TT Tên nhân tố mới Kết hợp nhân tố Số biến 1 Lƣơng và phúc lợi I
Chính sách tiền lƣơng của ngân hàng có sự kích thích cao
đối với tôi I3
5 Thu nhập ở ngân hàng đảm bảo cuộc sống cá nhân của tôi I2 Chế độ phúc lợi thể hiện sự quan tâm của ngân hàng đến
nhân viên I4
Thu nhập ở ngân hàng đảm bảo cuộc sống cá nhân của tôi I5 Hệ thống đánh giá cơng việc gắn kết với chính sách lƣơng thƣởng của ngân hàng rõ ràng và công bằng I1
2
Mơi trƣờng làm việc
E
Các quy trình và các thủ tục hành chính rất chuyên nghiệp
và hợp lý E3
5 Tính dễ dàng, thuận tiện khi thao tác trên các phần mềm E2 Phịng ốc nơi tơi làm việc làm cho tôi thấy rất thoải mái E4 Tơi cảm thấy mình làm đúng vị trí mình u thích W1 Ngân hàng tạo cho tôi nhiều cơ hội để phát triển cá nhân O2
3 Lãnh
đạo L
Lãnh đạo quan tâm ý kiến của tôi L2
6 Lãnh đạo ghi nhận sự đóng góp của tơi vào sự phát triển của
ngân hàng L6
Lãnh đạo là ngƣời có năng lực L1
Lãnh đạo tin tƣởng tôi L3
Tôi nhận đƣợc sự chỉ đạo, hỗ trợ và hƣớng dẫn từ lãnh
đạo một cách cụ thể và rõ ràng L5
Tôi đƣợc đào tạo kiến thức, kỹ năng cần thiết để thực hiện
công việc O3 4 Mối quan hệ với đồng nghiệp C
Đồng nghiệp luôn tận tâm với công việc để đạt đƣợc kết quả
tốt nhất C5
5 Có sự phối hợp tốt giữa các đồng nghiệp để cùng nhau hồn
thành cơng việc chung C2
Đồng nghiệp hỗ trợ khi cần thiết C1
Đồng nghiệp thân thiện, hịa đồng C4
Đồng nghiệp có năng lực C3 5 Bản chất công việc W Tơi cảm thấy mình làm đúng vị trí mình u thích W5 3 Công việc hiện tại phù hợp với năng lực của tôi W4 Khối lƣợng công việc hiện tại phù hợp với tơi W6
Phân tích nhân tố EFA các yếu tố của biến phụ thuộc
Kết quả phân tích Cronbach‟s Alpha cho thấy thang đo lòng trung thành của nhân viên với tổ chức đạt yêu cầu về độ tin cậy (Cronbach‟s Alpha = 0.790>0.5) , hệ số tƣơng quan biến tổng của các biến quan sát đều đạt yêu cầu (nhỏ nhất là 0.604, xem Phụ lục 05). Nhƣ vậy thang đo này phù hợp để phân tích EFA.
Bảng 4.7: Kết quả phân tích nhân tố EFA lòng trung thành của nhân viên
Biến quan sát Nhân tố
1 EL4 .868 EL1 .758 EL3 .724 EL5 .691 EL2 .670 Phƣơng sai trích đƣợc 55,607% KMO 0.632
Kết quả phân tích cho thấy có 1 nhân tố trích đƣợc từ 5 biến quan sát, đúng với thang đo ban đầu, phƣơng sai trích đƣợc 55.607% (>50%). Nhƣ vậy thang đo đạt yêu cầu.
Hệ số KMO = 0.632> 0.5 và Bartlett Test có giá trị Sig. = 0.000 phân tích nhân tố là phù hợp; Phƣơng sai giải thích là 55.607% thể hiện 1 nhân tố đƣợc hình thành giải thích đƣợc 55.607% biến thiên của dữ liệu đƣợc giải thích bởi 1 nhân tố trên, do vậy thang đo chấp nhận đƣợc.
4.4. Hiệu chỉnh mơ hình và giả thuyết nghiên cứu
Sau khi phân tích nhân tố EFA từ 7 nhân tố độc lập còn lại 5 nhân tố độc lập có tác động đến lịng trung thành của nhân viên đối với tổ chức, mơ hình nghiên cứu đƣợc điều chỉnh nhƣ sau:
H1
H3
H4 H5 H2
Hình 4.1: Mơ hình nghiên cứu hiệu chỉnh
Bảng 4.8: Tóm tắt các giả thuyết nghiên cứu hiệu chỉnh
Giả thuyết nghiên cứu Mối quan hệ
H1 Lãnh đạo + Lòng trung thành với tổ chức
H2 Mối quan hệ với đồng nghiệp + Lòng trung thành với tổ chức H3 Bản chất công việc + Lòng trung thành với tổ chức H4 Lƣơng và phúc lợi + Lòng trung thành với tổ chức H5 Môi trƣờng làm việc + Lòng trung thành với tổ chức
Nguồn: Phát triển cho nghiên cứu này
LÃNH ĐẠO
MỐI QUAN HỆ VỚI ĐỒNG NGHIỆP BẢN CHẤT CÔNG VIỆC LƢƠNG VÀ PHÚC LỢI MƠI TRƢỜNG LÀM VIỆC LỊNG TRUNG THÀNH CỦA NHÂN VIÊN VỚI TỔ CHỨC H6
4.5. Phân tích tƣơng quan
Để xem xét mối quan hệ giữa các khái niệm trong mơ hình nghiên cứu trƣớc khi thực hiện xây dựng phƣơng trình hồi quy, ta thực hiện phân tích tƣơng quan giữa các khái niệm nghiên cứu bằng hệ số tƣơng quan Pearson, kết quả phân tích từ dữ liệu nghiên cứu đƣợc thể hiện trong bảng 4.9
Bảng 4.9: Ma trận hệ số tƣơng quan Tƣơng quan Tƣơng quan EL I E L C W I Tƣơng quan Pearson 1 .743 ** .705** .548** .455** .492** Mức ý nghĩa .000 .000 .000 .000 .000 Số quan sát 171 171 171 171 171 171 E Tƣơng quan Pearson .743 ** 1 .516** .332** .300** .570** Mức ý nghĩa .000 .000 .000 .000 .000 Số quan sát 171 171 171 171 171 171 L Tƣơng quan Pearson .705 ** .516** 1 .686** .265** .423** Mức ý nghĩa .000 .000 .000 .000 .000 Số quan sát 171 171 171 171 171 171 C Tƣơng quan Pearson .548 ** .332** .686** 1 .155* .125 Mức ý nghĩa .000 .000 .000 .043 .104 Số quan sát 171 171 171 171 171 171 W Tƣơng quan Pearson .455 ** .300** .265** .155* 1 .526** Mức ý nghĩa .000 .000 .000 .043 .000 Số quan sát 171 171 171 171 171 171 EL Tƣơng quan Pearson .492 ** .570** .423** .125 .526** 1 Mức ý nghĩa .000 .000 .000 .104 .000 Số quan sát 171 171 171 171 171 171
**. Có tƣơng quan tại mức ý nghĩa 0.01 *. Có tƣơng quan tại mức ý nghĩa 0.05
Bảng 4.9 cho ta thấy, các hệ số nằm trong khoảng từ 0.439 đến 0.795, tất cả các biền đều có Sig. = 0.000 < 0.05, do đó có mối tƣơng quan giữa biến phụ thuộc là Lòng trung thành của nhân viên với các biến độc lập còn lại.
Đồng thời kết quả cũng cho thấy mối tƣơng quan giữa các biến độc lập dao động từ 0.743 đến 0.455 với mức ý nghĩa 0.05. Vậy trong tổng thể, với mức ý nghĩa 5% tồn tại mối tƣơng quan giữa các biến độc lập với nhau.
Do đó, ta đƣa các biến độc lập này vào mơ hình để giải thích cho biến phụ thuộc.
4.6. Phân tích hồi quy
Phân tích hồi quy sẽ đƣợc thực hiện với 5 biến độc lập là: lƣơng và phúc lợi, môi trƣờng làm việc, lãnh đạo, mối quan hệ với đồng nghiệp, bản chất công việc và 1 biến phụ thuộc làlòng trung thành của nhân viên. Giá trị của mỗi nhân tố đƣợc dùng để chạy hồi quy là giá trị trung bình của các biến quan sát thuộc nhân tố đó. Phân tích đƣợc thực hiện bằng phƣơng pháp Enter. Các biến đƣợc đƣa vào cùng một lúc để xem biến nào đƣợc chấp nhận.
Bảng 4.10: Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính
Mơ hình R R2 R2 điều chỉnh Sai số chuẩn ƣớc lƣợng Durbin- Watson
1 .864a .746 .738 .33230 1.836
a. Biến độc lập: Hằng số, W, L, C, I, E b. Hằng số: EL
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát
Kết quả phân tích hồi qui tuyến tính cho thấy mơ hình có R2 = 0.738, điều này nói lên độ thích hợp của mơ hình là 73.8 % hay 73.8% sự biến thiên của lòng trung thành đƣợc giải thích bởi 5 biến độc lập và 26.2% sự biến thiên của lòng trung thành đƣợc giải thích bởi các nhân tố khác.
Bảng 4.11: ANOVAa Model Sum of Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Do hồi quy 53.460 5 10.692 96.825 .000b Do phần dƣ 18.220 165 .110 Tổng cộng 71.680 170 a. Biến phụ thuộc: EL b. Giá trị dự đoán: (Hằng số), W, L, C, I, E
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát
Để kiểm định F, tác giả so sánh F với Fε , nếu F > Fε thì bác bỏ Ho, hoặc xem xét giá trị Sig, nếu Sig. bé hơn mức ý nghĩa thì kết luận là bác bỏ Ho ngƣợc lại thì chấp nhận Ho. Kết quả phân tích cho thấy kiểm định F có giá trị sig. = 0.000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%, vì vậy có thể khẳng định là giá trị R2 hiệu chỉnh của mơ hình hồi quy là khác 0 hay là mơ hình hồi quy phù hợp, có nghĩa là các biến độc lập sẽ giải thích đƣợc nhiều hơn 0% sự biến thiên của biến phụ thuộc, hay nói cách khác có it nhất 1 biến độc lập có tác động có ý nghĩa đến biến phụ thuộc. Vậy, phân tích phƣơng sai kiểm định F ta có mức ý nghĩa Sig. = 0.000 < 0.05 cho thấy sẽ an toàn bác bỏ giả thuyết cho rằng tất cả các hệ số hồi qui bằng 0 và kết luận ở độ tin cậy 95% mơ hình hồi quy tuyến tính phù hợp với tổng thể.Kết quả hồi quy từng phần đƣợc trình bày trong bảng 4.12.
Bảng 4.12: Kết quả hồi quy từng phần
Mơ hình Hế số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Độ lệch chuẩn Hệ số Beta Độ chấp nhận của biến VIF 1 Hằng số .032 .236 .135 .893 I .327 .034 .503 9.740 .000 .577 1.732 E .291 .056 .324 5.180 .000 .395 2.534 L .138 .059 .131 2.331 .021 .487 2.052 C .313 .062 .236 5.078 .000 .714 1.401 W -.062 .049 -.072 -1.277 .203 .485 2.061
a. Biến phụ thuộc: EL– Lòng trung thành của nhân viên
Kết quả hồi quy từng phần cho thấy thành phần Bản chất cơng việc (W) có sig.=.203> 0.05, nghĩa là với giả thuyết Bản chất cơng việc có ảnh hƣởng đến lịng trung thành của nhân viên đối với tổ chức thì độ tin cậy chỉ có 79.7% < 95% nên bác bỏ giả thuyết này. Các thành phần Lƣơng và chế độ đãi ngộ (I), Môi trƣờng làm việc (E), Mối quan hệ với đồng nghiệp (C) và Lãnh đạo (L) đều có sig. < 0.05. Do đó, thành phần Bản chất cơng việc (W) khơng có mối tƣơng quan đủ mạnh và khơng có ý nghĩa thống kê khi đƣa vào mơ hình phân tích; các thành phần Lƣơng và chế độ đãi ngộ (I), Mối quan hệ với cấp trên (L), Mối quan hệ với đồng nghiệp (C) và Mơi trƣờng làm việc (E) có mối tƣơng quan đủ mạnh và có ý nghĩa thống kê khi đƣa vào mơ hình phân tích. Vậy dữ liệu phân tích hiện tại chƣa đủ cơ sở để chứng minh có mối quan hệ tuyến tính giữa yếu tố Bản chất cơng việc (W) với Lịng trung thành của nhân viên với tổ chức (EL).
Theo kết quả của Bảng, hệ số Beta của thành phần Lƣơng và chế độ đãi ngộ (I), Môi trƣờng làm việc (E), Lãnh đạo (L) và Mối quan hệ với đồng nghiệp (C) có giá trị lần lƣợt là: βI = 0.503; βE = 0.324; βL = 0.131, ; βC = 0.236, các hệ số này đều mang dấu dƣơng nên các biến đều có tác động cùng chiều đến lòng trung thành của nhân viên.
Phƣơng trình hồi quy thể hiện mối quan hệ giữa lòng trung thành của nhân viên đối với tổ chức và các biến độc lập bao gồm: lƣơng và phúc lợi, môi trƣờng làm việc, mối quan hệ với đồng nghiệp và lãnh đạo đƣợc thể hiện qua phƣơng trình chuẩn hóa (theo thứ tự ƣu tiên của hệ số hồi quy):
EL = 0.503*I + 0.324*E + 0.236*C + 0.131*L +e
Hay nói cách khác:
Lòng trung thành = 0.503*Lƣơng và phúc lợi + 0.324*môi trƣờng làm việc + 0.236*mối quan hệ với đồng nghiệp + 0.131*Lãnh đạo + phần dƣ
Hệ số Beta thể hiện mức độ ảnh hƣởng của yếu tố đó đến lịng trung thành của nhân viên trong ngân hàng theo. Từ mơ hình trên ta thấy ảnh hƣởng quan trọng nhất đến lòng trung thành của nhân viên là yếu tố Lƣơng và chế độ đãi ngộ (Beta =
0.503), tiếp theo là yếu tố Môi trƣờng làm việc (Beta = 0.324), tiếp đến là yếu tố Mối quan hệ với đồng nghiệp (Beta = 0.236) và cuối cùng là yếu tố Lãnh đạo (Beta = 0.131).
Sau khi phân tích hồi quy ta có thể kết luận về kiểm định các giả thuyết của mơ hình hiệu chỉnh đƣợc trình bày trong bảng 4.13
Bảng 4.13: Tổng hợp kiểm định các giả thuyết nghiên cứu sau hiệu chỉnh
Giả thuyết nghiên cứu Kết quả Mối quan hệ
H1 Lãnh đạo Chấp nhận + Lòng trung thành với tổ chức H2 Mối quan hệ với đồng nghiệp Chấp nhận + Lòng trung thành với tổ chức H3 Bản chất công việc Bác bỏ + Lòng trung thành với tổ chức H4 Thu nhập Chấp nhận + Lòng trung thành với tổ chức H5 Môi trƣờng làm việc Chấp nhận + Lòng trung thành với tổ chức
Nguồn: Phát triển cho nghiên cứu này
4.7. Kiểm định mơ hình hồi quy
Kiểm định đa cộng tuyến: kết quả cho thấy hệ số VIF lớn nhất đạt 2.061<10 (Phụ lục F – Phân tích tƣơng quan, hồi qui) tức là quay quanh giá trị trung bình của phần dƣ trong một phạm vi khơng đổi. Điều này có nghĩa là phƣơng sai của phần dƣ không đổi và tồn tại quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập.
Kiểm tra sự phù hợp các giả định phƣơng sai của phần dƣ không đổi và quan hệ tuyến tính: nghiên cứu sử dụng đồ thị phân tán Scatterplot của phần dƣ đã đƣợc chuẩn hóa (standardized residual) và giá trị dự toán đã đƣợc chuẩn hóa (standardized predicted value). Quan sát đồ thị, ta thấy các phần dƣ phân tán ngẫu nhiên quanh trục 0 (Phụ lục F – Phân tích tƣơng quan, hồi qui) tức là quay quanh giá trị trung bình của phần dƣ trong một phạm vi không đổi. Điều này có nghĩa là phƣơng sai của phần dƣ khơng đổi và tồn tại quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập. Thể hiện qua hình 4.2:
Hình 4.2: Đồ thị phân tán của phần dƣ
Để kiểm tra tính phân phối chuẩn của phần dƣ ta sử dụng đồ thị Histogram (xem hình 4.3)và đồ thị P-plot (xem hình 4.4)
Hình 4.4: Đồ thi P-plot của phần dƣ
Từ đồ thị Histogram ta nhận thấy phân phối của các phần dƣ chuẩn hóa tuân theo quy luật chuẩn, đƣờng phân bố là một hình chng đều, giá trị trung bình xấp xỉ giá trị 0, độ lệch chuẩn xấp xỉ giá trị 1. Đồ thị P-plot cho thấy các giá trị quan sát khá gần đƣờng kỳ vọng. Nhƣ vậy có thể chấp nhận giả thuyết phân phối của phần dƣ là phân phối xấp xỉ chuẩn, khơng có hiện tƣợng vi phạm về giả thuyết phần dƣ phân phối chuẩn.
Tóm lại, các mơ hình hồi qui phù hợp với tập dữ liệu, phù hợp với tổng thể, các hệ số hồi có ý nghĩa thống kê, khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập, không vi phạm giả định tuyến tính, giả định của phần dƣ nhƣ phƣơng sai không đổi, phân phối chuẩn.
4.8. Kiểm định sự khác biệt về lịng trung thành của các nhóm tổng thể có đặc điểm cá nhân khác nhau
4.8.1. Sự khác biệt về lịng trung thành của nhóm giới tính Nam và Nữ
Kết quả thống kê mơ tả cho thấy sự trung thành của Nam là 4.029 trong khi của Nữ là 3.454. Nhƣ vậy, có sự khác biệt về sự trung thành của Nam và Nữ trong ngân hàng. Xét cụ thể hơn bằng kiểm định T-test, ta nhận thấy với phƣơng sai giữa hai nhóm khơng khác nhau (do giá trị Sig trong kiểm định Levene bằng 0.172> 0.05) (xem Phụ lục 09) nên ta sử dụng kết quả kiểm định sự khác biệt ở dòng giả định phƣơng sai bằng nhau đƣợc chấp nhận cho giá trị Sig bằng 0.000 < 0.05, hay nói cách khác là có sự khác biệt về lòng trung thành giữa Nam và Nữ.
Nhƣ vậy, giới tính có ảnh hƣởng đến lịng trung thành của nhân viên đối với tổ chức, nhân viên nam có mức độ trung thành cao hơn nhân viên nữ.
4.8.2. Sự khác biệt về lịng trung thành của nhóm độ tuổi khác nhau
Sig của thống kê Levene bằng 0.000 < 0.05 (xem Phụ lục 09), giả thuyết phƣơng sai đồng nhất giữa các nhóm giá trị biến định tính bị vi phạm, nghĩa là phƣơng sai giữa các nhóm tuổi khơng bằng nhau.
Tại kiểm định Welch có Sig= 0.004< 0.05 (xem Phụ lục 09), vậy có thể kết luận có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về lòng trung thành giữa các nhóm tuổi khác nhau.
Theo bảng thống kê mô tả (xem Phụ lục 09) ta thấy lòng trung thành của ngƣời có độ tuổi trên 41 là cao nhất (mean = 4.28), cao thứ hai là lòng trung thành của ngƣời có độ tuổi nhỏ hơn 25 (mean = 3.8), tiếp đến là ngƣời có độ tuổi từ 25-30 (mean = 3.73) và mức độ trung thành của nhân viên với tổ chức thấp nhất nằm ở nhóm ngƣời có độ tuổi từ 31-40 (mean = 3.64)
4.8.3. Sự khác biệt về lịng trung thành của nhóm có trình độ khác nhau
Sig của thống kê Levene bằng 0.170 > 0.05 (xem Phụ lục 09), giả thuyết