268 .641 DTTT2 .202 .789 DTTT3 .293 .269 .658 MT1 .868 MT2 .265 .223 .839 MT3 .433 .702 .272
Bảng 4.34: Bảng kết quả KMO và Barlett’s Test EFA của biến độc lập
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .840
Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 1650.536
df 136
Sig. .000
(Nguồn: Dữ liệu phân tích của tác giả trên SPSS 20.0)
Bảng 4.35: Bảng kết quả phân tích EFA biến độc lập ma trận thành phần xoay
Rotated Component Matrixa
Component 1 2 3 4 5 LD1 .822 LD2 .861 LD3 .826 .219 LD4 .736 .276 .207 DN1 .622 .223 DN2 .278 .687 .289 DN3 .821 DN4 .825 .235 CV1 .779 .222 CV2 .869 CV3 .876 DTTT1 .276 .203 .637 DTTT2 .210 .802 DTTT3 .275 .297 .656 MT1 .868 MT2 .263 .225 .839 MT3 .428 .709 .260
Tại mức giá trị Eigenvalue =1.032, với phương pháp trích Principal Component Analysis, phép quay Varimax cho phép trích được 5 nhân tố từ 17 biến quan sát và tổng phương sai trích được là 71.640% (>50%). Như vậy phương sai trích đạt yêu cầu (xem bảng 4.36, chi tiết phụ lục 5)
Bảng 4.36: Tổng phƣơng sai trích
Total Variance Explained
Comp onent
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared
Loadings
Rotation Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulat ive % Total % of Variance Cumulativ e % Total % of Variance Cumulativ e % 1 5.840 34.355 34.355 5.840 34.355 34.355 3.167 18.632 18.632 2 2.306 13.565 47.920 2.306 13.565 47.920 2.435 14.324 32.956 3 1.667 9.808 57.729 1.667 9.808 57.729 2.424 14.262 47.218 4 1.342 7.894 65.623 1.342 7.894 65.623 2.365 13.910 61.129 5 1.023 6.017 71.640 1.023 6.017 71.640 1.787 10.511 71.640 6 .756 4.446 76.086 7 .617 3.631 79.717 8 .551 3.239 82.957 9 .475 2.792 85.749 10 .450 2.650 88.399 11 .378 2.222 90.621 12 .360 2.116 92.737 13 .325 1.913 94.650 14 .310 1.821 96.471 15 .233 1.372 97.842 16 .198 1.162 99.004 17 .169 .996 100.000
(Nguồn: Dữ liệu phân tích của tác giả trên SPSS 20.0)
4.5.2 Biến phụ thuộc
Phân tích EFA về động lực gồm 01 thành phần nghiên cứu với 3 biến quan sát. Kiểm định KMO và Barlett’s trong phân tích nhân tố với 3 biến quan sát có kết quả KMO=0.714 >0.5, Sig =0.000 (xem bảng 4.37, chi tiết phụ lục 5), qua đó bác bỏ giả thuyết trên, chứng tỏ phân tích nhân tố khám phá (EFA) thích hợp được sử dụng trong nghiên cứu này. Kết quả phân tích EFA cho thấy tất cả các quan sát thỏa mãn tính phân biệt và hội tụ. Tại mức giá trị Eigenvalue = 2.257
với phương pháp trích Principal Component Analysis, phép quay Varimax cho phép trích được 1 nhân tố từ biến quan sát và phương sai trích được là 75.229 % (>50%). Như vậy phương sai trích đạt yêu cầu (xem bảng 4.38, 4.37,4.39, chi tiết phụ lục 5)
Bảng 4.37: Kết quả KMO và Bartlett’s
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .714
Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 234.666
df 3
Sig. .000
(Nguồn: Dữ liệu phân tích của tác giả trên SPSS 20.0)
Bảng 4.38: Bảng ma trận nhân tố Communalities Initial Extraction TT1 1.000 .756 TT2 1.000 .706 TT3 1.000 .795
Extraction Method: Principal Component Analysis.
(Nguồn: Dữ liệu phân tích của tác giả trên SPSS 20.0)
Bảng 4.39: Bảng tổng phƣơng sai trích
Total Variance Explained
Component Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings
Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative %
1 2.257 75.229 75.229 2.257 75.229 75.229
2 .436 14.520 89.749
3 .308 10.251 100.000
Extraction Method: Principal Component Analysis. (Nguồn: Dữ liệu phân tích của tác giả trên SPSS 20.0)
4.5.3 Kết luận
Sau khi phân tích EFA cho các biến độc lập ta thấy sau tất cả các quan sát đều đạt yêu cầu độ tin cậy cần thiết với 5 thành phần.
Với biến phụ thuộc, sau khi phân tích EFA cho các biến phụ thuộc ta thấy 3 biến quan sát đều đạt độ tin cậy cần thiết, đạt yêu cầu của phân tích EFA với 1 thành phần.
4.6 Phân tích hồi quy bội và rà soát các giả định.
4.6.1 Phân tích hồi quy bội
- Phân tích hồi quy với 5 biến độc lập ta thấy biến cả 4 biến độc lập có ý nghĩa thống kê ở mức 95%, trong đó biến CV không có ý nghĩa thống kê (Sig=0,208>0,05) (xem bảng 4.40, chi tiết phụ lục 6). Ta thấy sau khi loại biến CV phân tích lại ta thấy 4 biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê (xem bảng 4.41, chi tiết phụ lục 6).
Bảng 4.40: Hệ số hồi quy
Coefficientsa
Model Unstandardized Coefficients Standardized
Coefficients
t Sig. Collinearity
Statistics
B Std. Error Beta Tolerance
1 (Constant) .011 .293 .039 .969 LD .212 .055 .246 3.887 .000 .647 DN .268 .058 .261 4.616 .000 .813 CV .073 .058 .073 1.262 .208 .784 DTTT .340 .073 .285 4.636 .000 .686 MT .122 .058 .137 2.112 .036 .619
(Nguồn: Dữ liệu phân tích của tác giả trên SPSS 20.0)
Bảng 4.41: Hệ số hồi quy Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients
t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance
1 (Constant) .154 .271 .567 .571 LD .225 .054 .260 4.171 .000 .668 1.498 DN .265 .058 .258 4.565 .000 .814 1.229 DTTT .373 .069 .313 5.450 .000 .789 1.268 MT .119 .058 .134 2.067 .040 .620 1.614
Từ kết quả trên đi đến kết luận, lòng trung thành đối với tổ chức phụ thuộc vào 4 thành phần là (1) Lãnh đạo, (2) đồng nghiệp, (3) đào tạo và phát triển, (4) Môi trường làm việc. Bốn giả thuyết được thỏa mãn là H1, H2, H4, H5 với độ tin cậy 95% và phương trình hồi quy chuẩn hóa là:
TT = 0.313*DTTT + 0.260*LD + 0.258*DN + 0.134*MT
Qua phương trình hồi quy ta nhận thấy nhân tố cơ hội (DTTT) có hệ hồi quy cao nhất (β = 0.313)
4.6.2 Rà soát các giả ịnh
- Sự phù hợp của mô hình: Kiểm định sự phù hợp của mô hình (F= 60.991, Sig = 0.000) và hệ số phù hơp của mô hình là 49.5% (xem bảng 4.42, 4.43 chi tiết phụ lục 6) ta thấy giả thuyết này không bị vi phạm.
Bảng 4.42: Kết quả sau phân tích ANOVA các biến độc lập
ANOVAa
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1
Regression 48.773 4 12.193 47.571 .000b
Residual 49.725 194 .256
Total 98.498 198
(Nguồn: Dữ liệu phân tích của tác giả trên SPSS 20.0)
- Hiện tƣợng tự tƣơng quan: phần dư là độc lập không xảy ra hiện tượng tự tương quan (Durbin-Watson = 1.838) (xem bảng 4.42, chi tiết phụ lục 6)
Bảng 4.43: Bảng Durbin-Watson
Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R
Square
Std. Error of the Estimate
Durbin-Watson
1 .704a .495 .485 .50628 1.859
(Nguồn: Dữ liệu phân tích của tác giả trên SPSS 20.0)
- Hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi: chẩn đoán bằng hình ảnh ScatterPlot, xem hình 4.3 (chi tiết phụ lục 6) ta không thấy có quan hệ nào rõ ràng giữa giá trị dự báo và phần dư chuẩn hóa.
Hình 4.3: Hình đồ thị phân tán
(Nguồn: Dữ liệu phân tích của tác giả trên SPSS 20.0)
- Sai số phân phối chuẩn: xem trên đồ thị hình 4.4 (Chi tiết phụ lục 6) ta thấy Mean = -3.12E-16 (gần bằng 0), Std.Dev.=0,990. (gần bằng 1), xem như sai số có phân phối chuẩn.
Hình 4.4: Biểu đồ tần số của phần dƣ chuẩn hóa
- Hiện tƣợng đa công tuyến: Hệ số VIF đều nằm trong ngưỡng chấp nhận 0< VIF<2 Xem bảng 4.41 (chi tiết xem phụ lục 6)
4.7 Xem xét có sự khác biệt về lòng trung thành với tổ chức đối với giới tính và kinh nghiệm làm việc tính và kinh nghiệm làm việc
4.7.1 Phân biệt theo giới tính
Phân tích T- Test khi xem xét sự khác biệt lòng trung thành với tổ chức với các nhóm theo giới tính ta thấy rằng không có có sự khác biệt nào trong lòng trung thành với tổ chức các đối tượng là nam và nữ. Kiểm định Levene's Test cho thấy phương sai các nhóm là như nhau (Sig= 0.853>0.05) và không có sự khác biệt giữa các nhóm, và kiểm định T Test Cho thấy (sig=0.838>0.05). (Xem bảng 4.44, 4.45 chi tiết phụ lục 6)
Bảng 4.44: Điểm trung bình theo nhóm
Group Statistics
GTINH N Mean Std. Deviation Std. Error Mean
TT
0 97 3.5533 .72311 .07342
1 Nam 102 3.5327 .69139 .06846
(Nguồn: Dữ liệu phân tích của tác giả trên SPSS 20.0)
Bảng 4.45: Independent Samples Test)
Independent Samples Test
Levene's Test for Equality of Variances
t-test for Equality of Means
F Sig. t df Sig. (2- tailed) Mean Differen ce Std. Error Difference 95% Confidence Interval of the Difference Lower Upper TT Equal variances assumed .035 .853 .205 197 .838 .02058 .10027 -.17716 .21833
Levene's Test for Equality of
Variances t-test for Equality of Means
F Sig. t df Sig. (2- tailed) Mean Differen ce Std. Error Difference 95% Confidence Interval of the Difference Lower Upper Equal variances not assumed .205 195.228 .838 .02058 .10038 -.17739 .21856
(Nguồn: Dữ liệu phân tích của tác giả trên SPSS 20.0)
4.7.2 Phân biệt theo kinh nghiệm làm việc
Phân tích ANOVA về sự khác biệt hành vi theo biến kinh nghiệm làm việc ta thấy kiểm định Levene Sig = 0.876>0.05 (Xem bảng 4.46, chi tiết phụ lục 6). Cho thấy phương sai của các nhóm trong độ tuổi có phương sai bằng nhau.
Bảng 4.46: Test of Homogeneity of Variances
Test of Homogeneity of Variances
Levene Statistic df1 df2 Sig.
.229 3 195 .876
(Nguồn: Dữ liệu phân tích của tác giả trên SPSS 20.0)
Khi xem xét về sự khác biệt của các nhóm cho thấy các nhóm có sự khác biệt, nhưng chưa nói rõ nhóm nào khác với nhóm nào trong hành vi (F= 11.819; Sig=0.000), (Xem bảng 4.47, chi tiết phụ lục 6).
Bảng 4.47: ANOVA
ANOVA
Sum of Squares df Mean Square F Sig.
Between Groups 15.154 3 5.051 11.819 .000
Within Groups 83.344 195 .427
Total 98.498 198
Khi phân tích Post Hoc để tìm rõ nhóm nào khác biệt với nhóm nào bằng phân tích Bonferroni, ta thấy nhóm có kinh nghiệm làm việc từ 15 năm trở lên có sự khác biệt với các nhóm còn lại. Theo đó nhóm có kinh nghiệm làm việc cao hơn có sự trung thành hơn với nhóm còn lại (Mean Difference (I-J) >0(Xem bảng 4.48, chi tiết phụ lục 6).
Bảng 4.48: Post Hoc Tests
Multiple Comparisons
Dependent Variable: TT Bonferroni
(I) TNIEN (J) TNIEN Mean Difference
(I-J) Std. Error Sig. 95% Confidence Interval Lower Bound 1 nhỏ hơn 5 năm 2 từ 5 - < 10 năm -.08261 .14103 1.000 -.4585 3 từ 10 - <15 năm .09163 .14103 1.000 -.2843 4 từ 15 năm trở lên -.56384* .12795 .000 -.9049 2 từ 5 - < 10 năm 1 nhỏ hơn 5 năm .08261 .14103 1.000 -.2933 3 từ 10 - <15 năm .17424 .13938 1.000 -.1973 4 từ 15 năm trở lên -.48123* .12613 .001 -.8174 3 từ 10 - <15 năm 1 nhỏ hơn 5 năm -.09163 .14103 1.000 -.4675 2 từ 5 - < 10 năm -.17424 .13938 1.000 -.5458 4 từ 15 năm trở lên -.65547* .12613 .000 -.9917 4 từ 15 năm trở lên 1 nhỏ hơn 5 năm .56384* .12795 .000 .2228 2 từ 5 - < 10 năm .48123* .12613 .001 .1450 3 từ 10 - <15 năm .65547* .12613 .000 .3193
Kết luận chƣơng 4
Sau quá trình khảo sát, dữ liệu sẽ được tập hợp, xử lý bằng chương trình SPSS 20.0 nhằm đánh giá sự tin cậy của các thang đo bằng hê số Cronbach’s Alpha, sau đó kiểm định giá trị khái niệm của thang đo bằng phân tích nhân tố khám phá EFA, cuối cùng sẽ kiểm định giả thuyết nghiên cứu bằng mô hình hồi quy tuyến tính.
Kết quả phân tích mô hình hồi quy cho thấy có 4 thành phần tác động lòng trung thành của nhân viên đối với tổ chức. Ngoài ra khi tìm kiếm sự khác biệt trong hành vi đối với các nhóm giới tính và kinh nghiệm làm việc cho thấy không có sự khác biệt giữa nam và nữ và có sự khác biệt về lòng trung thành giữa nhóm có kinh nghiệm làm việc >15 năm với các nhóm còn lại.
CHƢƠNG 5
KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH
5.1 Kết luận
Với mục tiêu nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến sự gắn kết của nhân viên đối với BHXH tỉnh Long An. Trên cơ sở lý thuyết, các nghiên cứu liên quan tác giả đưa ra 5 nhân tố ảnh hưởng đến sự gắn kết của nhân viên đối với BHXH tỉnh Long An gồm: Sự hỗ trợ của lãnh đạo, Quan hệ với đồng nghiệp, bản chất công việc, cơ hội đào tạo và thăng tiến, Môi trường làm việc.
Qua thảo luận nhóm với các chuyên gia nhân sự, lãnh đạo phòng ban, nhân viên BHXH tỉnh Long An, tác giả đã tổng kết lại và giữ nguyên 5 nhân tố tác động đến sự gắn kết của nhân viên đối với BHXH Long An bao gồm: Sự hỗ trợ của lãnh đạo, Quan hệ với đồng nghiệp, bản chất công việc, cơ hội đào tạo và thăng tiến, Môi trường làm việc .
Mô hình đã được kiểm tra với một mẫu gồm 199 nhân viên tại BHXH Long An. Kết quả cho thấy có 4 nhân tố tác động đến sự gắn kết của nhân viên đối với BHXH Long An bao gồm: Lãnh đạo, đồng nghiệp, đào tạo và thăng tiến, môi trường làm việc. Trong đó nhân tố đào tạo và thăng tiến có ảnh hưởng lớn nhất. Với những kết quả thu được, nghiên cứu này có những đóng góp tích cực trong thực tiễn quản lý, cụ thể như sau:
- Về thang đo sử dụng trong nghiên cứu này. Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng toàn bộ thang đo được sử dụng trong nghiên cứu là đáng tin cậy (Cronbach’s Alpha > 0,7) và có thể được sử dụng cho những nghiên cứu khác. - Sau khi phân tích hồi quy tuyến tính cho 5 nhân tố (17 biến quan sát) để xây dựng phương trình hồi quy, kết quả cho thấy có 4 nhân tố có ý nghĩa thống kê và tương quan đến mô hình nghiên cứu. Cường độ tác động của từng nhân tố có sự khác biệt theo hệ số thu được khi xây dựng phương trình theo thứ tự: Biến DTTT (Đào tạo và thăng tiến) có tác động mạnh nhất (β = 0.313), tiếp theo là biến LD (Lãnh đạo) (β = 0.260) và biến DN ( Đồng nghiệp) β = 0.258 và tác động thấp nhất là biến MT ( Môi trường làm việc) (β= 0.176) và phương trình hồi quy chuẩn hóa là :
TT = 0.313*DTTT + 0.260*LD + 0.258*DN + 0.134*MT
- Nghiên cứu phân tích sự khác biệt về sự gắn kết của nhân viên theo các đặc điểm cá nhân bằng phương pháp Independent Sample T- test và ANOVA cho thấy: Giới tính và thâm niên công tác không có sự khác biệt ở mức độ tin cậy 95%.
Kết quả nghiên cứu cũng khẳng định mối quan hệ tương quan giữa các nhân tố tác động và nhân tố gắn kết trong mô hình, khẳng định tầm quan trọng và vai trò chủ đạo của nhân tố gắn kết vì tình cảm hay gắn kết với tổ chức trong hoạt động cụ thể tại bảo hiểm xã hội Long An.
5.2 Hàm ý chính sách
Qua phân tích hồi quy cho thấy rằng, để tăng sự gắn bó với tổ chức thì những nhà lãnh đạo Của BHXH tỉnh Long An cần chú ý đặc biệt tới 4 nhân tố có tác động tới sự gắn kết là Lãnh đạo, đồng nghiệp, đào tạo và thăng tiến, môi trường làm việc. Điều này có thể giải thích như sau:
- Đào tạo và thăng tiến : Xã hội ngày càng phát triển thì nhu cầu của con người ngày càng cao vì vậy Ban lãnh đạo Bảo hiểm xã hội tỉnh Long An cần phải thực hiện một số giải pháp để gia tăng sự gắn kết của nhân viên về bản chất công việc như là : Rà soát, bố trí, sắp xếp lại công việc của nhân viên trên cơ sở trình độ chuyên môn, năng lực, thế mạnh của từng nhân viên để phát huy hết khả năng của họ, nên thực hiện bố trí công việc, luân chuyển nhân viên giữa các phòng ban, nhằm tạo điều kiện cho nhân viên nắm rõ quy trình nghiệp vụ, nâng cao kiến thức, mạnh dạn hoán đổi vị trí công việc khi phát hiện nhân viên không phù hợp với vị trí công việc đang làm, không vì mối quan hệ của một nhân viên nào đó mà bỏ qua khi phạm lỗi, phải xử phạt nghiêm minh gương mẫu cho các nhân