Biến quan sát Nhân tố
1 2 3 4 5 6 7 CS6 .794 CS5 .792 CS8 .768 CS4 .730 CS3 .719 CS2 .639 CS7 .630 CS1 .522 CS13 .826 CS11 .826 CS10 .821 CS12 .792 CS9 .743 DC5 .889 DC3 .880 DC1 .757 DC4 .745 DC2 .713 DC7 .811 DC6 .795 DC8 .731 DC9 .723 CQ3 .866 CQ2 .821 CQ1 .763 PB4 .761 PB1 .749 NA1 .884 NA2 .841 KMO = .820
Tổng phương sai trích được: 77.629%. Eigenvalue: 1.013
Kết quả ở bảng 4.12 cho thấy phương sai trích được là 77.629% nên kết luận phân tích nhân tố khám phá EFA đạt yêu cầu cho thấy 7 nhân tố được trích này giải thích 77.629% biến thiên của dữ liệu. Hệ số KMO đạt yêu cầu (0.5<0.820<1). Kiểm định Barlett có Sig. = 0.000 < 5% nên kết luận các biến quan sát trong phân tích EFA là có tương quan với nhau trong tổng thể. (xem phụ lục 4).
Phân tích nhân tố khám phá EFA biến phụ thuộc (YDINH): Bảng 4.13: Kết quả phân tích EFA biến phụ thuộc
Kết quả phân tích EFA biến phụ thuộc (YDINH) ở bảng 3.12 cho thấy, với phương pháp trích nhân tố đã trích được một nhân tố duy nhất tại eigenvalue là 2.329 và phương sai trích được là 77.647% (>50%), là đạt yêu cầu.
4.4 Kiểm định mơ hình nghiên cứu và các giả thuyết
4.4.1 Phân tích tương quan
Phân tích tương quan được thực hiện giữa biến phụ thuộc là ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngoài (YDINH) và các biến độc lập: Đặc điểm nước sở tại (NATION), Sự kiểm sốt hành vi có nhận thức (KSHV), Động cơ bên trong (DCO1), Động cơ bên ngoài (DCO2), Chuẩn chủ quan (CCQ), Công ty hỗ trợ về vật chất (CSACH1) và Công ty hỗ trợ về tinh thần (CSACH2). Bên cạnh đó, qua phân tích tương quan cũng kiểm tra mối tương quan giữa các biến độc lập. Tương quan giữa các biến độc lập càng lớn càng dễ gây ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Biến quan sát Nhân tố
1.000 YD2 0.920 YD1 0.868 YD3 0.854 Egigenvalue 2.329 Phương sai trích 77.647
Bảng 4.14: Ma trận tương quan
YDINH NATION KSHV DCO1 DCO2 CCQ CSACH1 CSACH2
YDINH 1 .198** .428** .575** .590** .380** .169* .120 NATION .198** 1 .236** .354** .385** .134 .412** .388** KSHV .428** .236** 1 .522** .526** -.040 .140 .034 DCO1 .575** .354** .522** 1 .681** .218** .268** .147* DCO2 .590** .385** .526** .681** 1 .200** .310** .169* CCQ .380** .134 -.040 .218** .200** 1 -.041 .128 CSACH1 .169* .412** .140 .268** .310** -.041 1 .634** CSACH2 .120 .388** .034 .147* .169* .128 .634** 1 **. Tương quan có ý nghĩa ở mức 0.01 (2 phía).
*. Tương quan có ý nghĩa ở mức 0.05 (2 phía).
Kết quả phân tích trong bảng cho thấy các biến độc lập đều có tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc, các hệ số tương quan đều có ý nghĩa thống kê (p < 0.01) và (p < 0.05) ngoại trừ biến CSACH2. Cụ thể, hệ số tương quan giữa biến “ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngoài” (YDINH) và “Đặc điểm nước sở tại” (NATION) là r = 0.198, với “Sự kiểm sốt hành vi có nhận thức” (KSHV) là r = 0.428, với “Động cơ bên trong” (DCO1) là r = 0.575, với “động cơ bên ngoài” (DCO2) là r = 0.590, với “Chuẩn chủ quan” (CCQ) là r = 0.380, với “Công ty hỗ trợ về vật chất” (CSACH1) là r = 0.169 (với p <0.05). Biến YDINH (Ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngồi) và CSACH2 (Cơng ty hỗ trợ về tinh
thần) khơng có tương quan tại mức ý nghĩa 5%.
Qua kết quả phân tích tương quan cho thấy việc sử dụng phân tích hồi quy tuyến tính là phù hợp. Tuy nhiên, kết quả phân tích tương quan cũng cho thấy hệ số tương quan giữa các biến độc lập ở mức tương quan cao nên cần kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến khi phân tích hồi quy.
4.4.2 Phân tích hồi quy
Sau khi phân tích tương quan để kiểm định mối tương quan giữa các biến, tác giả tiến hành phân tích hồi quy để kiểm định các giả thuyết.
4.4.2.1Kiểm tra các giả định của mơ hình hồi quy
Trước khi tiến hành phân tích hồi quy, các giả định sau cần được kiểm tra: Giả định liên hệ tuyến tính
Khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập Phương sai của các phân phối phần dư là khơng đổi
Các phần dư có phân phối chuẩn
Khơng có hiện tượng tương quan giữa các phần dư.
a. Giả định liên hệ tuyến tính
Đồ thị phân tán giữa phần dư đã chuẩn hóa và giá trị dự đốn chuẩn hóa cho thấy các giá trị được phân phối ngẫu nhiên trong vùng xung quanh đường đi qua tung độ 0 (xem phụ lục 4).
b. Kiểm tra khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập
Trong phân tích tương quan ở trên, giữa các biến độc lập cũng có tương quan chặt chẽ với nhau, do đó sẽ dễ dẫn đến hiện tượng đa cộng tuyến của mơ hình. Vì vậy tác giả kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến bằng cách kiểm tra hệ số phóng đại phương sai VIF. Hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra khi VIF > 10 (Hoàng Trọng và Chu Mộng Ngọc, 2008). Kết quả từ bảng 4.15 cho thấy các giá trị VIF của các biến độc lập trong khoảng 1.194 đến 2.199. Nghĩa là khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
Bảng 4.15: Hệ số hồi quyMơ hình Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số đã chuẩn hóa Giá trịt Mức ý nghĩa (p Thống kê đa cộng tuyến
B chuẩnSai số Beta Sig.) Dungsai VIF
1 Hằng số .676 .491 1.377 .170 NATION -.146 .065 -.138 -2.242 .026 .746 1.340 KSHV .148 .061 .163 2.449 .015 .640 1.562 CSACH1 .122 .091 .101 1.337 .183 .499 2.004 CSACH2 -.017 .069 -.017 -.250 .803 .589 1.697 DCO2 .236 .062 .299 3.786 .000 .455 2.199 CCQ .287 .055 .301 5.174 .000 .838 1.194 DCO1 .196 .066 .229 2.978 .003 .477 2.095
a. Biến phụ thuộc: YDINH
c. Kiểm tra phương sai và phân phối phần dư là khơng đổi
Để biết được mơ hình có bị hiện tượng phương sai thay đổi chúng ta có thể dùng biểu đồ Scatter Plot (biểu đồ giữa phần dư đã chuẩn hóa và giá trị dự đốn chuẩn hóa) để giải thích (xem biểu đồ Scatter, phụ lục 4). Qua biểu đồ ta nhận thấy giá trị phần dư phân tán ngẫu nhiên xung quanh đường đi qua tung độ 0, điều này chứng tỏ mơ hình khơng bị hiện tượng phương sai thay đổi.
d. Kiểm tra các phần dư có phân phối chuẩn
Biểu đồ tần số Histogram cho thấy phân phối phần dư có giá trị trung bình xấp xỉ bằng 0 (3.66E-15) và độ lệch chuẩn xấp xỉ bằng 1 (0.981). Biểu đồ tần số Q-Q, biểu đồ P-P có các điểm quan sát tập trung sát đường chéo (xem phụ lục 4). Hơn nữa, kiểm định Kolmogorov-Simornov trong bảng 3.15 có mức ý nghĩa sig. là 0.576 (>0.05), do đó chấp nhận giả thuyết phần dư có phân phối chuẩn ở độ tin cậy 95%. Vì vậy, giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Bảng 4.16: Kiểm định Kolmogorov-Smirnov
Phần dư đã chuẩn hóa
Số lượng mẫu N 186
Các tham số của phân phối chuẩn Trung bình .0000000
Độ lệch chuẩn .98365012
Độ sai biệt tuyệt đối
Giá trị tuyệt đối .057
Giá trị dương .057
Giá trị âm -.041
Kolmogorov-Smirnov Z .781
Asymp. Sig. (2-tailed) .576
e. Kiểm tra khơng có hiện tượng tương quan giữa các phần dư
Hệ số Durbin-Watson gần bằng 2 thì các phần dư độc lập với nhau (Hoàng Trọng và Chu Mộng Ngọc, 2008). Từ bảng 4.17, ta thấy hệ số Durbin-Watson là 1.928 gần bằng 2. Do đó, kết luận rằng khơng có hiện tượng tương quan giữa các phần dư trong mơ hình hồi quy.
Bảng 4.17: Kiểm định tính độc lập của phần dưMơ Mơ
hình R R2 R2 hiệu chỉnh
Sai số chuẩn của ước lượng
Hệ số Durbin- Watson
1 .705a .497 .477 .92756 1.928
4.4.2.2Kiểm định sự phù hợp của mô hình và các giả thuyết.
a. Kiểm định sự phù hợp của mơ hình hồi quy
R2 hiệu chỉnh là 0.477 (bảng 4.17), nghĩa là 47.7% sự biến thiên của ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngồi (YDINH) được giải thích bởi sự biến thiên của các thành phần.
Kết quả kiểm định F trong bảng 4.18 có giá trị sig. bằng 0, nghĩa là bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng tất cả các hệ số hồi quy riêng phần bằng 0 (ngoại trừ hằng số). Kết luận, mơ hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
Bảng 4.18: Kiểm định FMơ hình Tổng các chênh Mơ hình Tổng các chênh lệch bình phương df Trung bình các chênh lệch bình phương F Sig. 1 Hồi quy 151.059 7 21.580 25.082 .000a Phần dư 153.146 178 .860 Tổng 304.205 185
a. Yếu tố dự báo: (hằng số), NATION, KSHV, DCO1, DCO2, CCQ, CSACH1,CSACH2 b. Biến phụ thuộc: YDINH
b. Kiểm định ý nghĩa các hệ số hồi quy riêng phần
Phân tích hồi quy bộ bằng phương pháp Enter cho kết quả ở bảng 3.14.
Các giá trị Sig(β1), Sig(β2), sig(β5), sig(β6), sig(β7) < mức ý nghĩa (5%), nên các biến độc lập tương ứng là: Sự kiếm sốt hành vi có nhận thức (KSHV), Động cơ bên ngoài (DCO2), Chuẩn chủ quan (CCQ), Động cơ bên trong (DCO1) và Đặc điểm nước sở tại (NATION) có hệ số hồi quy riêng phần có ý nghĩa về mặt thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Giá trị sig(β3), sig(β4) > mức ý nghĩa (5%), vì vậy chấp nhận giả thuyết H0, nghĩa là biến CSACH1 (Công ty hỗ trợ về vật chất) vaf CSACH2 (Cơng ty hỗ trợ về tinh thần) có hệ số hồi quy riêng phần bằng 0.
4.4.2.3Kết quả phân tích hồi quy
Từ kết quả phân tích hồi quy cho thấy mơ hình gồm các biến độc lập giải thích được 48% biến ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngoài của nhân viên tập đoàn Viettel
4.4.3 Kiểm định các giả thuyết
4.4.3.1Giả thuyết H1.1 : “Có sự khác nhau về ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngoài
Trong kiểm định Levene, giá trị Sig. = .052 > 0.05. Do đó phương sai giữa các nhóm tuổi khơng khác nhau. Như vậy kết quả phân tích ANOVA có thể sử dụng tốt. Giá trị Sig. trong phân tích ANOVA = .000 < 0.05. Như vậy, chấp nhận giả thuyết H1.1 tại mức ý nghĩa 5%. Kết luận, có sự khác biệt về ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngoài giữa các nhóm tuổi. Trong đó nhóm từ 25 tuổi trở xuống có ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngồi cao nhất, nhóm có ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngồi thấp nhất là nhóm từ 26 đến 30 tuổi.
4.4.3.2Giả thuyết H1.2 : “Có sự khác nhau về ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngoài
giữa nam và nữ”. (xem phụ lục 4)
Trong kiểm định Levene, giá trị Sig. = 0.982 > 0.05. Do đó phương sai giữa nhóm nam và nữ không khác nhau. Trong kiểm định t, giá trị Sig. = 0.01 < 0.05 và trung bình nam (4.5595) > trung bình nữ (3.7407). Như vậy, chấp nhận giả thuyết H1.2 tại mức ý nghĩa 5%. Kết luận, có sự khác biệt về ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngồi giữa nam và nữ. Trong đó ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngoài của nam cao hơn nữ.
4.4.3.3Giả thuyết H1.3 : “Có sự khác nhau về ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngoài
giữa các nhóm có bằng cấp khác nhau”. (xem phụ lục 4)
Trong kiểm định Levene, giá trị Sig. = 0.691 > 0.05. Do đó phương sai giữa nhóm có bằng đại học trở lên so với nhóm người có bằng cao đẳng trở xuống khơng khác nhau. Trong kiểm định t, giá trị Sig. = 0.046 < 0.05 và trung bình nhóm có bằng đại học trở lên (4.4432) < trung bình nhóm người có bằng cao đẳng trở xuống (5.4286). Như vậy chấp nhận giả thuyết H1.3 tại mức ý nghĩa 5%. Kết luận, có sự khác biệt về ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngồi giữa giữa nhóm có bằng đại học trở lên so với nhóm người có bằng cao đẳng trở xuống. Trong đó ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngồi của giữa nhóm có bằng đại học trở lên thấp hơn nhóm người có bằng cao đẳng trở xuống.
4.4.3.4Giả thuyết H1.4 : “Có sự khác nhau về ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngoài
giữa người độc thân và người đã kết hôn”.(xem phụ lục 4)
Trong kiểm định Levene, giá trị Sig. = .382 > 0.05. Do đó phương sai giữa người độc thân và người đã kết hôn không khác nhau. Trong kiểm định t, giá trị Sig. = .026
<0.05. Như vậy chấp nhận giả thuyết H1.4 tại mức ý nghĩa 5%. Kết luận, có sự khác biệt về ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngoài giữa người đang độc thân và người đã kết hơn. Trong đó người đang độc thân có ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngồi cao hơn người đã kết hơn.
4.4.3.5Giả thuyết H1.5 : “Có sự khác nhau về ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngồi
giữa người đã có con và người chưa chưa có con”. (xem phụ lục 4)
Trong kiểm định Levene, giá trị Sig. = .339 > 0.05. Do đó phương sai giữa người đã có con và người chưa có con khơng khác nhau. Trong kiểm định t, giá trị Sig. = .097 > 0.05. Như vậy bác bỏ giả thuyết H1.5 tại mức ý nghĩa 5%. Kết luận, khơng có sự khác biệt về ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngồi giữa người đã có con và người chưa có con.
4.4.3.6Giả thuyết H1.6 : “Có sự khác nhau về ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngoài
giữa người chưa từng đi nước ngoài và người đã từng đi nước ngoài”. (xem phụ
lục 4)
Trong kiểm định Levene, giá trị Sig. = .682 > 0.05. Do đó phương sai giữa người đã từng đi nước ngoài và người chưa chưa bao giờ đi nước ngồi khơng khác nhau. Trong kiểm định t, giá trị Sig. = .324 > 0.05. Như vậy bác bỏ giả thuyết H1.6 tại mức ý nghĩa 5%. Kết luận, khơng có sự khác biệt về ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngoài giữa người đã từng đi nước ngoài và người chưa chưa bao giờ đi nước ngoài.
4.4.3.7Giả thuyết H2.1 : “Động cơ bên trong tác động dương (+) lên ý định đi làm việc
dài hạn ở nước ngoài”. Hệ số hồi quy chuẩn hóa β6 = 0.229, sig(β6) = 0.003 < 5%. Do đó, chấp nhận giả thuyết H2.1. Có nghĩa là người có động cơ bên trong (mong muốn khám phá, trải nghiệm,…) càng cao thì ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngồi càng cao.
4.4.3.8Giả thuyết H2.2 : “Động cơ bên ngoài tác động dương (+) lên ý định đi làm việc
dài hạn ở nước ngoài”. Hệ số hồi quy chuẩn hóa β4 = 0.99, sig(β4) = 0.00 < 5%. Do đó, chấp nhận giả thuyết H2.2. Điều đó có nghĩa là người có động cơ bên ngoài (sự hấp dẫn bởi tiền lương, cơ hội thăng tiến,…) càng cao thì ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngoài càng cao.
4.4.3.9Giả thuyết H3 : “Chuẩn chủ quan tác động dương (+) lên ý định đi làm việc dài
hạn ở nước ngoài”. Hệ số hồi quy chuẩn hóa β5 = 0.301, sig(β5) = 0.00 < 5%. Do đó, chấp nhận giả thuyết H3. Điều đó có nghĩa là ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngoài của nhân viên tập đồn Viettel bị ảnh hưởng của gia đình, bạn bè, đồng nghiệp, công ty…
4.4.3.10 Giả thuyết H4 : “Sự kiểm sốt hành vi có nhận thức tác động dương (+) lên ý
định đi làm việc dài hạn ở nước ngoài”. Hệ số hồi quy chuẩn hóa β2 = 0.163, sig(β2) =
0.015 < 5%. Do đó, chấp nhận giả thuyết H4. Điều đó có nghĩa là những người càng cảm nhận hõ đã sẵn sàng, dễ dàng đi làm việc dài hạn ở nước ngồi thì ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngoài càng cao. Ngược lại, nếu họ cảm thấy khó khăn, khơng đủ khả năng làm việc ở nước ngồi thì ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngoài của họ càng thấp.
4.4.3.11Giả thuyết H5 : “Sự quan tâm nhiều về đặc điểm nước sở tại có mối quan hệ âm(-)
lên ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngoài.”. Hệ số hồi quy chuẩn hóa β1 = - 0.138, sig(β1) = 0.026 < 5%. Do đó, chấp nhận giả thuyết H5. Điều đó có nghĩa là đặc điểm nước sở tại có tác động nghịch chiều lên ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngoài của nhân viên tập đoàn Viettel tại mức ý nghĩa 5%.
4.4.3.12Giả thuyết H6 : “Công ty hỗ trợ về vật chất có tác động dương (+) lên ý định đi làm
việc dài hạn ở nước ngoài”. Hệ số hồi quy chuẩn hóa β3 = 0.101, sig(β3) = 0.183 > 5%. Do đó, bác bỏ giả thuyết H6. Điều đó có nghĩa là cơng ty hỗ trợ về vật chất khơng có tác động lên ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngoài của nhân viên tập đoàn Viettel tại mức ý nghĩa 5%.
4.4.3.13Giả thuyết H7 : “Công ty hỗ trợ về tinh thần có tác động dương (+) lên ý định đi làm
việc dài hạn ở nước ngoài”. Hệ số hồi quy chuẩn hóa β3 = -0.017, sig(β3) = 0.803 > 5%. Do đó, bác bỏ giả thuyết H6. Vì vậy bác bỏ giả thuyết H7, có nghĩa là cơng ty hỗ trợ về tinh thần khơng có tác động lên ý định đi làm việc dài hạn ở nước ngoài của nhân viên tập đoàn Viettel tại mức ý nghĩa 5%.
Bảng 4.19: Tóm tắt kết quả kiểm định giả thuyếtGiả