NGHIÊN CỨU MỐI QUAN HỆ GIỮA HÀI LÒNG NHU CẦU CƠ BẢN, NỖ LỰC TRONG CÔNG VIỆC ĐỐI VỚI LÒNG TRUNG THÀNH CỦA NHÂN VIÊN SALE-MARKETING

1
TÊN ĐỀ TÀI : NGHIÊN CỨU MỐI QUAN HỆ GIỮA HÀI LỊNG NHU CẦU CƠ
BẢN, NỖ LỰC TRONG CƠNG VIỆC ĐỐI VỚI LÒNG TRUNG THÀNH CỦA NHÂN
VIÊN SALE-MARKETING

CHƯƠNG 1 : GIỚI THIỆU VỀ ĐỀ TÀI
1 – Mục tiêu nghiên cứu : khám phá vai trò của hài lòng nhu cầu cơ bản đối với nỗ lực trong
công của nhân viên sale-marketing. Đồng thời, nghiên cứu cũng điều tra sự ảnh hưởng của nỗ
lực trong cơng việc đối với lịng trung thành của nhân viên sale-marketing
2 – Câu hỏi nghiên cứu :
-

Sự hài lòng nhu cầu cơ bản (biến độc lập) tác động có tác động vào nỗ lực trong cơng

-

việc (biến phụ thuộc) của nhân viên sale-marketing ?
Nỗ lực trong cơng việc có tác động như thế nào tới lịng trung thành (biến phụ thuộc)

-

của nhân viên sale-marketing ?
Có sự khác biệt giữa giới tính trong cơng ty (biến độc lập) với lòng trung thành của
nhân viên sale-marketing ?

3 – Giả thuyết nghiên cứu :
-

H1. Sự hài lòng nhu cầu cơ bản tác động cùng chiều vào nỗ lựctrong công việc của

-

nhân viên sale-marketing.
H2. Nỗ lực trong công việc tác động cùng chiều vào lòng trung thành của nhân viên

-

sale-marketing.
H3. Có sự khác biệt giữa giới tính đối lịng trung thành của nhân viên sale-marketing
trong cơng ty

4 – Mơ hình nghiên cứu :


2
CHƯƠNG 2 : PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
1 –Kích thước mẫu :
Thu thập dữ liệu cho nghiên cứu được thực hiện bằng cách phỏng vấn trực tiếp nhân viên
sale-marketing với bảng câu hỏi. Kết thúc quá trình phỏng vấn thu được mẫu thuận tiện gồm
200 nhân viên sale-marketing làm việc cho các doanh nghiệp khác nhau trên địa bàn Đồng
Nai.
2 – Đo lường :
Sử dụng thang đo Likert 7 điểm, với 1 (hồn tồn khơng đồng ý) và 7 (hồn tồn đồng ý)
được áp dụng cho toàn bộ các thành phần trong nghiên cứu này.
a) Khái niệm sự hài lòng nhu cầu cơ bản được đo lường bởi 4 biến quan sát :
V11
V12
V13
V14

Môi trường làm việc của tôi tại công ty không hại cho sức khoẻ

Công ty cung cấp cho tôi điều kiện tốt về y tế
Tơi hài lịng với thu nhập của tôi tại công ty
Công việc hiện tại của tôi tại công ty đảm bảo cho cuộc sống của tôi

b) Khái niệm Nỗ lực trong công việc được đo lường bởi 4 biến quan sát :
V21

Tơi ln ln hồn thành cơng việc của mình tại cơng ty tơi đang

V22

làm
Tơi ln ln cố gắng hồn thành tốt cơng việc của mình tại cơng ty

V23

tơi đang làm
Tơi ln ln có tinh thần trách nhiệm cao với cơng việc của mình

V24

tại cơng ty tôi đang làm
Tôi sẵn sàng làm thêm giờ khi cần thiết để hồn thành cơng việc tại
cơng ty tơi đang làm

c) Khái niệm Lòng trung thành được đo lường bởi 4 biến quan sát :
V31

Tôi tiếp tục làm việc lâu dài với công ty đang làm

V32

Tôi tin rằng tôi đang có việc làm tốt tại cơng ty tơi đang làm

V33

Tôi tin rằng công ty tôi đang làm là nơi tốt nhất để tôi làm việc


3
V34

Tơi khơng có ý định tìm việc ở cơng ty khác

CHƯƠNG 3 : KIỂM ĐỊNH VÀ ĐÁNH GIÁ THANG ĐO
1 – Phân tích Cronbach Alpha cho các biến quan sát :
-

V11
V12
V13
V14

Thang đo Sự hài lòng nhu cầu cơ bản (HLNCCB) :
Item-Total Statistics
Scale Mean
Scale
Corrected Cronbach's
if Item
Variance if

Item-Total Alpha if Item
Deleted
Item
Correlation
Deleted
Deleted
16.67
5.818
.725
.804
16.63
6.084
.698
.816
16.63
6.032
.753
.795
16.35
5.996
.627
.849

Reliability Statistics
Cronbach's
N of
Alpha
Items
.855
4

-

V21
V22
V23
V24

Thang đo Nỗ lực trong công việc (NLTCV):
Item-Total Statistics
Scale Mean
Scale
Corrected Cronbach's
if Item
Variance if
Item-Total Alpha if Item
Deleted
Item
Correlation
Deleted
Deleted
10.17
7.512
.720
.795
10.13
7.215
.683
.811
10.10

7.813
.654
.822
10.11
7.294
.695
.804

Reliability Statistics
Cronbach's
N of
Alpha
Items
.849
4


4
-

V31
V32
V33
V34

Thang đo Lòng trung thành (LTT) :
Item-Total Statistics
Scale Mean
Scale
Corrected Cronbach's

if Item
Variance if
Item-Total Alpha if Item
Deleted
Item
Correlation
Deleted
Deleted
16.79
5.993
.778
.842
16.94
6.700
.676
.880
16.80
5.839
.859
.810
16.77
6.600
.694
.874

Reliability Statistics
Cronbach's
N of
Alpha
Items

.886
4
2 – Phân tích Nhân tố khám phá EFA :
-

Sử dụng phép trích PAF (principal axis factoring) và phép quay khơng vng góc
(Promax) để đánh giá thang đo

KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling
Adequacy.
Bartlett's Test of
Sphericity

.878

Approx. Chi-Square

1463.318

df
Sig.

66
.000

Total Variance Explained
Facto
r

Initial Eigenvalues

Total
1
2

6.279
1.280

% of
Cumulativ
Variance
e%
52.328
52.328
10.668
62.996

Extraction Sums of Squared
Loadings

Total
5.927
.986

% of
Cumulativ
Variance
e%
49.390

49.390
8.216
57.606

Rotation
Sums of
Squared
Loadingsa
Total
4.761
4.773


5
3
1.068
8.901
71.897
.759
6.327
63.933
4.503
4
.611
5.093
76.990
5
.564
4.697
81.687

6
.473
3.941
85.629
7
.424
3.535
89.164
8
.339
2.824
91.987
9
.324
2.702
94.689
10
.277
2.311
97.000
11
.234
1.949
98.949
12
.126
1.051
100.000
Extraction Method: Principal Axis Factoring.
a. When factors are correlated, sums of squared loadings cannot be added to obtain

a total variance.

Pattern Matrixa
Factor
1

2

3

V11

.674

V12

.618

V13

1.061

V14

.357

V21

.855

V22

.737

V23

.728

V24

.738

V31

.745

V32

.642

V33

1.085

V34

.705

Extraction Method: Principal Axis
Factoring.

Rotation Method: Promax with
Kaiser Normalization.
a. Rotation converged in 5 iterations.
Kết quả chạy bằng SPSS:


6
•

Có 3 nhân tố được trích ra từ phân tích EFA phù hợp với mơ hình lý thuyết đã đề ra ở
phía trên.

•

Hệ số Cumulative % = 63.933 % cho biết 4 nhân tố này giải thích được 60.9% biến
thiên của dữ liệu.

•

Giá trị Eigenvalue của các nhân tố đều lớn hơn 1 và tất cả các biến quan sát đều có hệ
số tải nhân tố ( factor loading) > 0.3

3- Phân tích hồi qui
Kiểm định các giả định của mơ hình hồi quy
Phân tích hồi quy khơng phải chỉ là việc mô tả các dữ liệu quan sát được. Từ các kết quả
quan sát được trong mẫu, ta phải suy rộng kết luận cho mối liên hệ giữa các biến trong tổng thể.
Sự chấp nhận và diễn dịch kết quả hồi quy không thể tách rời các giả định cần thiết và sự
chẩn đoán về sự vi phạm các giả định đó. Nếu các giả định bị vi phạm, thì các kết quả ước
lượng được khơng đáng tin cậy nữa
Vì vậy, để đảm bảo sự diễn dịch từ kết quả hồi quy của mẫu cho tổng thể có

giá trị, trong phần này sẽ tiến hành kiểm định các giả định của hàm hồi quy bao
gồm các giả định sau:
- Khơng có hiện tượng đa cộng tuyến
- Phương sai của phần dư khơng đổi
- Các phần dư có phân phối chuẩn
- Khơng có hiện tượng tương quan giữa các phần dư
Variables Entered/Removeda
Model Variables
Variables
Method
Entered
Removed
Hailongnhuc
aucoban_F3
1
,
. Enter
Noluctrongc
ongviec_F2b
a. Dependent Variable: Longtrungthanh_F1
b. All requested variables entered.
Khơng có hiện tượng tương quan giữa các phần dư

Model

R

1

.706a

Model Summaryb
R
Adjusted R Std. Error of
Square
Square
the Estimate
.498
.493 .69993128

DurbinWatson
1.877


7
a. Predictors: (Constant), Hailongnhucaucoban_F3,
Noluctrongcongviec_F2
b. Dependent Variable: Longtrungthanh_F1

ANOVAa
Model

Sum of
Squares
Regression

df

Mean
Square

95.855

2

F

47.927

97.830

Sig.
.000b

1

Residual
96.511
197
.490
Total
192.366
199
a. Dependent Variable: Longtrungthanh_F1
b. Predictors: (Constant), Hailongnhucaucoban_F3, Noluctrongcongviec_F2

Kiểm định đa cộng tuyến và Kết quả hồi quy sử dụng phương pháp Enter
Coefficientsa
Model

Unstandardized
Coefficients

B
(Constant)

2.051E016

Std.
Error

Standardi
zed
Coefficie
nts
Beta

.049

Noluctrongcong
.413
.075
viec_F2
Hailongnhucauc
.378
.073
oban_F3
a. Dependent Variable: Longtrungthanh_F1
Các phần dư có phân phối chuẩn
1

t

Sig.

Collinearity
Statistics

Tolera
nce

VIF

.000 1.000
.394 5.497

.000

.495 2.019

.369 5.146

.000

.495 2.019


8

Biểu đồ tần số Histogram cho thấy một đường cong phân phối chuẩn được

đặt chồng lên biểu đồ tần số. Như vậy phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn, nên có thể kết luận
rằng giả thiết phân phối chuẩn khơng bị vi phạm.

Phương trình hồi quy thể hiện mối quan hệ giữa mức độ nổ lực trong công việc và sự hài
lòng nhu cầu cơ bản với Lòng trung thành được thể hiện qua phương trình sau:
Kết quả chạy hồi quy bội: với phương pháp Enter của Nỗ lực trong cơng việc, Hài lịng nhu
cầu cơ bản với Lịng Trung Thành
Longtrungthanh = 0.413* Noluctrongcongviec_F2 +0.378* Hailongnhucaucoban_F3
Phân tích hồi qui: chạy hồi quy đơn với phương pháp Enter của Nỗ lực trong cơng việc với
Lịng Trung Thành
Variables Entered/Removeda


9
Model

Variables
Variables
Method
Entered
Removed
b
1
NolucTCV
. Enter
a. Dependent Variable: Longtrungthanh
b. All requested variables entered.

Model

Sum of
Squares

ANOVAa
df

Regressio
679.064
1
n
1
Residual
1462.091
198
Total
2141.155
199
a. Dependent Variable: Longtrungthanh
b. Predictors: (Constant), NolucTCV

Mean
Square

F

679.064
7.384

Coefficientsa
Unstandardized

Standardiz
Coefficients
ed
Coefficient
s
B
Std. Error
Beta

(Consta
15.413
.757
nt)
1
NolucTC
.520
.054
V
a. Dependent Variable: Longtrungthanh

.000b

91.961

Model Summaryb
Model
R
R
Adjusted R Std. Error of
Square

Square
the Estimate
a
1
.563
.317
.314
2.71741
a. Predictors: (Constant), NolucTCV
b. Dependent Variable: Longtrungthanh

Model

Sig.

DurbinWatson
1.876

t

Sig.

Toleran
ce
20.361

.563

Collinearity
Statistics

.000

9.590

.000

VIF

1.000

1.000

Với kết quả chạy SPSS ta được mơ hình Longtrungthanh = 15.413 + 0.520*NoLucTCV
Nhận xét: Kết quả hồi quy có B = 15.413, Hệ số beta >0 nên ta chấp nhận giả thuyết H2
Phân tích hồi qui: chạy hồi quy đơn với phương pháp Enter của Hài lòng nhu cầu cơ bản với
Nỗ lực trong công việc


10
Variables Entered/Removeda
Model Variables
Variables
Method
Entered
Removed
Hailongnhuc
1
aucoban_F3
. Enter

b

a. Dependent Variable:
Noluctrongcongviec_F2
b. All requested variables entered.

Model Summaryb
Model
R
R
Adjusted R Std. Error of
Square
Square
the Estimate
a
1
.710
.505
.502 .66152141
a. Predictors: (Constant), Hailongnhucaucoban_F3
b. Dependent Variable: Noluctrongcongviec_F2

DurbinWatson
2.066

ANOVAa
Model

Sum of
Squares

df

Mean
Square

Regressio
n
1

88.315

1

Residual

86.647

198

174.962

F

Sig.

199

Total

88.315 201.811

.000b

.438

a. Dependent Variable: Noluctrongcongviec_F2
b. Predictors: (Constant), Hailongnhucaucoban_F3

Model

Coefficientsa
Unstandardized Standardi
Coefficients
zed
Coefficien
ts

t

Sig.

Collinearity
Statistics


11
B
8.873E018

(Constant)
1

Std.
Error

Beta

.047

Toleran
ce

VIF

.000 1.000

Hailongnhucauco
.694
.049
ban_F3
a. Dependent Variable: Noluctrongcongviec_F2

.710

14.20
6

.000

1.000

1.000

Nhận xét: Kết quả hồi quy có Hệ số beta >0 nên ta chấp nhận giả thuyết H1
4 – Kiểm định sự khác biệt giữa giới tính đối với lịng trung thành của nhân viên salemarketing trong công ty.

Gioi
tinh
Longtrungtha Nam
nh
Nu

Equal
variances
Longtru assumed
ngthanh Equal
variances not
assumed

Group Statistics
N
Mean
92 22.3370
108 22.5185

Std.
Deviation
3.46498
3.12805

Std. Error
Mean
.36125
.30100

Independent Samples Test
Levene's Test
t-test for Equality of Means
for Equality of
Variances
F
Sig.
t
df
Sig. Mean
Std.
95%
(2- Differen Error
Confidence
taile
ce
Differen Interval of the
d)
ce
Difference
Lowe Upper
r
-.38
1.811

.180
198 .697 -.18156 .46637 1.101 .73814
9
26
-.38 185.26
.700 -.18156 .47021 1.109 .74610
6
9
22

Nhận xét:
Bảng Independent Samples Test cho thấy mức ý nghĩa trong kiểm định Levene =
0.180 (>0.05), chứng tỏ khơng có sự khác biệt về phương sai đối với lòng trung thành của giới


12
tính nhân viên sale-marketing .
Ta xét tiếp giả định phương sai bằng nhau (Equal variances assumed) trong
kiểm định T-test có mức ý nghĩa = -0.389 (<0.05) chứng tỏ có sự khác biệt ý nghĩa về
trung bình mức lịng trung thành của "nam" và "nữ". kết luận: Chấp nhận giả thuyết H3