4.3.1.1 Thang đo thành phầncông việc
Tiến hành chạy Cronbach’s Alpha của thang đo thành phần công việc khi loại biến job3, job6 do hệ số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0.4, ta có kết quảsau (chi tiết thông số loại biến xem thêm phần phụ lục2).
Bảng 4.2: Hệ số Cronbach’s Alpha của thành phần công việc
Thống kê độ tin cậy
Hệ sốCronbach's Alpha Hệ sốCronbach's Alpha đã chuẩn hóa Số biến quan sát .702 .702 5 Thống kê biến – tổng Trung bình thang
đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu lại biến
Tương quan biến – tồng
Cronbach's Alpha nếu loại biến tổng
job1 16.22 4.417 .453 .655
job2 15.98 4.424 .477 .646
job4 16.44 4.342 .443 .659
job5 15.81 4.195 .503 .633
job7 16.09 4.467 .413 .672
Thành phần công việc có Cronbach’s Alpha là 0.702. Các hệ số tương quan biến tổng của các biến đo lường thành phần này đều đạt được tiêu chuẩn cho phép là lớn hơn 0.4 (> 0.4), trong đó nhỏ nhất là 0.413 (biến job7) và cao nhất là 0.503 (biến job5). Vì vậy các biến đo lường thành phần này đều được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
4.3.1.2 Thang đo thành phầnchính sáchlương và chế độ đãi ngộ
Bảng 4.3: Hệ số Cronbach’s Alpha của thành phầnchính sáchlương và
chế độ đãi ngộ
Thống kê độ tin cậy
Hệ sốCronbach's Alpha Hệ sốCronbach's Alpha đã chuẩn hóa Số biến quan sát .679 .681 4 Thống kê biến – tổng Trung bình thang
đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu lại biến
Tương quan biến – tồng
Cronbach's Alpha nếu loại biến tổng
com1 11.71 3.022 .418 .644
com2 12.07 2.974 .440 .629
com3 11.81 2.798 .588 .529
com4 12.15 3.338 .412 .644
Thành phần lương và chế độ đãi ngộ có Cronbach’s Alpha là 0.679. Các hệ số tương quan biến tổng của các biến đo lường thành phần này đều đạt được tiêu chuẩn cho phép là lớn hơn 0.4 (> 0.4), trong đó nhỏ nhất là 0.412 (biến com4) và cao nhất là 0.588 (biến com3). Vì vậy các biến đo lường thành phần này đều được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
4.3.1.3 Thang đo thành phần môi trường làm việc và cơ hội phát triển
Tiến hành chạy lại Cronbach’s Alpha của thang đo thành phần công việc khi loại biến env6, env7 do hệ số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0.4, ta có kết quả như sau:(chi biết thông số loại biến xem thêm phần phụ lục2) (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Bảng 4.4: Hệ số Cronbach’s Alpha của thành phần môi trường làm việc và cơ hội phát triển
Thống kê độ tin cậy Hệ sốCronbach's Alpha Hệ sốCronbach's Alpha đã chuẩn hóa Số biến quan sát .743 .747 5 Thống kê biến – tổng Trung bình thang
đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu lại biến
Tương quan biến – tồng
Cronbach's Alpha nếu loại biến tổng
env1 15.77 4.231 .515 .696
env2 15.92 3.833 .538 .686
env3 15.56 3.996 .566 .676
env4 15.39 4.455 .470 .712
env5 15.72 3.950 .461 .719
Thành phần môi trường làm việccó Cronbach’s Alpha là 0.743. Các hệ số tương quan biến tổng của các biến đo lường thành phần này đều đạt được tiêu chuẩn cho phép là lớn hơn 0.4 (> 0.4), trong đó nhỏ nhất là 0.461 (biến env5) và cao nhất là 0.566 (biến env3). Vì vậy các biến đo lường thành phần này đều được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
4.3.1.4 Thang đo thành phần giá trị văn hóa tinh thần
Bảng 4.5: Hệ số Cronbach’s Alpha của thành phần giá trị văn hóa tinh
thần
Thống kê độ tin cậy
Hệ sốCronbach's Alpha Hệ sốCronbach's Alpha đã chuẩn hóa Số biến quan sát .698 .701 4 Thống kê biến – tổng Trung bình thang
đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu lại biến
Tương quan biến – tồng
Cronbach's Alpha nếu loại biến tổng
val1 11.05 2.877 .513 .614
val2 10.91 3.065 .536 .600
val3 10.99 3.567 .441 .661
val4 11.14 3.029 .453 .655
Thành phần giá trị văn hóa tính thầncó Cronbach’s Alpha là 0.698. Các hệ số tương quan biến tổng của các biến đo lường thành phần này đều đạt được tiêu chuẩn cho phép là lớn hơn 0.4 (> 0.4), trong đó nhỏ nhất là 0.441 (biến val3) và cao nhất là 0.536 (biến val2). Vì vậy các biến đo lường thành phần này đều được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
4.3.1.5 Thang đo ý định theo đuổi công việc
Bảng 4.6: Hệ số Cronbach’s Alpha của thang đo ý định theo đuổi công
việc
Thống kê độ tin cậy (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Hệ sốCronbach's Alpha Hệ sốCronbach's Alpha đã chuẩn hóa Số biến quan sát .751 .753 5 Thống kê biến – tổng Trung bình thang
đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu lại biến
Tương quan biến – tồng
Cronbach's Alpha nếu loại biến tổng
intention1 15.47 3.826 .462 .728
intention2 15.73 3.532 .507 .711
intention3 16.17 2.946 .617 .667
intention4 16.03 2.973 .566 .691
intention5 15.44 3.675 .457 .727
Thành phần ý định theo đuổi công việc có Cronbach’s Alpha là 0.751. Các hệ số tương quan biến tổng của các biến đo lường thành phần này đều đạt được tiêu chuẩn cho phép là lớn hơn 0.4 (> 0.4), trong đó nhỏ nhất là 0.457 (biến intention5) và cao nhất là 0.617 (biến intention3). Vì vậy các biến đo lường thành phần nàyđều được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
Sau khi kiểm định hệ số tin cậy Cronbach's Alpha, những biến sau sẽ được sử dụng để chạy EFA
Bảng 4.7: Bảng tóm tắt các biến hợp lệ
Thành phần Biến
Công việc job1, job2, job4, job5, job7 Chính sách lương và chế độ
đãi ngộ
com1, com2, com3, com4 Môi trường làm việc và cơ
hội phát triển
env1, env2, env3, env4, env5 Giá trị văn hóa tinh thần val1, val2, val3, val4
Ý định theo đuổi công việc intention1, intention2, intention3, intention4, intention5
4.3.2 Phân tích nhân tố khám phá EFA
4.3.2.1 Thang đo các thành phần của hình ảnh tổ chức
Sau khi loạibốn(04) biến không đạt yêu cầu trong các thang đo là biến job3, job6, env6, env7, biến quan sát còn lại đạt yêu cầu được đưa vào phân tích nhân tố khám phá (EFA) để giảm bớt hay tóm tắt dữ liệu bằng phương pháp Principle Components với phép quay Varimax, nhân tố trích được có eigenvalue >1.0. Khi đưa vào phân tích nhân tố, tác giả đã lựa chọn ra những nhân tố nào có tiêu chuẩn Factor loading >0.4;KMO>=0.5, kiểm định Bartlett có ý nghĩa thống kê.
Bảng 4.8: Bảng kết quả nhân tố khám phá EFA cho các thành phần đo lường
KMO and Bartlett's Test
Hệ số KMO .839
Kiểm định Bartlett's của thang đo
Giá trịChi-bình phương 1158.228
df 153
Sig.(p-value)-mức ý nghĩa (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
quan sát .000
Total Variance Explained
Component
Initial Eigenvalues
Extraction Sums of Squared Loadings
Rotation Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance % Tích lũy 1 5.389 29.939 29.939 5.389 29.939 29.939 2.514 13.965 13.965 2 1.442 8.012 37.952 1.442 8.012 37.952 2.368 13.156 27.121 3 1.343 7.463 45.414 1.343 7.463 45.414 2.288 12.711 39.832 4 1.196 6.644 52.058 1.196 6.644 52.058 2.201 12.226 52.058 5 .936 5.203 57.261 6 .894 4.968 62.229 7 .867 4.817 67.046 8 .768 4.268 71.314 9 .733 4.073 75.387 10 .645 3.585 78.972 11 .630 3.500 82.473 12 .586 3.253 85.726 13 .554 3.075 88.801 14 .503 2.794 91.595 15 .441 2.451 94.046 16 .418 2.324 96.370 17 .360 2.002 98.372 18 .293 1.628 100.000
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Rotated Component Matrixa Thành phần 1 2 3 4 val1 .726 val2 .719 val4 .636 val3 .509 env3 .769 env1 .741 env2 .590 env5 .427 env4 .425 job4 .665 job7 .639 job5 .619 job2 .600 job1 .583 com3 .763 com2 .688 com1 .677 com4 .502
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization. a. Rotation converged in 6 iterations.
Kết quả phân tích nhân tố cho thấy có 18 biến quan sát được nhóm thành 4 nhân tố. Các biến có trọng số đều lớn hơn 0.4 nên các biến quan sát đều quan trọng trong các nhân tố và có ý nghĩa trong việc hình thành nên nhân tố đó. Hệ số KMO = 0.839 (KMO = Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy), phương sai trích được bằng 52.058% nên kết quả EFA phù hợp với dữ liệu. Kiểm định Bartlett's Test có mức ý nghĩa 0.000, do vậy các biến quan sát có tương quan với nhau xét trên phạm vi tổng thể.
Sau khi chạy phân tích nhân tố, các nhân tố rút ra được đều dựa trên cơ sở các thang đo đã được kiểm tra độ tin cậy ở trên nên tác giả không thực hiện
lại kiểm định thang đo đối với các thành phần(các nhân tố) được rút ra. Các thành phần cụ thể của thang đo như sau:
Bảng 4.9: Bảng kết quả các nhân tố được khám phá khi chạy EFA
Nhân tố thứ nhất bao gồm 4 biến quan sát:
val1 Sự tự hào khi được làm công việc này.
val2 Đáp ứng những mong đợi của anh/chị trong tương lai. val3 Sự an tâm khi tham gia tổ chức.
val4 Làm tăng giá trị của anh/chị khi được làm công việc này.
Nhân tố thứ hai bao gồm 5 biến quan sát:
env1 Công ty X tạo cơ hội cho anh/chịlàm việc với những đồng nghiệp thân thiện, dễ chịu.
env2 Công ty X đưa ra các chương trình đào tạo phù hợp
env3 Công ty X cung cấp cho anh/chịmột môi trường làm việc vui vẻ, dễ chịu.
env4 Công ty X tạo cơ hội cho anh/chị phát triển nghề nghiêp tốt. env5 Công ty X có đường lối phát triển tốt.
Nhân tố thứ ba bao gồm 5 biến quan sát:
job1 Tạo cơ hội cho anh/chịcó thể sử dụng đầy đủ khả năng trong việc thực hiện nhiệm vụ công việc.
job2 Tạo cơ hội cho anh/chị phát triển và học hỏi những kỹ năng làm việc mới.
job4 Tạo cơ hộicho anh/chịduy trì sự quan tâm trong công việc. job5 Tạo cơ hội cho anh/chị thăng tiến trong sự nghiệp.
job7 Tạo cơ hộicho anh/chịcó một công việc thú vị.
Nhân tố thứ tưbao gồm 4 biến quan sát:
com1 Công ty X đề nghị anh/chị mức lương hấp dẫn.
com2 Công ty X cung cấp cho anh/chịcông việc với độ an toàn cao. com3 Công ty X cung cấp cho anh/chị các chính sách phúc lợi tốt. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
com4 Công ty X cung cấp cho anh/chị một chức danh công việc có uy tín. 4.3.2.2 Thang đo ý định theo đuổi công việc
Đối với thang đo ý định theo đuổi công việc, có 05 biến quan sát bao gồm: intention1, intention2, intention3, intention4 và intention5 được đưa vào phân tích EFA, ta có kết quả như sau:
Bảng 4.10: Bảng kết quả khi chạy EFA cho biến ý định theo đuổi công việc
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .708 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 289.201
df 10
Sig. .000
Total Variance Explained
Compo nent
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative %
1 2.521 50.412 50.412 2.521 50.412 50.412
2 .967 19.349 69.761
3 .660 13.194 82.955
4 .505 10.104 93.059
5 .347 6.941 100.000
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Component Matrixa Component 1 intention3 .779 intention4 .744 intention2 .697 intention5 .664 intention1 .658 Extraction Method: Principal Component Analysis. a. 1 components extracted.
Qua bảng trên cho ta kết quả, chỉ có 01 nhân tố được rút trích, các biến
quan sát intention1, intention2, intention3, intention4 và intention5 đều có trọng số lớn hơn 0.4 nên các biến quan sát đều quan trọng trong nhân tố ý định theo đuổi công việc.
Hệ số KMO = 0.708 (Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy) nên kết quả EFA phù hợp với dữ liệu. Kiểm định Bartlett's Test có mức ý nghĩa 0.000, do vậy các biến quan sát có tương quan với nhau xét trên phạm vi tổng thể, phương sai trích được bằng 50.412 %. Do đó EFA là phù hợp. Các biến quan sát này đều đạt yêu cầu cho các phân tích tiếp theo.
Như vậy, mô hình nghiên cứu ban đầu qua kết quả phân tích độ tin cậy Cronbach và phân tích nhân tố khám phá EFA, các nhân tố ban đầu đều đạt yêu cầu và mô hình ban đầu được giữ nguyên để thực hiện các kiểm định tiếp
theo.
4.4 Kiểm định mô hình và giả thuyết nghiên cứu
Mô hình lý thuyết được trình bày ở chương 2 có 04 khái niệm nghiên cứu là những cảm nhận của ứng viên về (1) thành phần công việc (2) thành phần lương và chế độ đãi ngộ (3) thành phần môi trường làm việc và cơ hội phát triển (4) thành phần giá trị văn hóa tinh thần tác động đến ý định theo đuổi công việc của ứmg viên. Trong đó, ý định theo đuổi công việc của ứng
viên là khái niệm phụ thuộc (đặt tên là INT), bốn khái niệm còn lại là những khái niệm độc lập và được giả định là các yếu tố tác động đến ý định theo đuổi công việc của ứng viên.
Bước tiếp theo trong nghiên cứu này, tác giả tiến hành phân tích hồi quy để xác định cụ thể trọng số của từng yếu tố tác động đến ý định theo đuổi công việc của ứng viên. Giá trị của các yếu tố độc lập được dùng để chạy hồi quy chính là giá trị trung bình của các nhân tố được rút trích ra (các giá trị trung bình này do phần mềm SPSS tính ra). Phân tích hồi quy được thực hiện bằng phương pháp hồi quy tổng thể các biến(phương pháp Enter).
4.4.1 Kiểm định cácgiả định của mô hình hồi quy
Phân tích hồi quy không chỉ là việc mô tả các dữ liệu quan sát. Từ các kếtquả quan sát trong mẫu, ta phải suy rộng kết luận cho mối liên hệ giữa các
biếntrong tổng thể. Sự chấp nhận và diễn dịch kết quả hồi quy không thể tách rời các giả định cần thiết của mô hình hồi quy. Nếu các giả định bị vi phạm, thì các kết quả ước lượng không đáng tin cậy nữa (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Vì thế, để đảm bảo sự diễn dịch từ kết quả hồi quy của mẫu cho tổng thể có giá trị, trong phần này, ta tiến hành kiểm định các giả định của hàm hồi quy tuyến tính cổ điển bao gồm các giả định sau: (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Không có hiện tượng đa cộng tuyến Phương sai của phần dư không đổi Các phần dư có phân phối chuẩn
Không có hiện tượng tựtương quan giữa các phần dư 4.4.1.1 Giả định không có hiện tượng đa cộng tuyến
Trong mô hình hồi quy bội, chúng ta giả định giữa các biến độc lập của mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến. Hiện tượng này có thể được phát hiện thông qua nhân tử phóng đại phương sai VIF (Variance inflation factor). Khi VIFvượt quá 10, đó là dấu hiệu của đa cộng tuyến (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn MộngNgọc, 2008).
Bảng 4.11: Kiểm tra đa cộng tuyến
Bảng trọng số hồi quy Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Đa cộng tuyến B Std.
Error Hệ số Beta Tolerance VIF
1 (Constant) .921 .210 4.814 .000 .647 1.546
value .101 .047 .127 2.046 .042 .597 1.674
environment .156 .056 .171 2.664 .008 .694 1.441
job .335 .051 .379 6.460 .000 .721 1.387
compensation .173 .046 .214 3.556 .000 .647 1.546 a. Dependent Variable: intention
Kết quả phân tích các hệ số hồi quy cho thấy mô hình không bị vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến do hệ số phóng đại phương sai của các biến độc lập (VIF) đều nhỏ hơn 2.
4.4.1.2 Giả định phương sai và phần dư không đổi
Chúng ta xem xét đồ thị của phần dư chuẩn hóa theo giá trị dự báo của biến phụ thuộc intention cũng đã được chuẩn hoá để kiểm tra xem có hiện tượng phương saithayđổi hay không.
Biểu đồ 4.1:Đồ thị phân tán
Quan sát đồ thị phân tán ở biểu đồ4.1, ta thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên xung quanh đường đi qua tung độ 0 chứ không tạo nên hình dạng nào. Như vậy, giả định phương sai không đổi của mô hình hồi quy không bị vi phạm.
4.4.1.3 Giả định vềphân phối chuẩn của phần dư
Phần dư có thể không tuân theo phân phối chuẩn vì nhiều lý do: sử dụng mô hình không đúng, phương sai không phải là hằng số, số lượng các phần dư không đủ nhiều để phân tích (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Vì vậy, ta sử dụng nhiều cách kiểm định khác nhau để đảm bảo tính xác đáng của kiểm định. Các kiểm định phân phối chuẩn của phần dư như biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa,biểu đồ tần P-P lần lượt được trình bày.
Trước hết, xem xét tần số của phần dư chuẩn hóa ở biểu đồ 4.2, ta thấy giảthuyết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Biểu đồ 4.2: Biểu đồ tần số với phần dư chuẩn hóa