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 tạ
4.2.4. Phân tích tương quan Pearson
Bảng kết quả phân tích 4.6 cho thấy, cả 06 biến độc lập TLPL, BCCV, ODCV, DKLV, MQH, DTTT đều có tương quan tún tính dương với biến phụ tḥc 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 độc lập và 1 biến phụ tḥc 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 đợc lập (TLPL, BCCV, ODCV, DKLV, MQH, DTTT) với biến phụ thuộc 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 ḷn khơng 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 một cách ngẫu nhiên trong một 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 không bị vi phạm giả định liên hệ tuyến 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 ḷn 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 cộng tuyến là hiện tượng xảy ra khi các biến độc lập có tương quan chặt chẽ với nhau. Điều này làm cho hệ số R2 và các hệ số hời quy có sự sai lệch. Việc kiểm tra có đa cộng 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 độc lập đều nhỏ hơn 10 (chi tiết xem bảng 4.7). Như vậy, trong mơ hình khơng hề có đa cợng 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 độc lập giải thích được 59,3% (>50%) sự biến thiên của biến phụ thuộc LTT.
Bảng 4.7 cho thấy, Sig = 0,000 < 0,05 nên hàm hời quy là hồn tồn phù hợp. Đồng thời, hệ số tự do và các hệ số hồi quy của các biến độc 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: 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 Công 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
Mơ hình hời 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
Mơ hình hời 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 tḥc 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 ́u tố MQH (β5 = 0,133) và mơ hình giải thích được 59,3% sự biến thiên của lòng 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 đợng 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 khơng thay đổi thì khi việc tạo cơ hội 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 động 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 ́u tố cơng 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 đợng 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 khơng thay đổi thì khi ́u 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 động mạnh thứ tư đến lòng trung thành của nhân viên tại Công ty TNHH Esprinta Việt Nam với β4 = 0,226, nghĩa là trong điều kiện các ́u tố khác khơng thay đổi thì khi yếu tố Điều kiện làm việc tốt hơn 1 đơn vị sẽ làm lịng trung thành của nhân viên tại Cơng ty TNHH Esprinta Việt Nam tăng lên 0,226 đơn vị.
Yếu tố Tính ổn định trong cơng việc (ODCV) có tác đợng 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 khơng thay đổi thì khi ́u tố Tính ổn định trong công việc tăng lên 1 đơn vị sẽ làm lịng trung thành của nhân viên tại Cơng ty TNHH Esprinta Việt Nam tăng lên 0,197 đơn vị.
Yếu tố Mối quan hệ nơi làm việc (MQH) có tác đợng 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 ́u tố khác khơng thay đổi thì khi yếu tố Mối quan hệ nơi làm việc tốt hơn 1 đơn vị sẽ làm lòng trung thành của nhân viên tại Công ty TNHH Esprinta Việt Nam tăng lên 0,133 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 độ 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 đồng 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 độ tuổi bằng One way ANOVA.
Kiểm định sự bằng nhau về phương sai giữa các nhóm đợ tuổi có Sig = 0,074 > 0,05 cho nên phương sai giữa các nhóm tuổi đờng 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 đợ 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 đợ 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 cơng tác có Sig = 0,636 > 0,05 cho nên phương sai giữa các nhóm thời gian cơng tác đờng 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 cơng 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 công 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 đờng 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 khơng tìm thấy sự khác biệt về ảnh hưởng đến
lịng trung thành của nhân viên tại Cơng ty TNHH Esprinta Việt Nam theo các đặc (Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả điều tra)
điểm cá nhân của đối tượng tham gia khảo sát, bao gồm: Giới tính, Độ tuổi, Thời gian công 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 độ tác động 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 công 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 lòng trung thành của nhân viên tại Công ty TNHH Esprinta Việt Nam. Điều này chứng tỏ, ngoài sáu yếu tố được cơ đọng trong mơ hình nghiên cứu cịn có các thành phần khác, các biến quan sát có ảnh hưởng đến lịng trung thành của nhân viên tại Công 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 độ 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 động mạnh thứ nhất đến lòng 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 Cơng 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 4,36 điểm (chi tiết xem bảng 4.16).
Điều này là phù hợp với thực tế của các doanh nghiệp dệt may nói chung hiện nay, khi mà người lao động được tuyển mới vào đa số là mới chỉ tốt nghiệp phổ thông,
Công ty phải thực hiện đào tạo kỹ năng và tay nghề cho họ, họ mới có thể bắt đầu cơng việc tại các phân xưởng sản xuất. Do đó, các doanh nghiệp dệt may nói chung và Esprinta Việt Nam nói riêng rất quan tâm đến công tác đào tạo đối với đội ngũ công nhân trực tiếp. Tuy nhiên, Công ty lại chưa xây dựng được lợ trình thăng tiến cho từng vị trí cơng việc mà mới chỉ chú trọng đến hoạt động đào tạo nhằm đáp ứng u cầu tức thì của cơng việc. Kế hoạch đào tạo của Công ty được đưa ra chủ yếu là dựa trên kế hoạch thực hiện năm trước và xu hướng phát triển của thị trường mà đề