4.3.1 .2Thang đo Ý định nghỉ việc
4.3.4 Mơ hình hiệu chỉnh và các giả thuyết
Mơ hình nghiên cứu hiệu chỉnh gồm 5 yếu tố độc lập là Thỏa mãn công việc; Nhân tố gây nên căng thẳng; Cam kết tổ chức; Tình trạng căng thẳng công việc; Công bằng trong tổ chức và 1 yếu tố phụ thuộc là Ý định nghỉ việc.
Mơ hình nghiên cứu hiệu chỉnh đƣợc trình bày ở Hình 4.1
Hình 4.1 Mơ hình nghiên cứu hiệu chỉnh 4.3.4.2 Các giả thuyết cho mơ hình nghiên cứu hiệu chỉnh
Các giả thuyết cho mơ hình nghiên cứu hiệu chỉnh đƣợc xây dựng dựa trên mối quan hệ tƣơng quan giữa các yếu tố độc lập ảnh hƣởng đến biến phụ thuộc Ý định nghỉ việc của ngƣời lao động. Các giả thuyết đƣợc phát biểu nhƣ sau:
Giả thuyết H’1: Mối quan hệ giữa Thỏa mãn công việc và Ý định nghỉ
việc là tƣơng quan nghịch chiều.
Giả thuyết H’2: Mối quan hệ giữa yếu tố Nhân tố gây nên căng thẳng và
Ý định nghỉ việc là tƣơng quan cùng chiều.
Giả thuyết H’3: Mối quan hệ giữa yếu tố Cam kết tổ chức và Ý định nghỉ
việc là tƣơng quan nghịch chiều.
Giả thuyết H’4: Mối quan hệ giữa yếu tố Tình trạng căng thẳng cơng việc
và Ý định nghỉ việc là tƣơng quan cùng chiều.
Ý định nghỉ việc
Tình trạng căng thẳng công việc (H‟4) (+)
Công bằng trong tổ chức (H‟5) (-)
Cam kết tổ chức (H‟3) (-)
Nhân tố gây nên căng thẳng (H‟2) (+)
Thỏa mãn công việc (H‟1) (-)
Giả thuyết H’5: Mối quan hệ giữa yếu tố Công bằng trong tổ chức và Ý
định nghỉ việc là tƣơng quan nghịch chiều.
4.4 Phân tích hồi quy
Mơ hình hồi quy tuyến tính bội đƣợc sử dụng nhằm xem xét tác động của hai hay nhiều biến độc lập định lƣợng vào một biến phụ thuộc định lƣợng (Nguyễn Đình Thọ & ctg, 2011). Kết quả phân tích hồi quy đƣợc sử dụng để kiểm định các giả thuyết đặt ra dựa trên nhiều tiêu chí đánh giá nhƣ hệ số xác định điều chỉnh R2 adjusted, trọng số hồi quy chuẩn hóa β, mức ý nghĩa sig của từng biến đo lƣờng…
Vì mơ hình nghiên cứu có nhiều biến độc lập nên ta sử dụng hệ số xác định hiệu chỉnh R2 adjusted để điều chỉnh mức độ phù hợp của mơ hình, tức là kiểm tra trong mơ hình có bao nhiêu biến thực sự giải thích biến thiên của biến phụ thuộc hay nói cách khác thực sự trong đó có một số biến khơng giúp bao nhiêu cho việc giải thích biến thiên của biến phụ thuộc.
Trọng số hồi quy chuẩn hóa β đƣợc sử dụng để so sánh mức độ tác động của các biến độc lập vào các biến phụ thuộc. Biến độc lập nào có trọng số này càng lớn có nghĩa là biến đó có tác động mạnh vào biến phụ thuộc (Nguyễn Đình Thọ & ctg, 2011).
Trƣớc khi tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính bội, ta xem xét các mối tƣơng quan tuyến tính giữa tất cả các biến độc lập với biến phụ thuộc trong mơ hình. Kết quả phân tích tƣơng quan giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc đƣợc thể hiện trong Bảng 4.12.
Bảng 4.12 Ma trận hệ số tƣơng quan giữa 5 yếu tố độc lập và 1 yếu tố phụ thuộc Thỏa mãn công việc Nhân tố căng thẳng Cam kết tổ chức Căng thẳng công việc Công bằng tổ chức Ý định nghỉ việc -0,277** 0,239** -0,375** 0,116 -0,417** ** Tƣơng quan có ý nghĩa ở mức 5% (kiểm định hai phía)
Kết quả phân tích tƣơng quan cho thấy mối quan hệ tƣơng quan giữa biến phụ thuộc Ý định nghỉ việc và 5 biến độc lập phần lớn đều có ý nghĩa ở mức 5% và dấu của các hệ số thể hiện mối quan hệ cùng chiều hoặc nghịch chiều giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc. Điều này phù hợp với các giả thuyết đặt ra.
Sau khi phân tích tƣơng quan, phân tích hồi quy đƣợc thực hiện bằng phƣơng pháp Enter trên 5 biến đo lƣờng độc lập và 1 biến phụ thuộc nhằm kiểm định mơ hình nghiên cứu cùng với các giả thuyết liên quan. Hệ số xác định hiệu chỉnh (adjusted coefficient of determination) R2adj đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy thơng qua việc kiểm định giả thuyết bằng phép kiểm định F với mức ý nghĩa 5%. Hệ số xác định hiệu chỉnh càng lớn thì mơ hình hồi quy càng phù hợp và có ý nghĩa càng cao. Trọng số hồi quy chuẩn hóa β đƣợc dùng để so sánh mức độ tác động của các biến độc lập vào biến phụ thuộc. Biến độc lập nào có trọng số β càng lớn có nghĩa là biến đó có tác động mạnh vào biến phụ thuộc (Nguyễn Đình Thọ & ctg, 2011). Kết quả phân tích hồi quy đƣợc trình bày ở Bảng 4.13.
Bảng 4.13 Tóm tắt các thơng số của hồi quy mơ hình hồi quy hiệu chỉnh
Yếu tố R R2 R2 hiệu chỉnh Ƣớc lƣợng độ lệch chuẩn Durbin-Watson 0,623a 0,389 0,376 0,582 1,813
Hồi quy chƣa chuẩn hóa Hồi quy chuẩn hóa t Sig. Thống kê cộng tuyến B Sai số chuẩn β Độ chấp nhận VIF 4,649 0,320 14,525 0,000
Thỏa mãn công việc -0,140 0,051 -0,144 -2,765 0,006 0,905 1,105 Nhân tố căng thẳng 0,296 0,053 0,299 5,613 0,000 0,863 1,159 Cam kết tổ chức -0,269 0,051 -0,274 -5,267 0,000 0,908 1,101 Căng thẳng công việc 0,076 0,044 0,087 1,736 0,084 0,974 1,026 Công bằng tổ chức -0,371 0,051 -0,395 -7,332 0,000 0,847 1,180
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy hệ số xác định R2 = 0,389 (≠0) và R2adj = 0,376, kiểm định F cho thấy mức ý nghĩa sig = 0,000. Do đó, mơ hình hồi quy phù hợp để phân tích sự biến thiên của biến phụ thuộc đƣợc giải thích bởi các biến độc lập hay nói cách khác các biến độc lập giải thích đƣợc 37,6% phƣơng sai của biến phụ thuộc. Độ chấp nhận (Tolerance) của các biến độc lập đều tiến tới 1 và hệ số phóng đại phƣơng sai VIF của các biến đo lƣờng khá nhỏ (VIF > 10 thì có dấu hiệu đa cộng tuyến; Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008) đƣợc thể hiện ở Bảng 3.13 cho thấy mơ hình nghiên cứu khơng xuất hiện hiện tƣợng đa cộng tuyến.
4.5 Kiểm định giả thuyết
Trên cơ sở kết quả phân tích hồi quy đƣợc thể hiện ở Bảng 4.13 ta tiến hành kiểm định các giả thuyết đặt ra.
Giả thuyết H’1: Mối quan hệ giữa Thỏa mãn công việc và Ý định nghỉ
việc là tƣơng quan nghịch chiều.
Kết quả hồi quy cho thấy Yếu tố Thỏa mãn cơng việc có giá trị sig = 0,006 < 0,05 nên yếu tố này có ý nghĩa thống kê và giả thuyết H‟1 đƣợc chấp nhận. Trọng số hồi quy chuẩn hóa β1 = -0,144 cho thấy yếu tố này có tác động ngƣợc chiều với biến phụ thuộc, phù hợp với giả thuyết đặt ra.
Giả thuyết H’2: Mối quan hệ giữa yếu tố Nhân tố gây nên căng thẳng và
Ý định nghỉ việc là tƣơng quan cùng chiều.
Giá trị sig của yếu tố Nhân tố gây nên căng thẳng trong Bảng 4.13 < 0,05 (sig = 0,000) cho thấy yếu tố này có ý nghĩa thống kê nên ta chấp nhận giả thuyết H‟2. Dấu của trọng số hồi quy chuẩn hóa β2 dƣơng (+) (β2= 0,299) cho thấy mối quan hệ cùng chiều giữa yếu tố độc lập Nhân tố gây nên căng thẳng với yếu tố phụ thuộc Ý định nghỉ việc, phù hợp với giả thuyết đặt ra.
Giả thuyết H’3: Mối quan hệ giữa yếu tố Cam kết tổ chức và Ý định nghỉ
việc là tƣơng quan nghịch chiều.
Kết quả phân tích hồi quy trong Bảng 3.13 cho thấy giá trị sig của yếu tố Cam kết tổ chức < 0,05 (sig = 0,000) cho thấy yếu tố này có ý nghĩa thống kê nên ta chấp nhận giả thuyết H‟3. Trọng số hồi quy chuẩn hóa β3 có dấu âm (-) (β3 = -0,274) thể
hiện yếu tố Cam kết tổ chức có tác động ngƣợc chiều với yếu tố Ý định nghỉ việc và phù hợp với giả thuyết đặt ra.
Giả thuyết H’4: Mối quan hệ giữa yếu tố Tình trạng căng thẳng cơng việc
và Ý định nghỉ việc là tƣơng quan cùng chiều.
Trọng số hồi quy chuẩn hóa β4 = 0,087 cho thấy mối quan hệ cùng chiều giữa yếu tố độc lập Tình trạng căng thẳng cơng việc và yếu tố phụ thuộc Ý định nghỉ việc. Tuy nhiên, yếu tố này lại có giá trị sig = 0,084 > 0,05 đƣợc thể hiện trong bảng phân tích hồi quy do đó yếu tố Tình trạng căng thẳng cơng việc khơng có ý nghĩa về mặt thống kê và ta bác bỏ giả thuyết H‟4.
Giả thuyết H’5: Mối quan hệ giữa yếu tố Công bằng trong tổ chức và Ý
định nghỉ việc là tƣơng quan nghịch chiều.
Yếu tố Cơng bằng tổ chức có giá trị sig = 0,000 < 0,05 khi phân tích hồi quy cho thấy yếu tố này có ý nghĩa thống kê nên ta chấp nhận giả thuyết H‟5. Trọng số hồi quy chuẩn hóa β5 có dấu âm (-) (β5 = -0,395) cho thấy mối quan hệ ngƣợc chiều giữa yếu tố Công bằng tổ chức với yếu tố Ý định nghỉ việc, phù hợp với giả thuyết đặt ra.
Mơ hình hồi quy hiệu chỉnh:
Hình 4.2 Mơ hình nghiên cứu hiệu chỉnh
Ý định nghỉ việc
Cơng bằng trong tổ chức (H‟5) (-)
Cam kết tổ chức (H‟3) (-)
Nhân tố gây nên căng thẳng (H‟2) (+)
Thỏa mãn công việc
(H‟1) (-) -.144
.299
-.274
4.6 Kiểm định các giả định trong hàm hồi quy tuyến tính bội 4.6.1 Giả định liên hệ tuyến tính 4.6.1 Giả định liên hệ tuyến tính
Chúng ta xem xét mối liên hệ tuyến tính trong mơ hình hồi quy thơng qua biểu đồ phân tán Scatter giữa các phần dƣ và giá trị dự đốn mà mơ hình hồi quy tuyến tính cho ra.
Quan sát đồ thị phân tán ở phụ lục 8 cho thấy phần dƣ phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đƣờng đi qua tung độ 0. Do đó, giả định có quan hệ tuyến tính khơng bị vi phạm.
4.6.2 Kiểm định giả định về phân phối chuẩn của phần dƣ
Để kiểm định giả định về phân phối chuẩn của phần dƣ tác giả dùng biểu đồ Q-Q plot để xem xét.
Quan sát biểu đồ Q-Q plot ở phụ lục 8 cho thấy các điểm quan sát thực tế tập trung sát đƣờng chéo nên ta kết luận giả định về phân phối chuẩn của phần dƣ khơng bị vi phạm hay nói cách khác dữ liệu có phân phối chuẩn.
4.6.3 Kiểm định giả định về tính độc lập của sai số (khơng có tƣơng quan giữa các phần dƣ) giữa các phần dƣ)
Chúng ta sử dụng đại lƣợng thống kê Durbin-Watson để xem xét tính độc lập của sai số. Quan sát giá trị Durbin-Watson (d) cho thấy giá trị d = 1,813 < 2, nhƣ vậy các phần dƣ gần nhau có tƣơng quan thuận nghĩa là khơng có tƣơng quan chuỗi bậc nhất giữa các phần dƣ với nhau.
4.7 Kiểm tra sự khác biệt các thuộc tính giữa các nhóm lao động 4.7.1 Thuộc tính Loại hình tổ chức 4.7.1 Thuộc tính Loại hình tổ chức
Tác giả sử dụng phân tích phƣơng sai một yếu tố (One-way ANOVA) để kiểm định có hay khơng sự khác nhau về Ý định nghỉ việc giữa các nhóm lao động thuộc các thành phần tổ chức khác nhau.
Kết quả phân tích cho thấy giá trị p của phép kiểm định Levene khơng có ý nghĩa (sig = 0,815 > 0,05). Do đó, giả định phƣơng sai đồng nhất của các nhóm này đƣợc chấp nhận.
Giá trị p trong bảng kết quả ANOVA > 0,05 (sig = 0,114) (phụ lục 9) cho thấy khơng có sự khác biệt giữa các nhóm này. Nhƣ vậy, chúng ta khơng có cơ sở để kết luận về sự khác biệt về Ý định nghỉ việc giữa các nhóm lao động thuộc các thành phần tổ chức khác nhau.
4.7.2 Thuộc tính Giới tính
Để kiểm định có hay không sự khác nhau về Ý định nghỉ việc của 2 nhóm ngƣời lao động Nam và Nữ, tác giả thực hiện kiểm định 2 mẫu độc lập (Independent – samples T-test).
Giá trị sig trong kiểm định Levene cho thấy giả định phƣơng sai của 2 mẫu bằng nhau đƣợc chấp nhận (sig = 0,204 > 0,05) nên ta sử dụng kiểm định t ở phần Equal variances assumed. Giá trị sig ở phần Equal variances assumed > 0,05 (sig = 0,295) (phụ lục 9) cho thấy chƣa thể kết luận có sự khác biệt có ý nghĩa giữa 2 giới tính Nam và Nữ về Ý định nghỉ việc.
4.7.3 Thuộc tính Chức danh
Tác giả thực hiện phép kiểm định 2 mẫu độc lập (Independent – samples T- test) để kiểm định có hay khơng sự khác nhau về Ý định nghỉ việc của 2 nhóm chức danh: Từ phó phịng trở lên và Dƣới cấp phó phịng.
Kết quả cho thấy sig trong kiểm định Levene > 0,05 (sig = 0,701) (phụ lục 9) cho thấy giả định phƣơng sai của 2 mẫu bằng nhau đƣợc chấp nhận nên ta sử dụng kiểm định t ở phần Equal variances assumed. Giá trị sig ở phần Equal variances assumed > 0,05 (sig = 0,463) cho thấy khơng có sự khác biệt có ý nghĩa giữa 2 nhóm chức danh về Ý định nghỉ việc.
4.7.4 Thuộc tính Trình độ học vấn
Tác giả sử dụng phân tích phƣơng sai một yếu tố (One-way ANOVA) để kiểm định có hay khơng sự khác nhau về Ý định nghỉ việc giữa các nhóm lao động có trình độ học vấn khác nhau.
Trong bảng kiểm định phƣơng sai đồng nhất (phụ lục 9) cho thấy giá trị p của phép kiểm định Levene khơng có ý nghĩa (sig = 0,276 > 0,05). Do đó, giả định phƣơng sai đồng nhất của các nhóm này đƣợc chấp nhận.
Giá trị p trong bảng kết quả ANOVA > 0,05 (sig = 0,102) (phụ lục 9) cho thấy khơng có sự khác biệt giữa các nhóm này. Nhƣ vậy, chúng ta khơng có cơ sở để kết luận về sự khác biệt về Ý định nghỉ việc giữa các nhóm lao động có trình độ học vấn khác nhau.
4.7.5 Thuộc tính thời gian làm việc
Phân tích phƣơng sai một yếu tố (One-way ANOVA) đƣợc sử dụng để kiểm định có hay khơng sự khác nhau về Ý định nghỉ việc của các nhóm lao động có thời gian làm việc khác nhau.
Trong bảng kiểm định phƣơng sai đồng nhất (phụ lục 9) cho thấy giá trị p của phép kiểm định Levene khơng có ý nghĩa (sig = 0,377 > 0,05). Do đó, giả định phƣơng sai đồng nhất của các nhóm này đƣợc chấp nhận.
Giá trị p trong bảng kết quả ANOVA < 0,05 (sig = 0,000) (phụ lục 9) cho thấy có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về Ý định nghỉ việc giữa các nhóm lao động có thời gian cơng tác khác nhau.
Tiếp theo, để xác định các cặp trung bình nào là khác nhau và vì số lƣợng các cặp trung bình cần so sánh nhỏ nên tác giả sử dụng phƣơng pháp kiểm định Bonferroni để đánh giá sự khác biệt thực sự giữa các nhóm lao động có thời gian làm việc khác nhau.
Kết quả ở bảng so sánh bội Bonferroni (phụ lục 9) cho thấy ở mức ý nghĩa 5% thì có sự khác biệt có ý nghĩa về Ý định nghỉ việc giữa 2 cặp nhóm lao động có thời gian làm việc khác nhau là (1) Từ 1 - < 3 năm và từ 3 - < 5 năm; (2) Từ 1 - < 3 năm và trên 5 năm (sig. = 0,001 < 0,05). Riêng nhóm lao động có thời gian cơng tác từ 3 - < 5 năm và trên 5 năm khơng có sự khác biệt này (sig. = 0,55 > 0,05).
4.7.6 Thuộc tính Nhóm tuổi
Tác giả sử dụng phân tích phƣơng sai một yếu tố (One-way ANOVA) để kiểm định có hay khơng sự khác nhau về Ý định nghỉ việc giữa các nhóm lao động thuộc các nhóm tuổi khác nhau.
Trong bảng kiểm định phƣơng sai đồng nhất (phụ lục 9) cho thấy giá trị p của phép kiểm định Levene khơng có ý nghĩa (sig = 0,076 > 0,05). Do đó, giả định phƣơng sai đồng nhất của các nhóm này đƣợc chấp nhận.
Giá trị p trong bảng kết quả ANOVA < 0,05 (sig = 0,038) (phụ lục 9) cho thấy có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về Ý định nghỉ việc giữa các nhóm lao động với sự khác nhau về độ tuổi.
Tiếp theo, để xác định các cặp trung bình nào là khác nhau và vì số lƣợng các cặp trung bình cần so sánh nhỏ nên tác giả sử dụng phƣơng pháp kiểm định Bonferroni để đánh giá sự khác biệt thực sự giữa các nhóm lao động thuộc các nhóm tuổi khác nhau.
Kết quả ở bảng so sánh bội Bonferroni (phụ lục 9) cho thấy ở mức ý nghĩa 5% thì có sự khác biệt có ý nghĩa về Ý định nghỉ việc giữa nhóm lao động có độ tuổi từ 25 – 29 và nhóm lao động trên 35 tuổi (sig = 0,036 < 0,05). Giá trị sig của 2 cặp nhóm cịn lại đều > 0,05 (sig = 1,000 và sig = 0,051) cho thấy khơng có sự khác biệt mang ý nghĩa thống kê giữa 2 cặp nhóm này.
4.7.7 Thuộc tính Thu nhập