Kiểm định độ tin cậy Cronbach’s Alpha của thang đo được trình bày trong các bảng sau.
Bảng 4. 3. Kiểm định độ tin cậy Cronbach’s Alpha của áp lực thời gian
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến Tương quan biến tổng Cronbach’s Alpha nếu loại biến này
Áp lực thời gian: = 0.845
ALTG1 7.59 3.766 .767 .731
ALTG2 7.57 4.020 .636 .858
ALTG3 7.39 3.850 .737 .760
(Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả)
Thang đo “áp lực thời gian” gồm có 3 biến quan sát. Hệ số Cronbach’s Alpha bằng 0.845 > 0,6 và hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đo lường thang đo này dao động từ 0,637 đến 0,767, tất cả đều lớn hơn 0,3 nên đảm bảo độ tin cậy. Như vậy, thang đo “áp lực thời gian” đáp ứng độ tin cậy.
Bảng 4. 4. Kiểm định độ tin cậy Cronbach’s Alpha của áp lực công việc
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến Tương quan biến tổng Cronbach’s Alpha nếu loại biến này
Áp lực công việc: = 0,877
ALCV1 10.48 7.219 .734 .842
ALCV2 10.51 7.535 .717 .849
ALCV3 10.64 6.860 .768 .829
ALCV4 10.75 7.547 .722 .847
Thang đo “áp lực công việc” gồm có 4 biến quan sát. Hệ số Cronbach’s Alpha bằng 0,877 > 0,6 và hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đo lường thang đo này dao động từ 0,717 đến 0,768, tất cả đều lớn hơn 0,3 nên đảm bảo độ tin cậy. Như vậy, thang đo áp lực công việc đáp ứng độ tin cậy.
Bảng 4. 5. Kiểm định độ tin cậy Cronbach’s Alpha của áp lực cấp trên
Biến quan sát thang đo nếu Trung bình loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến Tương quan biến tổng Cronbach’s Alpha nếu loại biến này
Áp lực cấp trên: = 0,856
ALCT1 10.36 6.509 .646 .838
ALCT2 10.58 5.944 .792 .776
ALCT3 10.80 6.777 .674 .827
ALCT4 10.62 6.112 .691 .821
(Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả)
Thang đo “áp lực cấp trên” gồm có 4 biến quan sát. Hệ số Cronbach’s Alpha bằng 0,856 > 0,6 và hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đo lường thang đo này dao động từ 0,646 đến 0,792, tất cả đều lớn hơn 0,3 nên đảm bảo độ tin cậy. Như vậy, thang đo “áp lực cấp trên” thỏa mãn độ tin cậy.
Bảng 4. 6. Kiểm định độ tin cậy Cronbach’s Alpha của điều kiện làm việc
Biến quan sát thang đo nếu Trung bình loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến Tương quan biến tổng Cronbach’s Alpha nếu loại biến này
Điều kiện làm việc: = 0,880
DKLV1 6.88 3.715 .805 .796
DKLV2 6.96 3.765 .779 .818
DKLV3 6.84 3.986 .719 .872
Thang đo “điều kiện làm việc” gồm có 3 biến quan sát. Hệ số Cronbach’s Alpha bằng 0,880 > 0,6 và hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đo lường thang đo này dao động từ 0,719 đến 0,805, tất cả đều lớn hơn 0,3 nên đảm bảo độ tin cậy. Như vậy, thang đo điều kiện làm việc thỏa mãn độ tin cậy.
Bảng 4. 7. Kiểm định độ tin cậy Cronbach’s Alpha của quan hệ đồng nghiệp
Biến quan sát thang đo nếu Trung bình loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến Tương quan biến tổng Cronbach’s Alpha nếu loại biến này
Quan hệ đồng nghiệp: = 0,932
QHDN1 10.33 7.592 .838 .913
QHDN2 10.36 7.904 .841 .912
QHDN3 10.32 7.954 .826 .916
QHDN4 10.31 7.899 .861 .905
(Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả)
Thang đo “quan hệ đồng nghiệp” gồm có 4 biến quan sát. Hệ số Cronbach’s Alpha bằng 0,932 > 0,6 và hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đo lường thang đo này dao động từ 0,826 đến 0,861, tất cả đều lớn hơn 0,3 nên đảm bảo độ tin cậy. Như vậy, thang đo quan hệ đồng nghiệp thỏa mãn độ tin cậy.
Bảng 4. 8. Kiểm định sơ bộ độ tin cậy Cronbach’s Alpha của căng thẳng nghề nghiệp
Biến quan sát thang đo nếu Trung bình loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến Tương quan biến tổng Cronbach’s Alpha nếu loại biến này
Căng thẳng nghề nghiệp: = 0,880
CTNN1 13.24 16.924 .639 .870
CTNN2 13.26 15.113 .731 .850
CTNN3 13.24 15.742 .737 .848
CTNN5 13.25 15.811 .710 .854
(Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả)
Thang đo “căng thẳng nghề nghiệp” gồm có 5 biến quan sát. Hệ số Cronbach’s Alpha bằng 0,930 > 0,6 và hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đo lường thang đo này dao động từ 0,639 đến 0,756, tất cả đều lớn hơn 0,3 nên đảm bảo độ tin cậy. Như vậy, thang đo căng thẳng nghề nghiệp thỏa mãn độ tin cậy. Yếu tố 1 2 3 4 5 ALTG1 .837 ALTG2 .816 ALTG3 .817
4.3.2. Phân tích yếu tố khám phá EFA
Sau khi phân tích độ tin cậy của các thang đo cho các khái niệm nghiên cứu, các thang đo được đánh giá tiếp theo bằng phương pháp phân tích yếu tố khám phá EFA.
4.3.2.1. Phân tích EFA cho các thang biến độc lập
Kết quả EFA cho các thang đo ảnh hưởng đến động lực làm việc được trình bày trong Bảng 4.9.
Bảng 4. 9. Kết quả EFA của thang đo biến độc lập
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .869
Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 1829.024
df 153
Sig. .000
(Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả)
Bảng 4.9 cho thấy giá trị KMO = 0,869 > 0,5 và giá trị Sig = 0,000 < 0,05. Kết quả EFA cho thấy có 5 yếu tố được trích tại eigenvalue là 1,111 >1 và phương sai
ALCV1 .807 ALCV2 .774 ALCV3 .869 ALCV4 .797 ALCT1 .761 ALCT2 .868 ALCT3 .776 ALCT4 .784 DKLV1 .812 DKLV2 .800 DKLV3 .815 QHDN1 .882 QHDN2 .872 QHDN3 .860 QHDN4 .895
trích lũy kế 77,131% > 50%. Như vậy, phương sai trích đạt yêu cầu. Các biến quan sát có trọng số đạt yêu cầu (> 0,5).
Như vậy, thang đo các yếu tố ảnh hưởng đến căng thẳng nghề nghiệp của nhân viên đạt giá trị hội tụ và riêng biệt.
4.3.2.2. Phân tích EFA cho thang đo căng thẳng nghề nghiệp
Bảng 4.10 cho thấy giá trị KMO = 0,813 > 0,5 và giá trị Sig = 0,000 < 0,05. Kết quả EFA cho thấy có 1 yếu tố được rút trích tại giá trị eigenvalue là 3,384 >1 và phương sai trích lũy kế 67,675% > 50%. Như vậy, phương sai trích đạt yêu cầu. Các biến quan sát đo lường thang đo căng thẳng nghền nghiệp có trọng số tải đạt yêu cầu (> 0,5). Như vậy, thang đo này đạt yêu cầu về giá trị hội tụ và phân biệt.
Bảng 4. 10. Kết quả EFA của thang đo căng thẳng nghề nghiệp
Biến quan sát Yếu tố
1 CTNN1 .761 CTNN2 .838 CTNN3 .838 CTNN4 .855 CTNN5 .818 Eigenvalues 3,384 % phương sai trích 67,675
Phương sai lũy kế 67,675
Giá trị KMO 0,813 Kiểm định Barlett
Chi–bình phương (2) 433,661 Bậc tư do (df) 10
Sig 0,000
(Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả) Nhận xét chung về các thang đo sau khi đánh giá thang đo:
Sau khi kiểm định mẫu là 160 nhân viên với phần mềm SPSS 25, hầu hết các thang đo đề cập trong mô hình lý thuyết đạt yêu cầu về độ tin cậy, giá trị phân biệt và giá trị hội tụ. Vì vậy, các biến quan sát này được sử dụng trong phân tích tương quan tiếp theo.
4.4. Phân tích tƣơng quan
Bảng 4. 11. Kết quả phân tích tương
CTNN ALTG ALCV ALCT DKLV QHDN
CTNN Pearson Correlation 1 .616** .471** .482** .550** .506** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 N 160 160 160 160 160 160 ALTG Pearson Correlation .616** 1 .308** .296** .507** .369** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 N 160 160 160 160 160 160 ALCV Pearson Correlation .471** .308** 1 .425** .466** .291** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 N 160 160 160 160 160 160 ALCT Pearson Correlation .482** .296** .425** 1 .390** .334** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 N 160 160 160 160 160 160 DKL V Pearson Correlation .550** .507** .466** .390** 1 .407** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 N 160 160 160 160 160 160 QHD N Pearson Correlation .506** .369** .291** .334** .407** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 N 160 160 160 160 160 160
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
(Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả)
Kết quả Bảng 4.11 cho thấy các yếu tố là biến độc lập như: 1) áp lực công việc, 2) áp lực cấp trên, 3) mối quan hệ đồng nghiệp, 4) áp lực thời gian, 5) điều
kiện làm việc có mối quan hệ cùng chiều với căng thẳng nghề nghiệp của nhân viên. Cụ thể được trình bày như sau:
Yếu tố áp lực thời gian có mối quan hệ trung bình và cùng chiều với căng thẳng nghề nghiệp (r = 0.616, p < 0.01). Tiếp theo, yếu tố áp lực công việc có mối quan hệ cùng chiều với căng thẳng nghề nghiệp (r = 0.471, p < 0.01). Kế tiếp, yếu tố áp lực cấp trên có mối quan hệ cùng chiều với căng thẳng nghề nghiệp (r = 0.482, p < 0.01), yếu tố điều kiện làm việc có mối quan hệ cùng chiều với căng thẳng nghề nghiệp: (r = 0.550, p < 0.01). Cuối cùng, yếu tố quan hệ đồng nghiệp có mối quan hệ yếu và cùng chiều với căng thẳng nghề nghiệp (r = 0.506, p < 0.01).
4.5. Kiểm định mô hình
4.5.1. Kiểm định mức độ phù hợp mô hình
Bảng 4.12. Kết quả kiểm định mức độ phù hợp của mô hình
ANOVAa
Model
Sum of
Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 85.415 5 17.083 40.640 .000b
Residual 64.733 154 .420
Total 150.148 159
a. Dependent Variable: CTNN
b. Predictors: (Constant), QHDN, ALCV, ALTG, ALCT, DKLV
(Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả)
Để xem xét sự phù hợp của mô hình hồi quy vừa xây dựng với tổng thể nghiên cứu ta sử dụng kiểm định F và đặt giả thiết đặt ra là:
H0: R2 = 0 (Mô hình ước lượng không phù hợp); H1: R2 0 (Mô hình ước lượng phù hợp)
Từ kết quả phân tích tại Bảng 4.12 cho thấy giá trị Sig (F) = 0,00 < 0,05 và R2 tổng đều khác 0, điều này chứng minh rằng giả thuyết H0 đã bị loại bỏ và chấp nhận giả thuyết H1. Vậy mô hình ước lượng là phù hợp với dữ liệu khảo sát.
4.5.2. Kiểm định hiện tƣợng tự tƣơng quan
Bảng 4.13. Kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan
Model Summaryb
Model R R Square
Adjusted R Square
Std. Error of
the Estimate Durbin-Watson 1 .754a .569 .555 .64834 1.917 a. Predictors: (Constant), QHDN, ALCV, ALTG, ALCT, DKLV
b. Dependent Variable: CTNN
(Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả)
Bảng 4.13 còn cho kết quả tương quan của các sai số kề nhau (tự tương quan chuỗi bật nhất) với trị số Durbin-Watson = 1,917 và giá trị này nằm trong khoảng từ 1 đến 3 (nguyên tắc kinh nghiệm), điều này cho thấy các phần sai số không có tương quan chuỗi bật nhất với nhau trong mô hình (mô hình không bị hiện tượng tự tương quan).
4.5.3. Kiểm định hiện tƣợng đa cộng tuyến
Để kiểm tra mối tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình hồi quy, tác giả thực hiện kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến. Kết quả phân tích hiện tượng đa cộng tuyến tại Bảng 4.14 như sau:
Bảng 4.14. Kết quả kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Hệ số ƣớc lƣợng Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std.
1 (Constant) -.718 .295 -2.431 .016 ALTG .378 .065 .369 5.850 .000 .705 1.419 ALCV .173 .069 .157 2.495 .014 .708 1.412 ALCT .218 .073 .184 3.002 .003 .743 1.345 DKLV .137 .070 .134 1.947 .053 .595 1.682 QHDN .219 .064 .208 3.447 .001 .768 1.303 a. Dependent Variable: CTNN
(Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả)
Đánh giá hiện tượng đa cộng tuyến của mô hình hồi quy đa biến từ kết quả nghiên cứu tại Bảng 4.14 cho giá trị phóng đại phương sai (VIF) của các biến độc lập nằm trong khoảng từ 1,303 đến 1,682. Như vậy, các giá trị VIF này đều nhỏ hơn ngưỡng cho phép là 5 (Hair & cộng sự, 2017). Vì vậy, có thể nói rằng mô hình ước lượng không bị hiện tượng đa cộng tuyến và các biến độc lập không có mối quan hệ tuyến tính với nhau. Mức độ giải thích của các biến độc lập lên biến phụ thuộc là đáng tin cậy.
4.5.3. Kiểm định tính phân phối chuẩn của phần dƣ
Kiểm định phân phối chuẩn phần dư bằng Biểu đồ Histogram theo Hình 4.1:
Biểu đồ Histogram ở Hình 4.2 cho thấy mật độ phân tán của phần dư tuân theo luật phân phối chuẩn vì giá trị trung bình Mean gần bằng 0 và phương sai của phần dự bằng 0,980 (gần bằng 1). Như vậy, phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn. Do đó, có thể kết luận rằng: Giả thiết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Ngoài ra, Biểu đồ Normal P- Llot tại Hình 4.3 cũng cho thấy các điểm phân vị trong phân phối của phần dư tập trung thành 1 đường chéo, điều này cho thấy giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Hình 4.3. Biểu đồ Normal P- Llot
(Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả)
4.5.4. Kiểm định hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi
Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi ta sử dụng Biểu đồ Scatter Plot (Hình 4.3) nhằm đánh giá giữa các phần dư chuẩn hóa và giá trị dự đoán chuẩn hóa có vi phạm liên hệ giả định tuyến tính hay không. Kết quả kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi như sau:
Hình 4.4. Biểu đồ Scatter Plot
(Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả)
Kết quả tại Hình 4.4 cho thấy mật độ phân tán của phần dư phân bố đồng đều xoay quanh giá trị trung bình (đường tung độ 0) nên mô hình không bị hiện tượng phương sai sai số thay đổi.
Tóm lại, thông qua kết quả kiểm định các giả thiết vi phạm của mô hình ước lượng hồi quy tuyến tính đa biến. Kết quả cho thấy mô hình không bị hiện tượng đa cộng tuyến, không bị hiện tượng phương sai sai số thay đổi, hiện tượng tự tương quan, phần dư tuân theo luật phân phối chuẩn. Mô hình ước lượng là phù hợp. Do đó, kết quả ước lượng các tham số hồi quy đạt tính chất ước lượng tuyến tính không chệch tốt nhất (tính chất BLUE-Best Linear Unbias Estimator).
4.6. Kết quả hồi quy tuyến tính đa biến
Bảng 4.15. Kết quả hồi quy tuyến tính đa biến
Model
Ước lượng chưa chuẩn hóa
chuẩn hóa t Sig. Collinearity Statistics B Std.
Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) -.718 .295 -2.431 .016 ALTG .378 .065 .369 5.850 .000 .705 1.419 ALCV .173 .069 .157 2.495 .014 .708 1.412 ALCT .218 .073 .184 3.002 .003 .743 1.345 DKLV .137 .070 .134 1.947 .053 .595 1.682 QHDN .219 .064 .208 3.447 .001 .768 1.303 a. Dependent Variable: CTNN
(Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả)
Kết quả cho thấy, yếu tố áp lực thời gian có mối quan hệ cùng chiều với căng thẳng nghề nghiệp của nhân viên (β = 0,369; p = 0,000 < 0.01) tại độ tin cậy 99%. Tiếp theo, áp lực công việc có mối quan hệ cùng chiều căng thẳng nghề nghiệp (β = 0,157; p = 0.014 < 0.01) tại độ tin cậy 95%. Kế tiếp, áp lực cấp trên có mối quan hệ cùng chiều với căng thẳng nghề nghiệp (β = 0,184; p = 0,003 < 0.01) tại độ tin cậy 99%. Tiếp theo, yếu tố điều kiện làm việc có mối quan hệ cùng chiều với căng thẳng nghề nghiệp (β = 0,134; p = 0,053 < 0.1) tại độ tin cậy 90%. Cuối cùng, quan hệ đồng nghiệp mối quan hệ cùng chiều với căng thẳng nghề nghiệp của nhân viên (β = 0,208; p = 0,001 < 0.01) tại độ tin cậy 99%.
Phương trình hồi quy tuyến tính chưa chuẩn hóa:
CTNN = -0.718 + 0.378*ALTG + 0.173*ALCV + 0.281*ALCT + 0.137*DKLV + 0.219*QHDN + U;
Phương trình hồi quy tuyến tính chuẩn hóa:
CTNN = 0.369*ALTG + 0.157*ALCV + 0.184*ALCT + 0.134*DKLV + 0.208*QHDN + U;
Tại Bảng 4.13 cho kết quả R2 hiệu chỉnh bằng 55.5% có nghĩa là mức độ giải thích của các biến độc lập (1) áp lực công việc, 2) áp lực cấp trên, 3) mối quan hệ đồng nghiệp, 4) áp lực thời gian, 5) điều kiện làm việc) lên 55.5% sự biến thiên phương sai của căng thẳng nghề nghiệp. Mức độ giải thích thông qua hệ số điều chỉnh lớn hơn 50%, theo Hair và cộng sự (2017) được đánh là cao.
4.7. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Kết quả ước lượng bằng phương pháp bình phương tối thiểu cho thấy mối quan hệ giữa các yếu tố (1) áp lực công việc, 2) áp lực cấp trên, 3) mối quan hệ đồng nghiệp, 4) áp lực thời gian, 5) điều kiện làm việc) và căng thẳng nghề nghiệp trong mô hình nghiên cứu đều có ý nghĩa thống kê (p < 1%, 5%, và 10%). Hay nói cách khác, các giả thuyết H1 đến H5 sau đây đều được chấp nhận.
Giả thuyết H1: Áp lực công việc ảnh hưởng cùng chiều đến căng thẳng nghề nghiệp của nhân viên y tế tạo bệnh viện Bà Rịa được chấp nhập. Theo nhiều nghiên cứu về tình trạng căng thẳng của nhân viên y tế thì các yếu tố đặc thù trong công việc gây căng thẳng cho nhân viên y tế như công việc có độ nguy hiểm cao, sự chuyển đổi công việc thường xuyên, chăm sóc quản lý quá nhiều bệnh nhân, tình trạng thiếu nhân lực, chịu nhiều áp lực … tạo nên không chỉ môi trường làm việc