Mơ hình Hệ số chuẩn
hóa
Hệ số chưa chuẩn hóa
t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta VIF 1 Hằng số 5.613 0.443 12.680 0.000 OTE -0.217 0.065 -0.214 -3.332 0.001 1.253 PJ -0.273 0.061 -0.281 -4.447 0.000 1.216 JI -0.171 0.062 -0.169 -2.771 0.006 1.127 JC 0.147 0.052 0.169 2.832 0.005 1.086 SS 0.168 0.051 0.204 3.315 0.001 1.151 a. Biến phụ thuộc: SWFB
Kết quả hồi quy tuyến tính cho thấy:
- Hệ số xác định R2 (R-square) là 0.362 và R2 hiệu chỉnh (Adjusted R-square) là 0.345, nghĩa là mơ hình tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu ở mức 32,3% (hay mơ hình đã giải thích được 32,3 % sự biến thiên của biến phụ thuộc SWFB).
- Trị giá thống kê F= 21,978 được tính từ trị giá R –square của mơ hình đầy đủ với giá trị Sig. = 0.000 là rất nhỏ, cho thấy mơ hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu được sử dụng.
Dị tìm các vi phạm giả định cần thiết trong phân tích hồi quy:
- Giá trị d tra bảng Durbin – Watson bằng 2.05 nằm trong khoảng (1; 3) cho thấy không xảy ra hiện tượng tự tương quan.
- Các biến đều có hệ số VIF < 2: không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
- Đồ thị phân tán Scatterplot cho thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên quanh trục 0 (Phụ lục 8 - Đồ thị phân tán Scatterplot mơ hình 1) nên phương sai của phần dư khơng đổi và khơng vi phạm quan hệ tuyến tính. Biểu đồ tần số Histogram cho thấy phân phối của phần dư xấp xỉ chuẩn: Mean=0, Std. Dev = 0,987 (Phụ lục 8 - Biểu đồ tần số Histogram của phần dư chuẩn hóa mơ hình 1), P-P Plot cho thấy các điểm quan sát phân tán xung quanh đường kỳ vọng (Phụ lục 8 - Biểu đồ tần số P-P Plot của phần dư chuẩn hóa mơ hình 1) nên các phần dư có phân phối chuẩn.
Như vậy, kết quả hồi quy ở mơ hình 1 là đáng tin cậy. Kết quả từ bảng hệ số hồi quy cho thấy tất cả 3 nhân tố của yêu cầu công việc và 2 nhân tố của nguồn lực cơng việc đều có ảnh hưởng đến thỏa mãn cân bằng cơng việc và cuộc sống (do Sig. của các trọng số hồi quy đều đạt mức ý nghĩa 5%). Đối với các nhân tố trong yêu cầu công việc, các hệ số β đều âm nên các nhân tố này ảnh hưởng tiêu cực đến thỏa mãn cân bằng cơng việc - gia đình, ngược lại các nhân tố trong nguồn lực cơng việc các hệ số β đều dương nên các biến trong nguồn lực cơng việc ảnh hưởng tích cực đến thỏa mãn cân bằng cơng việc - gia đình.
SWFB = -0,214*OTE - 0,281*PJ - 0,169*JI + 0,169*JC + 0,204*SS hay:
Thỏa mãn cân bằng cơng việc - gia đình = 0,214 * (Thời gian làm việc tổ chức mong đợi) - 0,281 * (Áp lực công việc) - 0,169 * (Sự không ổn định nghề nghiệp) + 0,169*(Kiểm sốt cơng việc) + 0,204* (Hỗ trợ tại nơi làm việc)
Để xác định mức độ ảnh hưởng của các nhân tố OTE, PJ, JI, JC, SS đến SWFB chúng ta căn cứ vào hệ số Beta. Nếu Beta càng lớn thì mức độ ảnh hưởng đến SWFB càng cao và ngược lại. Trong điều kiện yếu tố PJ (áp lực công việc) và JI (sự không ổn định nghề nghiệp), JC (kiểm sốt cơng việc) và SS (hỗ trợ tại nơi làm việc) không đổi, yếu tố OTE (thời gian làm việc tổ chức kỳ vọng) tăng 1 đơn vị theo thang đo Likert thì SWFB (thỏa mãn cân bằng cơng việc - gia đình) sẽ giảm xuống 0,214 đơn vị theo thang đo Likert. Như vậy thời gian làm việc tổ chức mong đợi ảnh hưởng ngược chiều đến SWFB, do đó giả thuyết H1 được chấp nhận.
Lập luận tương tự đối với các nhân tố PJ (áp lực công việc) và JI (sự không ổn định nghề nghiệp), JC (kiểm sốt cơng việc) và SS (hỗ trợ tại nơi làm việc), tác giả có được kết quả:
- Áp lực công việc ảnh hưởng ngược chiều đến SWFB với hệ số Beta bằng -0.281 - Sự không ổn định nghề nghiệp ảnh hưởng ngược chiều đến SWFB với hệ số Beta
bằng – 0.169
- Kiểm sốt cơng việc ảnh hưởng cùng chiều đến SWFB với hệ số Beta bằng 0.169 - Hỗ trợ tại nơi làm việc ảnh hưởng cùng chiều đến SWFB với hệ số Beta bằng
0.204
Vì vậy, các giả thuyết H2, H3, H4, H5 được chấp nhận.
4.3.2.2 Mơ hình 2 - hồi quy ảnh hưởng của biến độc lập lên biến trung gian
Mục đích của mơ hình hồi quy 2 là kiểm tra điều kiện thứ nhất của biến trung gian theo thủ tục Baron và Kenny (1986). Mơ hình 2 hồi quy ảnh hưởng của yêu cầu – nguồn lực công việc đến xung đột cơng việc - gia đình. Trong đó nhân tố OTE, PJ, JI, SS là biến độc lập và WHI là biến phụ thuộc.
Trong đó:
β0: hằng số tự do
β6, β7, β8, β9, β10: các trọng số hồi quy ε’ : sai số
Kết quả phân tích hồi quy được thể hiện như bảng 4.13 dưới đây: Bảng 4.13: Kết quả hệ số hồi quy mơ hình 2
(Nguồn: kết quả hồi quy bằng phần mềm SPSS – Phụ lục 8)
Kết quả hồi quy tuyến tính bội mơ hình 2 cho thấy:
- Hệ số xác định R2 (R-square) là 0.429 và R2 hiệu chỉnh (Adjusted R-square) là 0.414, nghĩa là mơ hình tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu ở mức 41.4 % (hay mơ hình đã giải thích được 41.4 % sự biến thiên của biến phụ thuộc SWFB).
- Trị giá thống kê F= 29.115 được tính từ trị giá R –square của mơ hình đầy đủ với giá trị Sig. = 0.000 là rất nhỏ, cho thấy mơ hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu được sử dụng.
Dị tìm các vi phạm giả định mơ hình hồi quy: Mơ hình Hệ số chưa chuẩn
hóa
Hệ số chuẩn hóa
t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta VIF H ă n g Hằng số 0.727 0.452 1.608 0.110 OTE 0.313 0.067 0.286 4.708 0.000 1.253 PJ 0.429 0.063 0.410 6.845 0.000 1.216 JI 0.151 0.063 0.138 2.398 0.017 1.127 JC -0.094 0.053 -0.100 -1.765 0.079 1.086 SS -0.070 0.052 -0.079 -1.352 0.178 1.151 a. Biến phụ thuộc: WHI
- Giá trị Durbin – Watson bằng 1.986 nằm trong khoảng (1; 3) cho thấy khơng có hiện tượng tự tương quan.
- Các biến đều có hệ số VIF < 2: khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
- Đồ thị phân tán Scatterplot cho thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên quanh trục 0 (Phụ lục 8 - Đồ thị phân tán Scatterplot mơ hình 2) nên phương sai của phần dư không đổi và khơng vi phạm quan hệ tuyến tính. Biểu đồ tần số Histogram cho thấy phân phối của phần dư xấp xỉ phân phối chuẩn: Mean=0, Std. Dev = 0,987 (Phụ lục 8 - Biểu đồ tần số Histogram của phần dư chuẩn hóa mơ hình 2), P-P Plot cho thấy các điểm quan sát phân tán xung quanh đường kỳ vọng (Phụ lục 8 - Biểu đồ tần số P-P Plot của phần dư chuẩn hóa mơ hình 2) nên các phần dư có phân phối chuẩn.
Như vậy mơ hình hồi quy tuyến tính bội đưa ra là phù hợp với mơ hình và dữ liệu nghiên cứu. Kết quả hồi quy cho thấy rằng: Thời gian làm việc mà tổ chức mong đợi, áp lực công việc, sự không ổn định nghề nghiệp ảnh hưởng cùng chiều đến WHI (biến trung gian) tại mức ý nghĩa 5%, ngược lại hai nhân tố: Hỗ trợ tại nơi làm việc và kiểm sốt cơng việc khơng ảnh hưởng đến WHI tại mức ý nghĩa 5%. Kiểm tra với điều kiện thứ nhất của biến trung gian, trong trường này WHI khơng thỏa điều kiện vai trị trung gian trong mối quan hệ giữa hỗ trợ tại nơi làm việc, kiểm sốt cơng việc đến thỏa mãn cân bằng cơng việc - gia đình. Đối với biến kiểm sốt cơng việc, dựa vào bảng 4.11, bảng hệ số tương quan thì kiểm sốt cơng việc và xung đột cơng việc có mối tương quan cùng chiều, nghĩa là càng có sự kiểm sốt trong cơng việc thì sẽ giảm bớt xung đột cơng việc - gia đình. Tuy nhiên kết quả hồi quy cho thấy ở mức ý nghĩa 5%, trọng số hồi quy khơng có ý nghĩa thống kê nghĩa là sự kiểm sốt cơng việc ảnh hưởng không rõ rệt đến xung đột cơng việc - gia đình. Điều này có thể do trong mẫu khảo sát đa số là nhân viên trẻ, ý thức kỷ luật bản thân chưa cao do đó ngay cả khi có sự tự chủ trong cơng việc thì việc cắt giảm xung đột cơng việc - gia đình cũng chưa rõ ràng, thậm chí trong một vài trường hợp nếu nhân viên khơng có kiểm sốt được bản thân thì xung đột cơng việc - gia đình có thể tăng lên. Đối với biến sự hỗ trợ tại
nơi làm việc có mối tương quan ngược chiều với WHI và áp lực cơng việc. Do đó khi hồi quy với các biến trong yêu cầu công việc, ảnh hưởng của sự hỗ trợ tại nơi làm việc đến biến phụ thuộc WHI đã được giải thích bởi biến áp lực cơng việc.
Do đó WHI khơng đóng vai trị trung gian trong mối quan hệ giữa nguồn lực công việc (kiểm sốt cơng việc và hỗ trợ tại nơi làm việc) vì vậy giả thuyết H8a và H8b bị bác bỏ.
4.3.2.3 Mơ hình 3 - hồi quy ảnh hưởng của biến trung gian lên biến phụ thuộc.
Mơ hình 3 hồi quy ảnh hưởng của xung đột cơng việc - gia đình lên thỏa mãn cân bằng cơng việc - gia đình nhằm kiểm định giả thuyết H6 cũng như kiểm tra điều kiện thứ hai của biến trung gian.
Dựa vào bảng 4.11 (bảng kết quả phân tích tương quan) cho thấy mối tương quan giữa biến trung gian và biến phụ thuộc là - 0.724, có ý nghĩa tại mức 1%. Điều này cho thấy có mối quan hệ ngược chiều giữa xung đột cơng việc - gia đình và thỏa mãn cân bằng cơng việc - gia đình. Tuy nhiên, để hỗ trợ cho kiểm định Sobel - một mơ hình hồi quy đơn giữa biến trung gian và biến phụ thuộc được thực hiện. Mơ hình hồi quy được viết như sau:
SWFB = β0’’+ β11*WHI + 𝜺’’
Trong đó:
β0’’: hằng số tự do β11: các trọng số hồi quy ε’’ : sai số
Kết quả hồi quy đơn tuyến tính mơ hình 3 cho thấy:
- Hệ số xác định R2 (R-square) là 0.524 và R2 hiệu chỉnh (Adjusted R-square) là 0.521, nghĩa là mơ hình tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu ở mức 52.1 % (hay mơ hình đã giải thích được 52.1 % sự biến thiên của biến phụ thuộc SWFB).
- Trị giá thống kê F= 217.614 được tính từ trị giá R –square của mơ hình đầy đủ với giá trị Sig. = 0.000 là rất nhỏ, cho thấy mơ hình hồi quy đơn tuyến tính phù hợp với tập dữ liệu được sử dụng.
- Giá trị Durbin – Watson bằng 1.631 nằm trong khoảng (1; 3) cho thấy khơng có hiện tượng tự tương quan.
Bảng 4.14. Kết quả hệ số hồi quy mơ hình 3
(Nguồn: kết quả hồi quy bằng phần mềm SPSS – Phụ lục 8)
Mơ hình 3 viết lại theo hệ số chưa chuẩn hóa:
SWFB = - 0.724 * WHI hay:
Thỏa mãn cân bằng cơng việc - gia đình = 0.724 * (Xung đột cơng việc - gia đình)
Như vậy mơ hình hồi quy đơn tuyến tính đưa ra là phù hợp với mơ hình và dữ liệu nghiên cứu. Hệ số Beta mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê cho thấy WHI ảnh hưởng tiêu cực đến SWFB. Khi xung đột cơng việc - gia đình (WHI) tăng 1 đơn vị theo thang đo Likert thì thỏa mãn cân bằng cơng việc - gia đình (SWFB) giảm xuống 0.67 đơn vị theo thang đo Likert.Theo đó giả thuyết H6 được chấp nhận đồng thời kết quả cũng cho thấy WHI thỏa mãn điều kiện thứ hai của điều kiện về biến trung gian. Do vậy, tác giả tiến hành hối quy mơ hình 4, mơ hình kiểm định vai trò là biến trung gian của nhân tố xung đột cơng việc - gia đình trong một số mối quan hệ giữa yêu cầu công việc và thỏa mãn cân bằng cơng việc - gia đình.
Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa
Hệ số chuẩn hóa
t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta VIF 3 Hằng số 6.781 0.149 45.394 0.00 WHI -.670 0.045 -0.724 -14.752 0.00 1.000 a. Biến phụ thuộc: SWFB
4.3.2.4 Mơ hình 4 - hồi quy ảnh hưởng của biến độc lập và biến trung gian lên biến phụ thuộc. biến phụ thuộc.
Kết quả mơ hình hồi quy 2 cho thấy hai biến độc lập JC và SS không tác động đến WHI, nên trong mơ hình 4 này chỉ kiểm định vai trò trung gian của WHI trong mối quan hệ giữa OTE, PJ, JI đến SWFB. Mơ hình nghiên cứu được viết như sau:
SWFB =β0’’’+ β12*OTE + β13* PJ + β14*JI + +β15*JC + β16*SS +
β17*WHI + 𝜺’’’
Trong đó: β0’’’: hằng số tự do
β12, β13, β14, β15, β16, β17: các trọng số hồi quy ε’’’ : sai số
Bảng 4.15: Kết quả hệ số hồi quy mơ hình 4
Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta VIF 4 (Constant) 6.022 .365 16.480 .000 OTE -.041 .056 -.040 -.721 .472 1.379 PJ -.031 .056 -.032 -.558 .578 1.510 JI -.086 .051 -.085 -1.672 .096 1.161 JC .095 .043 .109 2.197 .029 1.104 SS .129 .042 .156 3.079 .002 1.162 WHI -.563 .058 -.608 -9.770 .000 1.750 a. Biến phụ thuộc: SWFB
(Nguồn: kết quả hồi quy bằng phần mềm SPSS – Phụ lục 8)
- Hệ số xác định R2 (R-square) là 0.573 và R2 hiệu chỉnh (Adjusted R-square) là 0.56, nghĩa là mơ hình tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu ở mức 56% (hay mơ hình đã giải thích được 56% sự biến thiên của biến phụ thuộc SWFB). - Trị giá thống kê F= 43.141 (xem phụ lục 8) được tính từ trị giá R –square của mơ
hình đầy đủ với giá trị Sig. = 0.000 là rất nhỏ, cho thấy mơ hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu được sử dụng.
- Các biến đều có hệ số VIF < 2: khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Kết quả hồi quy mơ hình 4 cho thấy chỉ có yếu tố nguồn lực cơng việc và biến trung gian xung đột cơng việc –gia đình ảnh hưởng đến SWFB có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%. Kết quả ở Bảng 4.12 ở mơ hình 1 chỉ ra rằng thời gian làm việc mà tổ chức mong đợi, áp lực công việc và sự không ổn định nghề nghiệp tác động âm có ý nghĩa thống kê lên sự thỏa mãn cân bằng công việc - gia đình, trong khi đó ở mơ hình 4 thì ba biến độc lập này không tác động lên thỏa mãn cân bằng cơng việc - gia đình (xem bảng 4.15). Như vậy WHI thoả mãn 3 điều kiện theo thủ tục Baron và Kenny (1986) trong vai trò là biến trung gian giữa mối quan hệ yêu cầu công việc (thời gian làm việc tổ chức mong đợi, áp lực công việc và sự không ổn định nghề nghiệp) và thỏa mãn cân bằng cơng việc - gia đình.
Tiếp theo sử dụng phần mềm tính tốn Calculation for the Sobel Test với kiểm định Sobel nhằm kiểm định ý nghĩa thống kê của biến trung gian WHI với giả thuyết H0: Hệ số ảnh hưởng gián tiếp giữa biến độc lập và biến phụ thuộc thông qua biến trung gian khác 0. Kết quả tính tốn cụ thể từ phần mềm tính tốn Calculation for the
Sobel Test cho từng biến độc lập là:
- Biến thời gian làm việc tổ chức mong đợi: z= -3.95, p =0.000 < 0.05 - Biến áp lực công việc : z = -5.53, p =0.000 < 0.05
- Biến sự không ổn định nghề nghiệp: z= -2.1, p=0.000 < 0.05
Các giá trị p đều = 0.000 < 0.05 nên chấp nhận giả thuyết H0, nghĩa là hệ số ảnh hưởng gián tiếp giữa biến độc lập và biến phụ thuộc thông qua biến trung gian khác 0, do đó có thể kết luận có mối quan hệ gián tiếp giữa biến độc lập và biến phụ
đình đóng vai trị trung gian tồn phần trong mối quan hệ giữa biến độc lập là thời gian làm việc tổ chức mong đợi, áp lực công việc, sự không ổn định nghề nghiệp và biến phụ thuộc thỏa mãn cân bằng cơng việc - gia đình. Theo đó, các giả thuyết H7a, H7b, H7c được chấp nhận. Bảng 4.16 dưới đây tóm tắt lại kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu.
Bảng 4.16: Kết quả kiểm định các giả thuyết
Giả thuyết
Nội dung Kết quả
H1 Thời gian làm việc tổ chức mong đợi ảnh hưởng ngược chiều
đến thỏa mãn cân bằng cơng việc - gia đình.
Chấp nhận
H2 Áp lực công việc ảnh hưởng ngược chiều đến thỏa mãn cân
bằng cơng việc - gia đình.
Chấp nhận