CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN
4.2. Kết quả nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến lòng trung thành của nhân viên tại Công
4.2.4. Phân tích tương quan Pearson
Đối với kết quả phân tích nhân tố khám phá biến phụ thc tại Bảng 4.5, tổng phương sai trích là 75,372% lớn hơn 50% và giá trị Eigenvalues của nhân tố = 3,015
> 1, do đó sử dụng phương pháp phân tích nhân tố là phù hợp. Như vậy, ta thu được nhân tố Lòng trung thành nhân viên (LTT) với 4 biến quan sát LTT3, LTT2, LTT1, LTT4.
Bảng 4. 5. Kết quả EFA cho các biến phụ thuộc
Biến quan sát Hệ số tải
LTT3 ,896 LTT2 ,891 LTT1 ,864 LTT4 ,819 Eigenvalues 3,015 Phương sai rút trích 75,372% KMO ,801 Bartlett’s Test Chi-Square 531,128 Df 6 Sig. ,000
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả điều tra)
Như vậy, sau quá trình kiểm định đô tin cậy thang đo bằng hệ số Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố khám phá, tất cả 30 biến quan sát, trong đó 26 biến quan sát đôc lập và 04 biến quan sát phụ thuôc đều đảm bảo và được đưa vào phân tích tiếp theo.
Bảng kết quả phân tích 4.6 cho thấy, cả 06 biến đơc lập TLPL, BCCV, ODCV, DKLV, MQH, DTTT đều có tương quan tuyến tính dương với biến phụ thc Lịng trung thành nhân viên (LTT) bởi chúng đều có sig < 0,05 và hệ số tương quan > 0.
Tiến hành đưa cả 6 biến đôc lập và 1 biến phụ thuôc vào mơ hình hời quy tún tính ở bước tiếp theo.
Bảng 4. 6. Bảng Hệ số tương quan
TLPL BCCV ODCV DKLV MQH DTTT LTT TLPL Tương quan Pearson 1 ,275 ** ,331** ,352** -,254** -,040 ,502** Sig. (2-vế) ,000 ,000 ,000 ,000 ,548 ,000 N 225 225 225 225 225 225 225 BCCV Tương quan Pearson ,275 ** 1 ,117 ,451** -,018 -,168* ,498** Sig. (2-vế) ,000 ,080 ,000 ,792 ,011 ,000 N 225 225 225 225 225 225 225
ODCV Tương quan
Pearson ,331 ** ,117 1 ,158* -,083 -,111 ,326** Sig. (2-vế) ,000 ,080 ,017 ,213 ,098 ,000 N 225 225 225 225 225 225 225 DKLV Tương quan Pearson ,352 ** ,451** ,158* 1 -,102 -,195** ,442** Sig. (2-vế) ,000 ,000 ,017 ,129 ,003 ,000 N 225 225 225 225 225 225 225 MQH Tương quan Pearson -,254 ** -,018 -,083 -,102 1 ,359** ,135* Sig. (2-vế) ,000 ,792 ,213 ,129 ,000 ,042 N 225 225 225 225 225 225 225 DTTT Tương quan Pearson -,040 -,168 * -,111 -,195** ,359** 1 ,263** Sig. (2-vế) ,548 ,011 ,098 ,003 ,000 ,000 N 225 225 225 225 225 225 225
LTT Tương quan
Pearson ,502
** ,498** ,326** ,442** ,135* ,263** 1
Sig. (2-vế) ,000 ,000 ,000 ,000 ,042 ,000
N 225 225 225 225 225 225 225
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả điều tra)
4.2.5. Phân tích hời quy tuyến tính đa bội
Sau khi thực hiện phân tích tương quan, việc phân tích hời quy tiếp theo nhằm xác định mối quan hệ tún tính giữa 6 biến đơc lập (TLPL, BCCV, ODCV, DKLV, MQH, DTTT) với biến phụ thuôc LTT. Các bước cụ thể như sau:
Bảng 4. 7. Kết quả phân tích hời quy
Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa P VIF
β Std. Error Beta 1 (Hằng số) -1,148 ,303 ,000 TLPL ,258 ,042 ,309 ,000 1,384 BCCV ,240 ,033 ,350 ,000 1,309 ODCV ,189 ,043 ,197 ,000 1,138 DKLV ,186 ,041 ,226 ,000 1,380 MQH ,110 ,039 ,133 ,006 1,251 DTTT ,271 ,036 ,352 ,000 1,234
R2 chưa chuẩn hóa: 0,604 R2 đã chuẩn hóa: 0,593 P(Anova): 0,000
Durbin – Watson: 1,891
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả điều tra) 4.2.5.1. Dị tìm các vi phạm giả định hồi quy
• Hiện tương tự tương quan bậc nhất
Kết quả phân tích hời quy trên bảng 4.7 cho thấy, hệ số Durbin - Watson = 1,891 với N = 225 ở mức ý nghĩa 5%, ta có 1 < DW < 3 nên kết luận không có tự tương quan bậc nhất.
Để kiểm định giả định phương sai của phần dư không đổi, ta sử dụng đồ thị phân tán của giá trị dự báo và phần dư.
Hình 4. 2. Đờ thị phân tán giữa giá trị dự đoán và phần dư từ hồi quy
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả điều tra)
Hình 4.2 cho thấy, các giá trị phần dư phân tán môt cách ngẫu nhiên trong môt phạm vi quanh trục 0 (giá trị trung bình của phần dư), nghĩa là phương sai của phần dư không đổi và chứng tỏ rằng khơng bị vi phạm giả định liên hệ tún tính.
Hình 4. 3. Biểu đờ tần số của phần dư chuẩn hóa
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả điều tra)
• Giả định phần dư có phân phối chuẩn
Biểu đờ tần số của phần dư chuẩn hóa cho thấy giá trị trung bình, mode, trung vị xấp xỉ nhau và bằng 0, các giá trị phân bố cân đối quanh 2 phía giá trị trung bình theo hình chuông. Do đó có thể kết luận rằng giả định phân phối chuẩn của phần dư có phân phối chuẩn khơng bị vi phạm (chi tiết xem hình 4.3).
• Hiện tượng đa cộng tuyến
Đa công tuyến là hiện tượng xảy ra khi các biến đôc lập có tương quan chặt chẽ với nhau. Điều này làm cho hệ số R2 và các hệ số hồi quy có sự sai lệch. Việc kiểm tra có đa công tuyến trong mô hình hay không được tiến hành bằng cách xem xét hệ số VIF. Ở đây tất cả các hệ số VIF của các biến đôc lập đều nhỏ hơn 10 (chi tiết xem bảng 4.7). Như vậy, trong mô hình không hề có đa công tuyến.
4.2.5.2. Kết quả hồi quy
Hệ số R2 đã hiệu chỉnh ở kết quả phân tích hời quy bằng 0,593 đạt yêu cầu (xem chi tiết Bảng 4.7 và Phụ lục 4.3). Như vậy các biến đơc lập giải thích được 59,3% (>50%) sự biến thiên của biến phụ thuôc LTT.
Bảng 4.7 cho thấy, Sig = 0,000 < 0,05 nên hàm hời quy là hồn tồn phù hợp. Đờng thời, hệ số tự do và các hệ số hồi quy của các biến đôc lập đều có ý nghĩa thống kê bởi đảm bảo các giá trị Sig tương ứng đều < 0,05.
Như vậy, tất cả 6 giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5, H6 đều được chấp nhận tại mức ý nghĩa 5%, chi tiết tại bảng 4.7 và 4.8.
Bảng 4. 8. Kết quả kiểm định giả thuyết nghiên cứu
TT Nội dung giả thuyết Kết quả
1
H1: Yếu tố tiền lương và phúc lợi có ảnh hưởng tích cực đến lịng trung thành của nhân viên tại Công ty TNHH Esprinta Việt Nam.
Chấp nhận
2
H2: ́u tố bản chất cơng việc có ảnh hưởng tích cực đến lịng
trung thành của nhân viên tại Công ty TNHH Esprinta Việt Nam. Chấp nhận 3
H3: Yếu tố ổn định trong cơng có ảnh hưởng tích cực đến lịng
trung thành của nhân viên tại Công ty TNHH Esprinta Việt Nam. Chấp nhận 4
H4: Yếu tố điều kiện làm việc có ảnh hưởng tích cực đến lịng trung thành của nhân viên tại Công ty TNHH Esprinta Việt Nam.
Chấp nhận
5
H5: Yếu tố mối quan hệ tại nơi làm việc có ảnh hưởng tích cực đến lịng trung thành của nhân viên tại Cơng ty TNHH Esprinta Việt Nam.
Chấp nhận
6
H6: Yếu tố đào tạo và thăng tiến có ảnh hưởng tích cực đến lịng
trung thành của nhân viên tại Công ty TNHH Esprinta Việt Nam. Chấp nhận
Như vậy, phương trình hồi quy có dạng:
LTT = β + β1*TLPL + β2*BCCV + β3*ODCV + β4*DKLV + β5*MQH + β6*DTTT
Mô hình hồi quy chưa chuẩn hóa:
LTT = -1,148 + 0,258*TLPL + 0,240*BCCV + 0,189*ODCV + 0,186*DKLV + 0,110*MQH + 0,271*DTTT
Mô hình hồi quy đã chuẩn hóa:
LTT = 0,309*TLPL + 0,350*BCCV + 0,197*ODCV + 0,226*DKLV + 0,133*MQH + 0,352*DTTT
Kết quả hồi quy cho thấy được yếu tố DTTT có ảnh hưởng mạnh nhất đến yếu tố phụ thuôc LTT với hệ số Beta đã chuẩn hóa là 0,352, tiếp theo là yếu tố BCCV (β2
= 0,350), thứ ba là yếu tố TLPL (β1 = 0,309), thứ tư là yếu tố DKLV (β4 = 0,226), thứ năm là yếu tố ODCV (β3 = 0,197), cuối cùng là yếu tố MQH (β5 = 0,133) và mơ hình giải thích được 59,3% sự biến thiên của lịng trung thành của nhân viên tại Cơng ty TNHH Esprinta Việt Nam. Cụ thể như sau:
Yếu tố Đào tạo và thăng tiến (DTTT) có tác đông mạnh nhất đến lịng trung thành của nhân viên tại Cơng ty TNHH Esprinta Việt Nam với β6 = 0,352, nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi thì khi việc tạo cơ hôi đào tạo và đề bạt thăng tiến tăng lên 1 đơn vị sẽ làm lòng trung thành của nhân viên tại Công ty TNHH Esprinta Việt Nam tăng lên 0,352 đơn vị.
Yếu tố Bản chất công việc (BCCV) có tác đơng mạnh thứ hai đến lịng trung thành của nhân viên tại Công ty TNHH Esprinta Việt Nam với β2 = 0,350, nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi thì khi yếu tố công việc được giao phù hợp với khả năng của họ tăng lên 1 đơn vị sẽ làm lòng trung thành của nhân viên tại Công ty TNHH Esprinta Việt Nam tăng lên 0,350 đơn vị.
Yếu tố Tiền lương và phúc lợi (TLPL) có tác đơng mạnh thứ ba đến lịng trung thành của nhân viên tại Công ty TNHH Esprinta Việt Nam với β1 = 0,309, nghĩa là
trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi thì khi yếu tố Tiền lương và phúc lợi tăng lên 1 đơn vị sẽ làm lịng trung thành của nhân viên tại Cơng ty TNHH Esprinta Việt Nam tăng lên 0,309 đơn vị.
Yếu tố Điều kiện làm việc (DKLV) có tác đơng mạnh thứ tư đến lịng trung thành của nhân viên tại Công ty TNHH Esprinta Việt Nam với β4 = 0,226, nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi thì khi yếu tố Điều kiện làm việc tốt hơn 1 đơn vị sẽ làm lòng trung thành của nhân viên tại Công ty TNHH Esprinta Việt Nam tăng lên 0,226 đơn vị.
́u tố Tính ổn định trong cơng việc (ODCV) có tác đơng mạnh thứ năm đến lịng trung thành của nhân viên tại Công ty TNHH Esprinta Việt Nam với β3 = 0,197, nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi thì khi ́u tố Tính ổn định trong cơng việc tăng lên 1 đơn vị sẽ làm lòng trung thành của nhân viên tại Công ty TNHH Esprinta Việt Nam tăng lên 0,197 đơn vị.
Yếu tố Mối quan hệ nơi làm việc (MQH) có tác đông mạnh thứ sáu đến lịng trung thành của nhân viên tại Cơng ty TNHH Esprinta Việt Nam với β5 = 0,133, nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi thì khi yếu tố Mối quan hệ nơi làm việc tốt hơn 1 đơn vị sẽ làm lịng trung thành của nhân viên tại Cơng ty TNHH Esprinta Việt Nam tăng lên 0,133 đơn vị.
Bảng 4. 9. Kiểm định sự khác biệt theo giới tính bằng Independent Sample T Test
Kiểm định sự bằng nhau về
phương sai
Kiểm định sự bằng nhau về giá trị trung bình
F Sig. t df Sig. (2- vế) Sự khác biệt của giá trị trung bình Sự khác biệt của sai số tiêu chuẩn
95% Mức đô tin cậy Ngưỡng dưới Ngưỡng trên LT T Giả định các phương sai bằng nhau ,288 ,592 ,726 216 ,468 ,05629 ,07751 -,09648 ,20906
Giả định các phương sai không bằng nhau ,722 202,402 ,471 ,05629 ,07795 -,09741 ,20999
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả điều tra)
4.3. Kiểm định sự khác biệt theo các thuộc tính cá nhân
4.3.1. Về giới tính
Kiểm định sự khác biệt theo giới tính bằng Independent Sample T Test có Sig của Levene's Test = 0,592 > 0,05 cho nên phương sai giữa 2 nhóm giới tính nam và nữ là đờng nhất (chi tiết xem bảng 4.9).
Tại bảng Kiểm định sự bằng nhau về giá trị trung bình có Sig của t – test = 0,468 > 0,05, do đó có thể kết luận hai nhóm nam và nữ có giá trị trung bình bằng nhau hay nói cách khác khơng có sự khác biệt về lịng trung thành của nhân viên tại Công ty TNHH Esprinta Việt Nam theo giới tính.
4.3.2. Về độ tuổi
Kiểm định sự khác biệt theo đô tuổi bằng One way ANOVA.
Kiểm định sự bằng nhau về phương sai giữa các nhóm đô tuổi có Sig = 0,074 > 0,05 cho nên phương sai giữa các nhóm tuổi đồng nhất (xem bảng 4.10).
Bảng 4. 10. Kiểm định sự bằng nhau về phương sai giữa các nhóm độ tuổi
LTT
Thống kê Levene df1 df2 Sig.
2,339 3 221 ,074
Căn cứ giá trị sig = 0,500 > 0,05 ở bảng 4.11 cho thấy giữa các nhóm đô tuổi bằng nhau hay nói cách khác khơng có sự khác biệt về lịng trung thành của nhân viên tại Công ty TNHH Esprinta Việt Nam theo đô tuổi.
Bảng 4. 11. Anova theo nhóm độ tuổi LTT Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. Giữa các nhóm ,757 3 ,252 ,791 ,500 Trong nhóm 70,476 221 ,319 Tổng 71,232 224
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả điều tra)
4.3.3. Về thời gian công tác
Kiểm định sự khác biệt theo thời gian công tác bằng One way ANOVA Kiểm định sự bằng nhau về phương sai giữa các nhóm thời gian công tác có Sig = 0,636 > 0,05 cho nên phương sai giữa các nhóm thời gian công tác đồng nhất (xem bảng 4.12).
Bảng 4. 12. Kiểm định sự bằng nhau về phương sai giữa các nhóm thời gian cơng tác
LTT
Thống kê Levene df1 df2 Sig.
,638 4 220 ,636
Căn cứ giá trị sig = 0,335 > 0,05 ở bảng 4.13 cho thấy giữa các nhóm thời gian công tác bằng nhau hay nói cách khác khơng có sự khác biệt về lịng trung thành của nhân viên tại Công ty TNHH Esprinta Việt Nam theo thời gian công tác.
Bảng 4. 13. ANOVA theo thời gian cơng tác LTT Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. Giữa các nhóm 1,457 4 ,364 1,148 ,335 Trong nhóm 69,775 220 ,317 Tổng 71,232 224
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả điều tra)
4.3.4. Về thu nhập
Kiểm định sự khác biệt theo thu nhập bằng One way ANOVA
Bảng 4. 14. Kiểm định sự bằng nhau về phương sai giữa các nhóm thu nhập
LTT
Thống kê Levene df1 df2 Sig.
,211 2 222 ,810
Kiểm định sự bằng nhau về phương sai giữa các nhóm thu nhập có Sig = 0,810 > 0,05 cho nên phương sai giữa các nhóm thu nhập đồng nhất (xem bảng 4.14).
Căn cứ giá trị sig = 0,182 > 0,05 ở bảng 4.15 cho thấy giữa các nhóm thu nhập bằng nhau hay nói cách khác khơng có sự khác biệt về lịng trung thành của nhân viên tại Công ty TNHH Esprinta Việt Nam theo thu nhập.
Bảng 4. 15. ANOVA theo thu nhập
LTT Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. Giữa các nhóm ,243 2 ,121 ,380 ,684 Trong nhóm 70,989 222 ,320 Tổng 71,232 224
Như vậy, trong nghiên cứu này không t
lịng trung thành của nhân viên tại Cơng ty (Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết
ìm thấy sự khác biệt về ảnh hưởng đến TNHH Esprinta Việt Nam theo các đặc
điểm cá nhân của đối tượng tham gia khảo sát, bao gờm: Giới tính, Đơ tuổi, Thời gian cơng tác và Thu nhập.
4.4. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Kết quả phân tích hời quy cho thấy, cả 6 yếu tố có ảnh hưởng cùng chiều đến lòng trung thành của nhân viên tại Công ty TNHH Esprinta Việt Nam theo mức đô tác đông giảm dần như sau: Đào tạo và thăng tiến - DTTT (β6 = 0,352); Bản chất công việc - BCCV (β2 = 0,350); Tiền lương và phúc lợi - TLPL (β1 = 0,309); Điều kiện làm việc - DKLV (β4 = 0,226); Tính ổn định trong cơng việc - ODCV (β3 = 0,197); Mối quan hệ nơi làm việc - MQH (β5 = 0,133) và mơ hình giải thích được 59,3% sự biến thiên của lịng trung thành của nhân viên tại Cơng ty TNHH Esprinta Việt Nam. Điều này chứng tỏ, ngồi sáu ́u tố được cơ đọng trong mơ hình nghiên cứu còn có các thành phần khác, các biến quan sát có ảnh hưởng đến lịng trung thành của nhân viên tại Cơng ty TNHH Esprinta Việt Nam nhưng chưa được xác định. Theo đó, tất cả 6 giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5 và H6 được chấp nhận ở mức đô tin cậy 95%. Các kết quả này có thể xuất phát từ những nguyên nhân sau:
Về yếu tố Đào tạo và thăng tiến
Yếu tố này có tác đơng mạnh thứ nhất đến lịng trung thành của nhân viên tại Công ty TNHH Esprinta Việt Nam. Kết quả này cũng tương đồng với các kết quả nghiên cứu của Trần Thị Hằng (2017); Nguyễn Thị Hoa (2019); Nguyễn Hà Lê (2018) và Dr. Ahmad Ismail Al- Ma’ani (2013).
Đồng thời, kết quả khảo sát cũng cho thấy, yếu tố Đào tạo và thăng tiến được các nhân viên Công ty đánh giá với điểm trung bình đạt mức tốt là 4,24. Các thang đo của yếu tố này cũng đều đạt điểm trung bình trên 4, thấp nhất là tiêu chí “Anh/ Chị biết rõ những điều kiện để được thăng tiến” với 4,03 điểm và cao nhất là tiêu chí “Được đào tạo các kỹ năng cần thiết để thực hiện tốt công việc của mình” với