Thống kê mẫu nghiên cứu

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

4.2.1. Thống kê mẫu nghiên cứu

Kết quả thu thập dữ liệu từ 250 phiếu hỏi phát đi và thu về 225 phiếu hợp lệ sẽ được đưa vào phân tích, đạt tỷ lệ là 90%. Mẫu được thống kê mô tả như sau (xem thêm bảng 4.2):

Bảng 4. 2. Thống kê mẫu khảo sát TT Tiêu chí Số lượng (Người) Tỷ lệ (%) 1 Giới tính 225 100,0 Nam 98 43,6 Nữ 120 53,3 2 Độ tuổi 225 100,0 Dưới 25 52 23,1 Từ 25-35 96 42,7 Từ 36-45 49 21,8 Từ 46-55 28 12,4

3 Thời gian công tác 225 100,0

Dưới 3 năm 36 16,0 Từ 3-5 năm 34 15,1 Từ 6-10 năm 58 25,8 Từ 11-15 năm 61 27,1 Trên 15 năm 36 16,0 4 Thu nhập 225 100,0

Dưới 6 triệu đồng 89 39,6

Từ 6-15 triệu đồng 91 40,4

Trên 15 triệu đồng 45 20,0

(Nguồn: Tác tổng hợp từ kết quả điều tra)

Tỷ lệ đáp viên đa phần là nữ (53,3%), ở đô tuổi dưới 35 (65,8%) với thu nhập dưới 15 triệu đồng/ tháng (80,0%), trong đó nhiều nhất là mức thu nhập từ 6- 15 triệu đồng/ tháng (40,4%), tiếp theo là mức thu nhập Dưới 6 triệu đồng/ tháng (39,6%), cuối cùng là mức thu nhập trên 15 triệu đồng (20,0%); Có thời gian công tác tại Công ty lần lượt là từ 11-15 năm (27,1%); Từ 6-10 năm (25,8%); Trên 15 năm và dưới 3

Đặc điểm cơ cấu mẫu này khá tương đồng với thực tế nhân lực của Công ty hiện nay bởi Công ty là doanh nghiệp sản xuất kinh doanh ngành dệt may, thiên về kỹ thuật đòi hỏi khéo léo, phù hợp với nữ giới hơn, nhất là đối với đôi ngũ lao đông trực tiếp, vận hành máy móc tại các phân xưởng; Cũng chính vì vậy mà nhân lực của Cơng ty có tuổi đời khá trẻ với đô tuổi trung bình 26 và trình đô đào tạo không cao, phần lớn công nhân viên là lao đông tốt nghiệp phổ thông và trung cấp nghề, tỷ lệ thấp nhân lực đạt trình đô trên đại học và đại học tập trung chủ yếu ở bô phận lãnh đạo, quản lý các cấp và lao đơng gián tiếp tại các phịng chun môn, nghiệp vụ (xem thêm mục 4.1.3).

4.2.2. Kiểm định thang đo bằng hệ số tin cậy Cronbach Alpha

Kiểm định đô tin cậy của thang đo các nhân tố trong mô hình nghiên cứu bằng hệ số Cronbach’s Alpha cho thấy, tất cả các nhân tố đều chỉ chạy môt lần. Hệ số Cronbach’s Alpha đạt giá trị lớn nhất 0,900 thuôc về nhân tố Bản chất công việc (BCCV), hệ số Cronbach’s Alpha nhỏ nhất 0,789 thc về nhân tố Tính ổn định trong cơng việc (ODCV) (xem thêm bảng 4.3 và Phụ lục 4.1).

Bảng 4. 3. Hệ số Cronbach’s Alpha các biến trong mơ hình nghiên cứu

TT Nhân tố Cronbach’s

Alpha

Số biến quan sát I Các biến độc lập

1 Tiền lương và phúc lợi (TLPL) 0,840 5

2 Bản chất cơng việc (BCCV) 0,900 4

3 Tính ổn định cơng việc (ODCV) 0,789 3

4 Điều kiện làm việc (DKLV) 0,849 4

5 Mối quan hệ nơi làm việc (MQH) 0,868 6

6 Đào tạo thăng tiến (DTTT) 0,898 4

II Biến phụ thuộc

Lòng trung thành nhân viên (LTT) 0,890 4

Như vậy, tất cả các hệ số Cronbach’s Alpha của các nhân tố đều tương đối cao từ 0,789 trở lên > 0,6. Hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều lớn hơn 0,5 cho thấy giữa các biến có tương quan chặt chẽ (chi tiết xem thêm Phụ lục 4.1). Và như vậy, có 30 biến quan sát, trong đó 26 biến quan sát đôc lập và 04 biến quan sát phụ thuôc đảm bảo được đưa vào phân tích tiếp theo.

4.2.3. Phân tích nhân tố khám phá EFA

Phân tích nhân tố khám phá giúp chúng ta dễ dàng xem xét mối quan hệ giữa các yếu tố, phương pháp xoay ma trận sử dụng là Varimax với 6 biến đôc lập với 26 biến quan sát được đưa vào xoay môt lần riêng và biến phụ thuôc với 04 biến quan sát được xoay môt lần riêng.

4.2.3.1. Kết quả phân tích yếu tố các biến độc lập

Kết quả kiểm định nhân tố với 26 biến quan sát đôc lập cho ra trị số của KMO đạt 0,834 > 0,5 và Sig của Bartlett’s Test là 0,000 < 0,05 cho thấy 26 quan sát là hồn tồn phù hợp với phân tích nhân tố (xem bảng 4.4 và Phụ lục 4.2).

Bảng 4. 4. Kết quả EFA cho các biến độc lập

Biến quan sát Hệ số tải

1 2 3 4 5 6 MQH6 ,811 MQH1 ,795 MQH2 ,777 MQH5 ,768 MQH3 ,726 MQH4 ,688 TLPL4 ,794 TLPL1 ,786 TLPL2 ,754 TLPL3 ,721 TLPL5 ,709 BCCV3 ,870 BCCV4 ,858 BCCV2 ,848 BCCV1 ,799

DTTT1 ,883 DTTT2 ,878 DTTT3 ,848 DTTT4 ,778 DKLV3 ,819 DKLV2 ,808 DKLV4 ,795 DKLV1 ,734 ODCV1 ,870 ODCV3 ,828 ODCV2 ,311 ,744 Eigenvalues 6,158 3,927 2,883 2,074 1,579 1,453 Tổng phương sai trích 69,611% KMO ,834

Bartlett’s Test Chi-Square 3167,308

Df 325

Sig. ,000

(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả điều tra)

Đồng thời Bảng 4.4 cũng cho thấy, có 26 quan sát được rút trích thành 6 nhóm nhân tố đều có hệ số Eigenvalue >1 với giá trị Eigenvalue lớn nhất là 6,158 và giá trị Eigenvalue nhỏ nhất là 1,453. Đờng thời, tổng phương sai trích bằng 69,611%. Như vậy, các nhân tố được rút trích phản ánh được 69,611% sự biến thiên của dữ liệu gốc và 6 nhân tố đó là:

- MQH: MQH6, MQH1, MQH2, MQH5, MQH3, MQH4. - TLPL: TLPL4, TLPL1, TLPL2, TLPL3, TLPL5.

- BCCV: BCCV3, BCCV4, BCCV2, BCCV1. - DTTT: DTTT1, DTTT2, DTTT3, DTTT4. - DKLV: DKLV3, DKLV2, DKLV4, DKLV1. - ODCV: ODCV1, ODCV3, ODCV2.

Kết quả kiểm định nhân tố với 04 biến quan sát phụ thuôc cho ra trị số của KMO đạt 0,801 lớn hơn 0,5 và Sig của Bartlett’s Test là 0,000 nhỏ hơn 0,05 cho thấy 04 quan sát hồn tồn phù hợp với phân tích nhân tố (xem bảng 4.5 và Phụ lục 4.2).

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 mô 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 đồ 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 chng. Do đó có thể kết luận rằng giả định phân phối chuẩn của phần dư có phân phối chuẩn không 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 Cơng ty TNHH Esprinta Việt Nam.

Chấp nhận

2

H2: Yếu 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 Công ty TNHH Esprinta Việt Nam. Cụ thể như sau:

Yếu tố Đào tạo và thăng tiến (DTTT) có tác đơng mạnh nhất đến lịng trung thành của nhân viên tại Công 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 lịng trung thành của nhân viên tại Cơng ty TNHH Esprinta Việt Nam tăng lên 0,352 đơn vị.

Yếu tố Bản chất công việc (BCCV) có tác đông mạnh thứ hai đến lịng trung thành của nhân viên tại Cơng 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 lịng trung thành của nhân viên tại Cơng 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 đông mạnh thứ tư đến lịng trung thành của nhân viên tại Cơng 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 đơng mạnh thứ sáu đến lịng trung thành của nhân viên tại Công 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