Đang tải... (xem toàn văn)
Bài viết nghiên cứu và xác định các yếu tố ảnh hưởng đến ý định nghỉ việc của nhân viên đang làm việc tại Bưu điện thành phố Hồ Chí Minh; thông qua việc khảo sát 450 nhân viên bằng bảng hỏi khảo sát và xử lý trên SPSS. Để nắm chi tiết nội dung nghiên cứu, mời các bạn cùng tham khảo bài viết.
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật GIỚI THIỆU Nếu trước sức lao động xem chi phí đầu vào, họ xem tài sản, nguồn lực vô quý giá định thành bại tổ chức Do tổ chức ngày trọng vấn đề xây dựng nguồn nhân lực Tuy nhiên, chọn người cần khó, giữ người lại khó Điều xem tốn khó giải tổ chức Thực tế cho thấy, doanh nghiệp phải đối mặt với tượng “nhảy việc” nhân viên giỏi chí cán quản lý giỏi Hiện tượng dần trở thành vấn đề nhức nhói khơng với doanh nghiệp Việt Nam mà xảy nhiều doanh nghiệp giới Gần theo thống kê Bưu điện thành phố Hồ Chí Minh (HCM Post) có số lượng lớn nhân viên bưu điện xin việc, từ năm 2015 trở lại đây, hàng năm có khoảng 14% nhân viên khối sản xuất xin nghỉ việc Phần lớn nhân viên chuyển sang làm cho công ty đối thủ cạnh tranh chuyển hẳn sang công việc khác Hiện tượng nghỉ việc số lượng lớn tạo lỗ hổng việc bố trí nhân sự, đồng thời ảnh hưởng không nhỏ đến lực cạnh tranh doanh nghiệp thị trường ngày khó khăn, chí làm gián đoạn phá vỡ mục tiêu chiến lược doanh nghiệp Trước tình hình thực tế tỷ lệ nghỉ việc ngày cao bưu điện thành phố Việc xác định yếu tố ảnh hưởng đến nghỉ việc nhân viên điều kiện cần thiết cho doanh nghiệp nói chung doanh nghiệp kinh doanh dịch vụ bưu nói riêng việc xây dựng sách phù hợp việc quản lý nhân CƠ SỞ LÝ THUYẾT 2.1 Các khái niệm Ý định nghỉ việc định nghĩa phản ánh “khả (mang tính chủ quan) mà cá nhân thay đổi cơng việc khoảng thời gian định” (Sousa-Poza & Henneberger, 2002) tiền thân trực tiếp dẫn đến nghỉ việc thực tế Ý định nghỉ việc định nghĩa “ý thức sẵn sàng cố tình rời bỏ tổ chức” (Tett & Meyer, 1993) Theo Chew (2004) ý định nghỉ việc ý định rời khỏi môi trường làm việc để chuyển sang môi trường làm việc khác Ý định nghỉ việc đo lường liệu nhân viên có kế hoạch rời bỏ vị trí cơng việc họ hay khơng Ý định nghỉ việc, giống chất việc nghỉ việc, tự nguyện hay không tự nguyện Việc rời bỏ tổ chức cách tự nguyện diễn mà nhân viên định rời bỏ tổ chức Hành động xuất nhân viên nhận hội cơng việc khác tốt vị trí cơng việc Điều bao gồm lý trả cao hơn, ghi nhận tới tổ chức có địa điểm thuận lợi Nó xảy lý sức khỏe hay yếu tố gia đình nhân viên Nếu nhân viên có kế hoạch rời bỏ vị trí cơng việc, hiển nhiên họ có ý định rời bỏ tự nguyện (Dess & Shaw, 2011) Ý định nghỉ việc bước cuối trình định trước người thực rời khỏi nơi làm việc (Horn, Griffeth & Salaro, 1984; Mobley, 1982; Mowday, Steers Porter, 1979; Steers, 1977), ý định nghỉ việc mơ tả ý định hành vi cá nhân Không giống nghỉ việc thực tế, ý định nghỉ việc khơng rõ ràng, hình thành, xem xét suy nghĩ chưa biểu hành động cụ thể cho thấy nhân viên từ bỏ công việc tại, khó khăn để nhà quản lý nhận biết ý định nghỉ việc nhân viên có biện pháp hạn chế Ý định nghỉ việc tiền đề cho định rời khỏi môi trường làm việc để chuyển sang môi trường làm việc khác (Mobley, 1982), nằm kế hoạch từ bỏ cơng việc tìm kiếm công việc khác tương lai gần, chủ ý có ý thức cố tình rời khỏi tổ chức để tìm kiếm cho Các yếu tố ảnh hưởng đến mà chủ thể cho có giá trị so với cơng việc Đó kết q trình nhận thức học hỏi ảnh hưởng thái độ tích cách cá nhân thời gian làm việc tổ chức mà cá nhân cho chưa đáp ứng nhu cầu thân 2.2 Các lý thuyết liên quan đến ý định nghỉ việc 2.2.1 Lý thuyết trao đổi xã hội (Social Exchange Theory) Lý thuyết trao đổi dựa ý tưởng việc trao đổi mang tính xã hội q trình mà người thực việc trao đổi mong muốn tối đa hóa lợi nhuận tối thiểu hóa chi phí Một người khơi mào cho giả thiết nghiên cứu Kelley Thibaut, 1969 Sự trao đổi bao gồm yếu tố vật chất phi vật chất Thông qua giả thiết này, mối quan hệ người có mối quan hệ công việc đánh giá mối quan hệ lợi ich – chi phí Một người bỏ nhiều chi phí mong đợi nhận lại lợi ích tương xứng với chi phí họ bỏ Do người có xu hướng chấm dứt mối quan hệ mức chi phí chi trả lớn so với lợi ích họ nhận Đối với người lao động chi phí họ bỏ thời gian, sức khỏe, tâm trí họ dành cho cơng việc Lợi ích họ nhận lương thưởng, phúc lợi, ghi nhận tổ chức dành cho họ, người lao động đánh giá giá trị họ nhận không tương xứng với chi phí họ bỏ ra, họ có xu hướng thay đổi cơng việc để tìm kiếm cơng việc tốt (Farmer Fedor, 1999) 2.2.2 Lý thuyết công (Equilibrium Theory) Lý thuyết cân đặt theo tên nhà tâm lý học hành vi John Stacey Adams, người phát triển lý thuyết từ năm 1963 Ơng đưa khái niệm cơng tổ chức cách so sáng tỷ số yếu tố đầu tiền lương, tiền thưởng, thăng chức…và yếu tố đầu vào đóng góp trình dộ, kinh nghiệm, mức độ cố gắng…của người lao động doanh nghiệp tổ chức Trong thuyết này, J.S.Adams cho tổ chức tạo công giúp thắt chặt mối quan hệ cá nhân với tổ chức, động viên làm gia tăng hài lòng họ Từ đó, nhân viên làm việc hiệu gắn bó với tổ chức Ngược lại, nhân cảm thấy họ đóng góp nhiều họ nhận được, họ hào hứng, nhiệt tình cơng việc Khi đó, cá nhân thể bất mãn nhiều cách giảm hào hứng công việc, thiếu nỗ lực, làm việc đối phó…Trong trường hợp nghiêm trọng, họ có hành động phá rối hay nghỉ việc để tìm nơi làm việc Adams cho rằng, để tạo công tổ chức, người quản lý cần xem xét, đánh giá mức độ cân mà cá nhân tổ chức đóng góp kết mà họ nhận Nhà quản lý phải tìm biện pháp để cân chúng Chỉ nhân cảm thấy có cơng họ nỗ lực làm việc mục tiêu chung tổ chức Thuyết cơng đòi hỏi tương xứng cống hiến hưởng thụ Nguyên tắc “Quyền lợi nghĩa vụ tương xứng” phải tôn trọng tổ chức Khi quyền lợi nhân tơn trọng có tác dụng động viên khuyến khích lớn Quyền lợi cần phân chia công dựa lực, trình độ, nỗ lực, nhiệt tình, chăm chỉ, linh hoạt, hy sinh thân, lòng trung thành, hiệu suất hiệu cơng việc, đóng góp cá nhân tổ chức Quyền lợi tùy theo cá nhân tiền lương, tiền thưởng, tiền phúc lợi, tạo điều kiện học tập nâng cao trình độ, công nhận hay thăng tiến… 2.2.3 Lý thuyết mối liên hệ động lực làm việc ý định nghỉ việc Kế thừa phát huy từ học thuyết tạo Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật 208 nam (52%); trình độ học vấn: trung cấp, cao đẳng chiếm 50,25%, đại học 40%, sau đại học 1,5% trình độ khác chiếm 8,25%; vị trí cơng tác phận kinh doanh chiếm 52%,bộ phận sản xuất 7,5%, phận tổng hợp 15,5% phận khác 5%; tình trạng nhân số đáp viên kết hôn chiếm 54,75%, chưa kết chiếm 45,25% Tiến hành mã hóa làm liệu phân tích SPSS 20.0 theo bước sau: (i) Kiểm định độ tin cậy thang đo; (ii) Phân tích nhân tố khám phá; (iii) Kiểm định tự tương quan, phân tích hồi quy, đánh giá độ phù hợp mơ hình hồi quy thơng qua R2 R2 hiệu chỉnh, kiểm định giả thuyết độ phù hợp mơ hình, kiểm định phân phối chuẩn phần dư, kiểm định đa cộng tuyến, kiểm định phương sai thay đổi Ngồi nghiên cứu xem xét khác biệt yếu tố nhân học ý định nghỉ việc nhân viên HCM Post theo: giới tính, vị trí cơng tác, trình độ học vấn tình trạng nhân kiểm định T-test ANOVA KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 4.1 Phân tích Cronbach’s Alpha Phân tích hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha với tổng kích thước mẫu n = 400 gồm thành phần với 31 biến quan sát để xác định lại hệ số tin cậy thang đo Trong đó, thang đo biến độc lập có thành phần với 27 biến quan sát cho kết phân tích hệ số tin cậy thang đo thành phần cho thấy thang đo có hệ số tin cậy tốt nằm khoảng biến thiên [0,70 - 0,90] hệ số tương quan biến tổng hiệu chỉnh lớn 0,30 Như vậy, 31 biến đề xuất đủ tin cậy để đưa vào phân tích nhân tố khám phá để đánh giá giá trị thang đo theo thành phần biến gồm thành phần biến độc lập với 27 biến quan sát thành phần yếu tố phụ thuộc với biến quan sát (bảng 1) động lực, Ebrahimi Watchel (1995) cho động lực có khả thay đổi hành vi, cốt lõi hướng hành động hành vi người đến mục tiêu bao gồm động lực từ bên dựa lợi ích cá nhân, mong muốn, nhu cầu thực động lực bên ngồi thưởng, khen ngợi hình thức khích lệ ảnh hưởng đến động lực làm việc, mặt khác động lực làm việc có tác động không nhỏ đến mức độ gắn kết nhân viên với tổ chức, làm nảy sinh ý định rời khỏi tổ chức bị Dysvik & Kuvaas (2010) có quan điểm nhấn mạnh rằng, ý định nghỉ việc nhân viên có xu hướng tăng động lực làm việc giảm ngược lại động lực làm việc tăng lên, ý định nghỉ việc dần, điều đồng nghĩa với việc tạo đủ động lực định thông qua việc đáp ứng nhu cầu ý định nghỉ việc khơng Oyetola Solomon Olusegun (2012) nhân viên có động lực làm việc mức độ động lực cao ý định nghỉ việc nhân viên xuất tổ chức tương tự trả lương cao nhân viên không thỏa mãn với thu nhập nhằm đảm bảo sống nơi làm việc tại, việc tạo động lực làm việc cho nhân viên giúp hạn chế ý định nghỉ việc, nhân viên tập trung làm việc với suất cao hơn, hiệu cơng việc tốt từ gắn bó với tổ chức PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU Để đảm bảo tính đại diện mẫu nghiên cứu, tác giả cố gắng lựa chọn đơn vị mẫu địa bàn khác TP.HCM không tập trung vào quận nội thành Tổng số phiếu phát 450 phiếu, kết thu 400 phiếu trả lời hợp lệ sau loại phản hồi không đạt yêu cầu, gồm 192 nữ (48%) Các yếu tố ảnh hưởng đến Bảng 1: Kết phân tích Cronbach’s Alpha Nhân tố Thu nhập (Cronbach’s Alpha = 0.848) Điều kiện làm việc (Cronbach’s Alpha = 0.769) Đào tạo thăng tiến (Cronbach’s Alpha = 821) Hành vi lãnh đạo (Cronbach’s Alpha = 818) Căng thẳng công việc (Cronbach’s Alpha = 761) Yếu tố lôi kéo (Cronbach’s Alpha = 740) Ý định nghỉ việc (Cronbach’s Alpha = 891) Scale Mean Biến if Item quan sát Deleted Scale Variance if Item Deleted Corrected Item-Total Correlation Cronbach’s Alpha if Item Deleted TN1 TN2 TN3 TN4 TN5 TN6 DKLV1 DKLV2 DKLV3 DKLV4 DTTT1 DTTT2 DTTT3 DTTT4 HVLD1 HVLD2 HVLD3 HVLD4 HVLD5 CTCV1 CTCV2 CTCV3 18.31 18.39 18.31 18.33 18.30 18.31 10.72 10.71 10.69 10.75 19.593 19.252 19.361 20.155 19.515 19.479 8.320 8.336 8.831 8.376 647 661 646 574 611 640 615 568 493 609 820 817 820 833 826 821 691 716 755 694 10.58 10.55 10.44 10.47 14.06 14.07 14.09 14.11 14.16 7.97 8.02 8.02 9.603 9.952 10.026 10.259 14.766 14.546 15.469 15.120 14.711 3.337 3.541 3.220 681 623 634 639 609 637 554 573 672 596 523 597 758 785 780 778 782 773 798 793 764 685 724 684 CTCV4 7.95 3.517 523 724 YTLK1 YTLK2 YTLK3 YTLK4 YDNV1 YDNV2 YDNV3 YDNV4 8.06 8.06 8.07 8.11 7.01 7.06 7.01 7.06 3.275 3.300 3.384 3.267 2.599 2.656 2.639 2.603 556 553 494 526 777 724 772 764 667 669 702 684 852 872 854 857 (Nguồn: theo tính tốn tác giả) Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật 4.2 Phân tích nhân tố EFA Bảng 2: Kết phân tích EFA cho thang đo biến độc lập đến ý định nghỉ việc KMO and Bartlett’s Test Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy Bartlett’s Test of Sphericity 776 763 746 729 720 697 Approx Chi-Square df Sig .857 3684.033 351 000 Rotated Component Matrixa Component TN2 TN3 TN6 TN1 TN5 TN4 HVLD2 HVLD1 HVLD5 HVLD4 HVLD3 DTTT3 DTTT1 DTTT4 DTTT2 DKLV4 DKLV1 DKLV2 DKLV3 CTCV1 CTCV3 CTCV4 CTCV2 YTLK2 YTLK4 YTLK1 YTLK3 Eigenvalue 5.973 2.975 2.484 1.804 1.470 750 726 726 693 1.353 Cumulative 22.122 33.141 42.343 49.026 54.469 59.479 773 754 719 701 663 781 776 766 729 799 769 714 680 784 769 709 702 (Nguồn: theo tính tốn tác giả) Các yếu tố ảnh hưởng đến Bảng 3: Kết phân tích EFA cho thang đo thành phần biến phụ thuộc KMO and Bartlett’s Test Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy Approx Chi-Square df Bartlett’s Test of Sphericity Sig .843 893.488 000 Component Matrixa Component YDNV1 YDNV3 YDNV4 YDNV2 Eigenvalue Cumulative 880 877 871 844 3.013 75.333 3); biến hội tụ lại thành yếu tố với tổng phương sai trích đạt 75,333% thể yếu tố rút giải thích 75,333% biến thiên liệu, hệ số Eigenvalue 3.013 Trọng số nhân tố biến tổng phương sai trích thỏa điều kiện, kết luận mơ hình EFA phù hợp, biến tiếp tục đưa vào phân tích hồi quy sau kiểm định hệ số tương quan đạt yêu cầu Kết cho thấy thành phần thang đo biến độc lập với sig.= 0,000 hệ số KMO =0, 857 (bảng 1), biến hội tụ lại thành yếu tố phân biệt giả thuyết ban đầu tổng phương sai trích đạt 59,479% cho ý nghĩa yếu tố rút giải thích 59,479% biến thiên liệu, hệ số Eigenvalue 1,353 Tương tự, thành phần phụ thuộc, với sig = 0,000 hệ số KMO = 0,843 (bảng 4.3 Phân tích tương quan Bảng 4: Kết phân tích tương quan Person Correlations YDNV Pearson Correlation YDNV Pearson Correlation CTCV 400 -.593** Sig (2-tailed) 000 N 400 400 -.609** 298** Sig (2-tailed) 000 000 N 400 400 Pearson Correlation DKLV DKLV Sig (2-tailed) N TN TN 400 HVLD YTLK DTTT Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật Pearson Correlation CTCV 434** -.075 -.132** Sig (2-tailed) 000 136 008 N 400 400 400 400 -.448** 253** 292** -.221** Sig (2-tailed) 000 000 000 000 N 400 400 400 400 Pearson Correlation HVLD Pearson Correlation YTLK -.141 -.126 ** * 394 400 ** -.262** Sig (2-tailed) 000 005 012 000 000 N 400 400 400 400 400 Pearson Correlation DTTT 354 ** -.430 251 ** 348 ** ** -.139 ** 462 400 ** -.117* Sig (2-tailed) 000 000 000 005 000 019 N 400 400 400 400 400 400 400 (Nguồn: theo tính tốn tác giả) quan hệ tương quan biến phụ thuộc biến độc lập TN; DKLV; HVLD; DTTT tương quan nghịch mức độ trung bình Ngồi ra, xem xét giá trị Pearson Correlation biến độc lập CTCV YTLK lần lược 0,434 0,354 mang dấu dương, cho thấy kết khảo sát nhân tố có thống với giả định ban đầu tương quan thuận chiều (bảng 4) Kết phân tích cho thấy, sig biến độc lập với biến phụ thuộc nhỏ 0,05 điều có nghĩa tất biến độc lập có quan hệ tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc phép kiểm định với độ tin cậy 95% Hệ số tương quan Pearson biến TN; DKLV; HVLD; DTTT mang dấu âm với mức giá trị nhỏ -0,609 lớn -0,430 nên kết luận rằng, mối 4.4 Đánh giá phù hợp mơ hình Bảng 5: Bảng đánh giá phù hợp mơ hình Model Summaryb Std Error Durbinof the Watson Estimate 843a 710 706 28764 1.869 a Predictors: (Constant), TN, CTCV, DTTT, YTLK, DKLV, HVLD b Dependent Variable: YDNV Bảng 6: Phân tích ANOVA Model Model R R Square Adjusted R Square ANOVAa df Sum of Mean F Sig Squares Square Regression 79.735 13.289 160.625 000b Residual 32.515 393 083 Total 112.250 399 a Dependent Variable: YDNV b Predictors: (Constant), TN, CTCV, DTTT, YTLK, DKLV, HVLD (Nguồn: theo tính tốn tác giả) Các yếu tố ảnh hưởng đến 4.5 Phân tích hồi quy bội Trong mơ hình R2 = 0,710 R2 hiệu chỉnh = 0, 706, R hiệu chỉnh nhỏ Phân tích hồi quy thực phương R nghĩa biến độc lập khơng giải thích pháp Enter, kiểm định áp dụng thông thêm cho biến phụ thuộc Mức ý nghĩa Sig.= qua hệ số xác định R2 hiệu chỉnh, kiểm định F 0,000 kiểm định F < 0,05 Có thể kết luận đồng thời dự đoán tượng đa cộng tuyến mơ hình hồi quy phù hợp biến độc lập qua hệ số VIF Kiểm tra tự tương quan chuỗi giải thích 70,6% biến động biến bậc thông qua hệ số Durblin – Watson để phụ thuộc; Kiểm định F sử dụng để kiểm định đánh giá phù hợp mơ hình, xem xét mức giả thuyết độ phù hợp mơ hình hồi quy độ ảnh hưởng biến độc lập xét tới tổng thể, với giả thuyết: Ho: β1 = β2 = β3 = β4 biến phụ thuộc thơng qua hệ số chuẩn hóa Beta = β5 = β6 =0 H1: Có biến độc lập có (β) ảnh hưởng thuận nghịch tới ý định quan hệ tuyến tính với biến phụ thuộc Kết nghỉ việc Kết thống kê cho thấy, tất phân tích ANOVA (Bảng 5) cho trị thống kê F biến độc lập có ý nghĩa thống kê độ tin cậy = 160,625 giá trị Sig nhỏ cho thấy an 0,95 Sig.