Đồng nghiệp sẵn sàng giúp đỡ Anh/chị trong công việc. | |
dn3 | Anh/chị và các đồng nghiệp phối hợp làm việc tốt. |
dn1 | Đồng nghiệp của Anh/chị thoải mái và dễ chịu. |
dn4 | Cấp trên của Anh/chị luôn lắng nghe ý kiến của nhân viên. |
dn5 | Cấp trên của Anh/chị luôn tỏ ra là người thân thiện, tôn trọng nhân viên. |
mtlv7 | Anh/chị hài lòng với quá trình trao đổi, cung cấp thông tin nội bộ tại công ty. |
Có thể bạn quan tâm!
-
Mô Hình Nghiên Cứu Của Tác Giả Vũ Khắc Đạt (2008) -
Thang Đo Các Thành Phần Và Mã Hoá Thang Đo Thang Đo Về Lương -
Đánh Giá Độ Tin Cậy Của Thang Đo Và Phân Tích Nhân Tố: -
Thống Kê Mô Tả Cho Các Biến Quan Sát Của Từng Yếu Tố: Yếu Tố “Cơ Hội Đào Tạo Thăng Tiến” -
Hạn Chế Của Đề Tài Và Hướng Nghiên Cứu Tiếp Theo: -
Kết Quả Kiểm Định Độ Tin Cậy Của Thang Đo
Xem toàn bộ 116 trang tài liệu này.
Nhân tố thứ tư: được đặt tên là “khen thưởng” và bao gồm các biến quan sát sau
Anh/chị được xét thưởng công bằng khi hoàn thành tốt công việc. | |
kt2 | Anh/chị được thưởng tương xứng với những đóng góp, cống hiến của Anh/chị. |
kt4 | Công ty có chính sách khen thưởng rò ràng và hiệu quả. |
kt1 | Thành tích của Anh/chị được cấp trên công nhận, đánh giá kịp thời. |
Nhân tố thứ năm: được đặt tên là “môi trường làm việc” và bao gồm các biến
quan sát sau
Nơi Anh/chị làm việc sạch sẽ, thoáng mát. | |
mtlv5 | Nhiệt độ, ánh sáng, tiếng ồn ở công ty rất phù hợp với công việc của Anh/chị. |
mtlv1 | Nơi Anh/chị làm việc rất an toàn. |
Nhân tố thứ sáu: được đặt tên là “phúc lợi” và bao gồm các biến quan sát sau
Chương trình bảo hiểm tai nạn, bảo hiểm sức khoẻ của công ty mang lại lợi ích thiết thực cho Anh/chị. | |
pl1 | Công ty có chế độ bảo hiểm xã hội, bảo hiểm y tế tốt. |
pl3 | Anh/chị hài lòng với chế độ trợ cấp ăn trưa, quà tặng sinh nhật. |
4.2.2.2. Phân tích nhân tố đối với biến phụ thuộc:
Khi đưa 4 biến quan sát của thang đo lòng trung thành vào phân tích nhân tố thì chỉ có một nhân tố được rút ra với đầy đủ 4 biến này. Các hệ số tải nhân tố đều lớn hơn 0,5. Thang đo lòng trung thành của nhân viến đối với công ty có phương sai trích bằng 73,833% cho thấy 73,833% biến thiên của dữ liệu được giải thích bởi nhân tố trên. Kiểm định Bartlett có Sig = 0.000 (<0,05) nên ở độ tin cậy 95% các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể và hệ số KMO = 0,791 (>0,5) nên phân tích nhân tố là phù hợp (Xem phụ lục 7).
Vì 4 biến quan sát này đều nói lên mức độ gắn bó của nhân viên với công ty nên được đặt tên là “lòng trung thành”. Nhân tố này bao gồm các biến quan sát sau:
Anh/chị sẵn sàng hy sinh lợi ích cá nhân khi cần thiết để giúp công ty thành công. | |
ltt2 | Anh/chị rất vui khi được làm việc lâu dài với công ty. |
ltt3 | Anh/chị sẽ ở lại công ty cho dù nơi khác có đề nghị mức lương hấp dẫn hơn. |
ltt1 | Anh/chị cảm thấy tự hào khi làm việc tại công ty. |
Như vậy, sau khi tiến hành phân tích nhân tố ta thấy các nhân tố “cơ hội đào tạo thăng tiến”, “lương”, “đồng nghiệp”, “khen thưởng”, “môi trường làm việc’, “phúc lợi” vẫn giữ nguyên như mô hình ban đầu với các giả thuyết như sau:
H1 (+): Lương cao sẽ làm cho nhân viên trung thành với công ty hơn
H2 (+): Môi trường làm việc thuận lợi sẽ khiến nhân viên trung thành với công ty
hơn.
H3 (+): Đồng nghiệp ủng hộ làm cho nhân viên trung thành với công ty hơn.
H4 (+): Khen thưởng tốt làm cho nhân viên trung thành với công ty hơn.
H5 (+): Phúc lợi đảm bảo làm cho nhân viên trung thành với công ty hơn
H6 (+): Cơ hội đào tạo thăng tiến làm cho nhân viên trung thành với công ty hơn.
4.3. Phân tích hồi quy tuyến tính:
Phân tích hồi quy sẽ được thực hiện với 6 biến độc lập là: cơ hội đào tạo thăng tiến, lương, đồng nghiệp, khen thưởng, môi trường làm việc, phúc lợi và 1 biến phụ thuộc là: lòng trung thành. Giá trị của mỗi nhân tố được dùng để chạy hồi quy là giá trị trung bình của các biến quan sát thuộc nhân tố đó. Phân tích được thực hiện bằng phương pháp Enter. Kết quả hồi quy cho thấy các biến cơ hội đào tạo thăng tiến, lương, đồng nghiệp, khen thưởng, môi trường làm việc, phúc lợi đều có tương quan với biến lòng
trung thành với mức ý nghĩa 5% và R2 hiệu chỉnh = 0,61 (Xem phụ lục 8).
Bảng 4.7: Kết quả hồi quy sử dụng phương pháp Enter
Hệ số chưa chuẩn hoá | Hệ số chuẩn hoá | t | Sig. | Thống kê đa cộng tuyến | ||||
B | Độ lệch chuẩn | Hệ số Beta | Độ chấp nhận của biến | Hệ số phóng đại phương sai | ||||
1 | Hằng số | -.135 | .233 | -.580 | .562 | |||
CHDTTT | .264 | .066 | .227 | 4.002 | .000 | .542 | 1.847 | |
L | .254 | .051 | .302 | 4.932 | .000 | .466 | 2.144 | |
DN | .363 | .072 | .298 | 5.061 | .000 | .503 | 1.989 | |
KT | .096 | .063 | .096 | 1.537 | .126 | .450 | 2.224 | |
MTLV | -.043 | .054 | -.043 | -.800 | .424 | .600 | 1.667 | |
PL | .153 | .054 | .137 | 2.823 | .005 | .748 | 1.338 |
a. Biến phụ thuộc: LTT
Nhìn vào bảng 4.7 ta thấy biến “khen thưởng” (KT) có mức ý nghĩa bằng 0,126 > 0,05 và biến “môi trường làm việc” (MTLV) có mức ý nghĩa bằng 0,424 > 0,05 nên không có ý nghĩa thống kê. Do đó, hai biến này bị loại khỏi mô hình. Điều này có nghĩa là yếu tố khen thưởng và môi trường làm việc không có quan hệ tuyến tính với lòng trung thành của nhân viên về mặt ý nghĩa thống kê. Thực tế cho thấy việc khen
thưởng tại công ty còn mang nặng hình thức họp và bình bầu nhận xét theo cảm tính, tuy nhiên tiêu chí khen thưởng hàng năm chỉ loại trừ các trường hợp bị kỷ luật, còn lại vẫn được khen thưởng theo thời gian công tác nên cảm nhận của công nhân viên về việc này chưa được rò ràng. Vấn đề môi trường làm việc liên quan đến điều kiện làm việc, an toàn, tiện nghi, cung cấp đầy đủ trang thiết bị hỗ trợ cho công việc nhưng do đề tài thực hiện phương pháp lấy mẫu thuận tiện nên một số công nhân làm việc tại công trình không tham gia phỏng vấn, do đó số lao động tham gia phỏng vấn có thể chưa cảm nhận chính xác và đầy đủ về môi trường làm việc. Hơn nữa, công ty đang trong quá trình thực hiện dự án từng bước cải thiện điều kiện làm việc cho công nhân viên làm việc tại nhà máy nhưng chưa hoàn thành xong dự án nên cũng ảnh hưởng đến cảm nhận của công nhân viên về vấn đề này.
Mô hình hồi quy còn lại 4 biến với hệ số R2 hiệu chỉnh trong mô hình là 0,608 tức là mô hình giải thích được 60,8% sự thay đổi của biến lòng trung thành, đồng thời mức ý nghĩa của thống kê F tính được rất nhỏ (Sig = 0,000) cho thấy ta sẽ an toàn bác bỏ giả thuyết cho rằng tất cả các hệ số hồi quy bằng 0 và kết luận ở độ tin cậy 95% mô hình hồi quy tuyến tính phù hợp với tổng thể (Xem phụ lục 9).
Bảng 4.8: Kết quả hồi quy sử dụng phương pháp Enter sau khi loại biến
Hệ số chưa chuẩn hoá | Hệ số chuẩn hoá | t | Sig. | Thống kê đa cộng tuyến | ||||
B | Độ lệch chuẩn | Hệ số Beta | Độ chấp nhận của biến | Hệ số phóng đại phương sai | ||||
1 | Hằng số | -.147 | .229 | -.643 | .521 | |||
CHDTTT | .295 | .063 | .254 | 4.711 | .000 | .604 | 1.657 | |
L | .269 | .042 | .320 | 6.395 | .000 | .701 | 1.426 | |
DN | .378 | .069 | .310 | 5.495 | .000 | .551 | 1.816 | |
PL | .150 | .054 | .134 | 2.772 | .006 | .753 | 1.328 |
a. Biến phụ thuộc: LTT
Nhìn vào bảng 4.8 ta thấy hệ số phóng đại phương sai VIF của mỗi biến đều nhỏ hơn 2 nên hiện tượng đa cộng tuyến không có ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mô hình. Về quy tắc là khi VIF vượt quá 10 là có dấu hiệu của hiện tượng đa cộng tuyến (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008)
Phương trình hồi quy tuyến tính có dạng như sau:
LTT = 0,254 * CHDTTT + 0,32 * L + 0,31 * DN + 0,134* PL
Hay được viết lại:
Lòng trung thành = 0,254* Cơ hội đào tạo thăng tiến + 0,32* Lương + 0,31 *
Đồng nghiệp + 0,134 * Phúc lợi
Kết quả hồi quy cho thấy các biến độc lập CHDTTT, L, DN, PL đều có Sig nhỏ hơn 0,05 nên các biến đều có ý nghĩa ở độ tin cậy 95%. Vì vậy ở độ tin cậy 95% các biến độc lập đều ảnh hưởng đến biến phụ thuộc (LTT) và các hệ số dốc lần lượt là 0,254; 0,32; 0,31; 0,134 đều mang dấu dương nên các biến đều ảnh hưởng cùng chiều với lòng trung thành của nhân viên.
Tầm quan trọng của các biến CHDTTT, L, DN, PL đối với biến LTT được xác định căn cứ vào hệ số Beta. Nếu giá trị tuyệt đối của hệ số Beta của yếu tố nào càng lớn thì càng ảnh hưởng quan trọng đến lòng trung thành của nhân viên đối với công ty. Do đó, ảnh hưởng quan trọng nhất đến lòng trung thành của nhân viên là yếu tố lương (Beta = 0,32), tiếp theo là yếu tố đồng nghiệp (Beta = 0,31), yếu tố cơ hội đào tạo thăng tiến (Beta = 0,254), cuối cùng là yếu tố phúc lợi (Beta = 0,134).
Như vậy, dựa vào kết quả hồi quy ta thấy chỉ có 4 yếu tố có ảnh hưởng đến lòng trung thành của nhân viên tại công ty cổ phần Beton 6 là: cơ hội đào tạo thăng tiến, lương, đồng nghiệp và phúc lợi. Trong đó, yếu tố lương có tác động nhiều nhất đến lòng trung thành của nhân viên (vì có hệ số Beta lớn nhất), kế đến là yếu tố đồng nghiệp, cơ hội đào tạo thăng tiến và cuối cùng là phúc lợi.
4.4. Kiểm định giả thuyết:
Dựa trên kết quả phân tích hồi quy, ta tiến hành kiểm định các giả thuyết của mô
hình đã đưa ra.
Lương là yếu tố có ảnh hưởng quan trọng nhất đến lòng trung thành của nhân viên (vì có hệ số Beta lớn nhất). Dấu dương của hệ số Beta có ý nghĩa là mối quan hệ giữa yếu tố lương và lòng trung thành của nhân viên là mối quan hệ cùng chiều. Kết quả hồi quy cho thấy yếu tố lương có Beta = 0,32 và Sig = 0,000 (<0,05), nghĩa là khi các yếu tố khác không thay đổi nếu tăng lương lên 1 đơn vị thì lòng trung thành của nhân viên đối với công ty tăng lên 0,32 đơn vị nên giả thuyết H1 được chấp nhận.
Yếu tố thứ hai có ảnh hưởng đến lòng trung thành của nhân viên sau yếu tố lương là yếu tố đồng nghiệp. Dấu dương của hệ số Beta có ý nghĩa là mối quan hệ giữa yếu tố đồng nghiệp và lòng trung thành của nhân viên là mối quan hệ cùng chiều. Kết quả hồi quy cho thấy yếu tố đồng nghiệp có Beta = 0,31 và Sig = 0,000 (<0,05), nghĩa là khi các yếu tố khác không thay đổi nếu tăng đồng nghiệp lên 1 đơn vị thì lòng trung thành của nhân viên đối với công ty tăng lên 0,31 đơn vị nên giả thuyết H3 được chấp nhận.
Tiếp theo là yếu tố cơ hội đào tạo thăng tiến có ảnh hưởng đến lòng trung thành của nhân viên. Dấu dương của hệ số Beta có ý nghĩa là mối quan hệ giữa yếu tố cơ hội đào tạo thăng tiến và lòng trung thành của nhân viên là mối quan hệ cùng chiều. Kết quả hồi quy cho thấy yếu tố cơ hội đào tạo thăng tiến có Beta = 0,254 và Sig = 0,000 (<0,05), nghĩa là khi các yếu tố khác không thay đổi nếu tăng cơ hội đào tạo thăng tiến lên 1 đơn vị thì lòng trung thành của nhân viên đối với công ty tăng lên 0,254 đơn vị nên giả thuyết H6 được chấp nhận.
Cuối cùng là yếu tố phúc lợi có ảnh hưởng đến lòng trung thành của nhân viên. Dấu dương của hệ số Beta có ý nghĩa là mối quan hệ giữa yếu tố phúc lợi và lòng trung thành của nhân viên là mối quan hệ cùng chiều. Kết quả hồi quy cho thấy yếu tố phúc lợi có Beta = 0,134 và Sig = 0,006 (<0,05), nghĩa là khi các yếu tố khác không thay đổi
nếu tăng phúc lợi lên 1 đơn vị thì lòng trung thành của nhân viên đối với công ty tăng
lên 0,134 đơn vị nên giả thuyết H5 được chấp nhận.
Kết quả hồi quy đã loại 2 biến độc lập, đó là yếu tố khen thưởng (Sig = 0,126) và môi trường làm việc (Sig = 0,424) vì không có ý nghĩa thống kê (mức ý nghĩa > 0,05). Điều này cho thấy rằng yếu tố khen thưởng và môi trường làm việc không có ảnh hưởng đến lòng trung thành của nhân viên tại công ty cổ phần Beton 6. Do đó, giả thuyết H4 và H2 không được chấp nhận.
Sau khi sử dụng phân tích hồi quy ta có thể kết luận về kiểm định các giả thuyết của
mô hình nghiên cứu như sau:
Nội dung | Kết luận | |
H1 | Lương cao sẽ làm cho nhân viên trung thành với công ty hơn (+) | Chấp nhận |
H2 | Môi trường làm việc thuận lợi sẽ khiến nhân viên trung thành với công ty hơn (+) | Không chấp nhận |
H3 | Đồng nghiệp ủng hộ làm cho nhân viên trung thành với công ty hơn (+) | Chấp nhận |
H4 | Khen thưởng tốt làm cho nhân viên trung thành với công ty hơn (+) | Không chấp nhận |
H5 | Phúc lợi đảm bảo làm cho nhân viên trung thành với công ty hơn (+) | Chấp nhận |
H6 | Cơ hội đào tạo thăng tiến làm cho nhân viên trung thành với công ty hơn (+) | Chấp nhận |
4.5. Kiểm định sự khác biệt theo các đặc tính cá nhân đến lòng trung thành của nhân viên:
Chúng ta sẽ tiến hành kiểm định xem có sự khác biệt nào không của một số đặc tính cá nhân đối với lòng trung thành của nhân viên tại công ty cổ phần Beton 6.
4.5.1. Khác biệt về giới tính:
Kiểm định Independent-samples T-test sẽ cho ta biết có sự khác biệt về mức độ trung thành giữa phái nam và nữ hay không. Theo kết quả ta thấy trong kiểm định Levene, Sig = 0,262 > 0,05 nên phương sai giữa hai phái nam và nữ không khác nhau, ta sẽ sử dụng kết quả kiểm định t ở phần Equal variances assumed có Sig. > 0,05 (Sig = 0,194) nên ta kết luận không có sự khác biệt có ý nghĩa về trị trung bình giữa hai phái. Do đó, ta có thể kết luận ở độ tin cậy 95% lòng trung thành giữa nam và nữ là như nhau (Xem phụ lục 10).
4.5.2. Khác biệt về độ tuổi:
Phân tích phương sai ANOVA (Analysis of variance) để xem xét sự khác biệt về mức độ trung thành của nhân viên theo độ tuổi. Kết quả của bảng Test of Homogeneity of Variances cho ta thấy với mức ý nghĩa Sig = 0,501 có thể nói phương sai của sự đánh giá về lòng trung thành giữa 4 nhóm độ tuổi không khác nhau một cách có ý nghĩa thống kê. Như vậy, kết quả phân tích ANOVA có thể sử dụng được.
Theo kết quả phân tích ANOVA, với mức ý nghĩa Sig = 0,048 <0,05 nên ta có thể nói có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về mức độ trung thành giữa 4 nhóm có độ tuổi khác nhau. Tiếp tục phân tích sâu ANOVA để tìm xem sự khác biệt giữa các nhóm.
Theo kết quả phân tích sâu ANOVA ta thấy chỉ có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê giữa nhóm có độ tuổi dưới 25 tuổi và độ tuổi từ 25 đến dưới 35 tuổi (Sig = 0,027) vì mức ý nghĩa quan sát ở kiểm định chênh lệch trung bình cặp <0,05. Như vậy, ta có thể kết luận lòng trung thành của những người có độ tuổi dưới 25 tuổi khác với những người có độ tuổi từ 25 đến dưới 35 tuổi (Xem phụ lục 11).