KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .758
Approx. Chi-Square 925.405
Bartlett's Test of Sphericity df 325
Sig. .000
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu SPSS, phụ lục 4, “Phân tích nhân tố EFA”)
Bartlett’s Test dùng để kiểm định giả thuyết H0là các biến khơng có tương quan trong với nhau trong tổng thể, tức ma trận tương quan tổng thể là một ma trận đơn vị, hệ số KMO dùng đề kiểm tra xem kích thước mẫu ta có được phù hợp với phân tích nhân tố hay khơng, “giá trị Sig. của Bartlett’s Test nhỏ hơn 0.05 cho phép bác bỏ giả thuyết H0 và giá trị 0.5<KMO<1 có nghĩa là phân tích nhân tố thích hợp.
Kết quả kiểm định cho ra trị số của KMO đạt 0.5<0.758<1 và sig. của Bartlett’s Test là 0.000 nhỏ hơn 0.05 cho thấy các quan sát này có tương quan với nhau và hoàn toàn phù hợp với phân tích nhân tố
Ma trận xoay các nhân tố
Phương pháp phân tích nhân tố của nghiên cứu này là phân tích nhân tố chính (Principal Component Analysis) với giá trị trích Eigenvalue nhỏ hơn 1. Điều này có nghĩa là chỉ những nhân tố được trích ra có giá trị Eigenvalue lớn hơn 1 mới được giữ trong mơ hình phân tích.
Phương pháp đƣợc chọn ở đây là phương pháp xoay nhân tố Varimax proceduce, xoay nguyên gốc các nhân tố để tối thiểu hóa số lượng các quan sát có hệ số lớn tại cùng một nhân tố. Vì vậy, sẽ tăng cường khả năng giải thích các nhân tố.
“Sau khi xoay ta cũng sẽ loại bỏ các quan sát có hệ số tải nhân tố nhỏ hơn 0.05 ra khỏi
mơ hình. Chỉ những mơ hình có hệ số tải nhân tố lớn hơn 0.5 mới đƣợc sử dụng để giải thích một nhân tố nào đó. Kết quả ta có bảng hệ số tải nhân tố tương ứng với các quan sát nhưsau:
Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Trần Nam Cường
Bảng 2.10: Ma trận nhân tố ảnh hưởng đến cân bằng cơng việc – gia đình Rotated Component Matrixa
Component 2 3 4 1 5 AL3 .791 AL1 .789 AL4 .736 AL2 .709 KOD1 .841 KOD4 .780 KOD3 .762 KOD2 .666 HT1 .779 HT2 .701 HT4 .664 HT5 .662 HT3 .607 TG1 .781 TG3 .746 TG2 .718 TG4 .695 KS1 .747 KS3 .738 KS4 .733 KS2 .673 Eigenvalues 5.143 2.576 1.982 1.636 1.291 Phương sai trích % 12.332 24.535 36.692 48.424 60.130 Extraction Method: Principal Component Analysis.
Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization. a. Rotation converged in 6 iterations.
(Nguồn: phân tích EFA bằng phần mềm SPSS- Phụ lục 4)
Kết quả kiểm định cho thấy rằng:
Bảng kết quả phân tích cho thấy các nhân tố có giá trị Eigenvalues lớn hơn 1.
Đồng thời các nhân tố này giải thích được 60.130% sự biến thiên của dữ liệu, vượt
ngưỡng 50%, nhưvậy các điều kiện hình thành nhân tố được thỏa thuận.
Trong 21 biến được đưa vào trong phân tích EFA thì tất cả 21 biến đều đạt yêu cầu với hệ số tải nhân tố (Factor loading) lớn hơn 0.5 nên được giữ lại mô hình để sử
dụng cho các kiểm định tiếp theo.
Kết quả thang đo nhân tốcân bằng công việc – gia đình của nhân viên Sử dụng phương pháp phân tích nhân tố khám phá đối với các chỉ tiêu đo lường cân bằng cơng việc – gia đình của nhân viên, nghiên cứu thu được kết quả cho thấy
- Hệ số KMO = 0.698 > 0.5 nên chấp nhận đƣợc.
- Kết quả kiểm định Bartlett’s Test of Sphericity có Sig = 0.000; sử dụng phân tích nhân tố là phù hợp.
- Tiêu chuẩn Eigenvalues > 1 đã có 1 nhân tố được tạo ra. - Tổng phương sai trích bằng 53.152% >50%, thỏa yêu cầu. - Tất cả các biến đều có hệ số tải nhân tố > 0.5
Bảng 2.11: Kết quả kiểm định KMO and Bartlett’s Tets biến phụ thuộcKMO and Bartlett's Test KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .698
Approx. Chi-Square 161.884
Bartlett's Test of Sphericity df 10
Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Trần Nam Cường
Bảng 2.12: Ma trận nhân tố cân bằng công việc - gia đình (CB)
Nhân tố CB CB1 .889 CB3 .722 CB5 .720 CB4 .675 CB2 .610 Eigenvalues 2.658 Phương sai trích 53.152 %
(Nguồn: phân tích EFA bằng phần mềm SPSS- Phụ lục 4)
Đặt tên và giải thích nhân tố
Căn cứ vào kết quả ma trận nhân tố sau khi xoay ta có các nhân tố ảnh hưởng đến cân bằng cơng việc – gia đình của nhân viên sau:
Nhân tố 1: Áp lực làm việc (AL)
Nhân tố này được diễn giải thông qua sự tác động của các tiêu chí như: AL3 Trách nhiệm cơng việc của Anh/Chị tại công ty ngày càng tăng lên AL1 Công việc quá tải, Anh/Chị thường không đủ thời gian làm hết công việc của mình
AL4 Anh (Chị) thường xuyên bị stress trong khi làm việc
AL2 Tôi Cấp trên luôn yêu cầu Anh/Chị phải làm việc thật nhanh và chăm chỉ
Nhân tố 2: Sự không ổn định nghề nghiệp (KOD)
Nhân tố này được diễn giải thông qua sự tác động của các tiêu chí như: KOD1 Cơng việc của Anh/Chị hiệntại có nguy cơ bị đe dọa thay đổi KOD4 Anh/Chị không chắc chắn công việc của mình sẽ kéo dài bao lâu KOD3 Anh/Chị lo sợ mất cơng việc của mình
KOD2 Mặc dù làm việc rất chăm chỉ nhưng khơng có gìđảm bảo rằng Anh/Chị được tiếp tục cơng việc của mình
Nhân tố 3: Hỗ trợ tại nơi làm việc (HT)
Nhân tố này được diễn giải thơng qua sự tác động của các tiêu chí như:
43 SVTH: Võ Thị Oanh
HT1 Cấp trên luôn tạo điều kiện tốt nhất cho công việc của Anh/Chị HT2 Công ty tạo điều kiện giúp đỡ khi gia đình Anh/Chị gặp khó khăn. HT4 Bầu khơng khí nơi làm việc của Anh/Chị thoải mái và dễ chịu
HT5 Anh/Chị có mối quan hệ tốt với người quản lý và đồng nghiệp của mình HT3 Khi làm thêm giờ cơng ty có chế độ lương thưởng và các khoản trợ cấp hợp lý cho Anh/Chị
Nhân tố 4: Thời gian làm việc (TG)
Nhân tố này đƣợc diễn giải thơng qua sự tác động của các tiêu chí như: TG1 Công việc thường yêu cầu tôi làm việc thật chăm chỉ
TG3 Công việc thường yêu cầu tôi làm việc thật nhanh TG2 Công việc thường yêu cầu tôi phải nỗ lực rất nhiều
TG4 Tôi thường không đủ thời gian làm hết cơng việc của mình
Nhân tố 5: Kiểm sốt cơng việc (KS)
Nhân tố này được diễn giải thông qua sự tác động của các tiêu chí như: KS1 Tơi khơng chắc chắn cơng việc của mình sẽ kéo dài bao lâu KS3 Tơi lo sợ mất cơng việc của mình
KS4 Mặc dù làm việc rất chăm chỉ nhƣng khơng có gì đảm bảo rằng tơi được
tiếp tục cơng việc của mình
KS2 Xác suất tôi bị mất việc là rất cao
Nhân tố cân bằng cơng việc – gia đình bao gồm các biến:
CB1 Anh/Chị hài lòng với cách sử dụng thời gian cho cơng việc và cuộc sống cá
nhân, gia đình
CB3 Anh/Chị có thể cân bằng nhu cầu cơng việc và cuộc sống cá nhân, gia đình CB5 Anh/Chị có cơ hội để thực hiện tốt cơng việc và cũng có thể thực hiện tốt các vấn đề liên quan đến gia đình
CB4 Anh/Chị phối hợp tốt giữa công việc và cuộc sống cá nhân
CB2 Anh/Chị hài lòng với cách phân chia sự quan tâm giữa cơng việc và gia
đình
Kết quả kiểm định EFA cho thấy tất cả các thang đo đạt yêu cầu và các nhân tố rút trích đều phù hợp với các mối quan hệ nghiên cứu lý thuyết. Các biến quan sát của các thang đo và mơ hình nghiên cứu lý thuyết sẽ được đưa vào phân tích tiếp theo. Các
Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Trần Nam Cường
biến quan sát sẽ đƣợc lấy tổng và tính trung bình để đại diện cho các nhân tố khi đưa
vào phân tích tƣơng quan hồi qui tuyến tính bội
2.2.3. Kiểm định giả thuyết và mơ hình nghiên cứu thơng qua phân tích hồiquy quy
2.2.3.1. Ma trận hệ số tương quan giữa các biến
Phân tích tương quan xem xét mối quan hệ tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc và từng biến độc lập, cũng như giữa các biến độc lập với nhau. Hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập càng lớn chứng tỏ mối quan hệ giữa các biến này càng cao, và nhưvậy phân tích hồi quy có thể phù hợp. Tuy nhiên, nếu giữa các biến độc lập có mối tương quan mạnh với nhau thì điều này lại có nghĩa là có thể
xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình hồi quy.
Hệ số tƣơng quan Person đƣợc sử dụng để xem xét mối quan hệ tương quan tuyến tính giữa biến với nhau. Phân tích tương quan được thực hiện giữa tất cả các biến trong mơ hình bao gồm 5 biến độc lập và 1 biến phụ thuộc. Sử dụng hệ số tương quan Pearson, kết quả phân tích tƣơng quan bằng phần mềm SPSS 20 được trình bày nhưBảng 2.13.
Dựa vào bảng , các giá trị Sig. < 0.05 được chấp nhận và kết luận Với độ tin cậy 95% thì tất cả các nhân tố TG, AL, KOD, KS và HT đều ảnh hưởng đến sự cân bằng giữa công việc – gia đình.
Dựa vào bảng kết quả cho thấy các biến độc lập có mối tương quan với biến phụ thuộc tại mức ý nghĩa 1%, trong đó tương quan mạnh nhất với biến KS - Kiểm sốt cơng việc (r = 0.664**) và biến TG –Thời gian làm việc (r = -0.547**) và tương quan
yếu nhất với biến HT –Hỗ trợ tại nơi làm việc (r = 0.394**). Các thành phần trong yêu cầu công việc bao gồm thời gian làm việc, áp lực công việc và sự không ổn định nghề nghiệp có tương quan âm với nhân tố CB, ngược lại các thành phần nguồn lực cơng việc thì tương quan dương với CB. Điều đó bƣớc đầu cho thấy giữa sự cân bằng giữa cơng việc – cuộc sống gia đình và các yếu tố ảnh hưởng có mối quan hệ chặt chẽ với nhau. Ngồi ra kết quả phân tích cũng cho thấy giữa một số biến độc lập cũng có mối tƣơng quan với nhau, ví dụ nhưtạimức ý nghĩa 1% thì tương quan giữa thời gian làm việc và áp lực công việc là 0.267**, giữa thời gian làm việc và kiểm sốt cơng việc là -
0.467**,... Do đó trong mơ hình hồi quy tiếp theo sẽ kiểm tra có xảy ra hiện tượng đa
cộng tuyến giữa các biến độc lậphay không.
Bảng 2.13: Hệ số tương quanCorrelations Correlations CB TG AL KOD KS HT Pearson Correlation 1 -.547** -.441** -.507** .664** .394** CB Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 N 100 100 100 100 100 100 Pearson Correlation -.547** 1 .267** .223* -.467** -.320** TG Sig. (2-tailed) .000 .007 .026 .000 .001 N 100 100 100 100 100 100 Pearson Correlation -.441** .267** 1 .255* -.287** -.060 AL Sig. (2-tailed) .000 .007 .011 .004 .554 N 100 100 100 100 100 100 Pearson Correlation -.507** .223* .255* 1 -.357** -.103
KOD Sig. (2-tailed) .000 .026 .011 .000 .308
N 100 100 100 100 100 100 Pearson Correlation .664** -.467** -.287** -.357** 1 .300** KS Sig. (2-tailed) .000 .000 .004 .000 .002 N 100 100 100 100 100 100 Pearson Correlation .394** -.320** -.060 -.103 .300** 1 HT Sig. (2-tailed) .000 .001 .554 .308 .002 N 100 100 100 100 100 100
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). *. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
(Nguồn: Phân tích tương quan bằng phần mềm SPSS –Phụ lục 5)
2.2.3.2. Xây dựng phương trình hồi quy tuyến tính
Trong mơ hình phân tích hồi quy, biến phụ thuộc là biến “sự cân bằng giữa công việc – cuộc sống gia đình của nhân viên”. Các biến độc lập là các nhân tố được rút trích ra từ các biến quan sát từ phân tích nhân tố EFA.
Mơ hình hồi quy nhƣ sau:
CB = β0+ β1*TG + β2*AL + β3*KOD + β4*KS + β5*HT
Trong đó:
β0: hằng số tự do
Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Trần Nam Cường
CB: Giá trị của biến phụ thuộc là “sự cân bằng cơng việc – gia đình”
TG: “Thời gian làm việc” AL: “Áp lực công việc”
KOD: “Sự không ổn định nghề nghiệp” KS: “Kiểm sốt cơng việc”
HT: “Hỗ trợ tại nơi làm việc”
2.2.3.3. Các giả thuyết:
H0: Các nhân tố chính khơng có ảnh hưởng đến cân bằng cơng việc – gia đình của nhân viên
H1: Nhân tố “TG” ảnh hưởngngược chiều đến cân bằng cơng việc – gia đình của nhân viên
H2: Nhân tố “AL” ảnh hưởng ngược chiều đến cân bằng cơng việc – gia đình của nhân viên
H3: Nhân tố “KOD” ảnh hưởng cùng chiều đến cân bằng công việc – gia đình của nhân viên
H4: Nhân tố “KS” ảnh hưởng ngược chiều đến cân bằng cơng việc – gia đình của nhân viên
H5: Nhân tố “HT” ảnh hưởng cùng chiều đến cân bằng cơng việc – gia đình của nhân viên
2.2.3.4. Kiểm định giá trị độ phù hợp
Kết quả của việc xây dựng mơ hình hồi quy đa biến bằng phần mềm SPSS cho ta kết quả ở bẳng tóm tắt mơ hình dưới đây:
Bảng 2.14: Kiểm định giá trị độ phù hợp của mơ hình Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R Std. Error of the Durbin-
Square Estimate Watson
1 .805a .647 .629 .305 2.206
a. Predictors: (Constant), HT, AL, KOD, TG, KS b. Dependent Variable: CB
(Nguồn: kết quả hồi quy bằng phần mềm SPSS –Phụ lục 6)
Giá trị R có giá trị 80.5% cho thấy mối quan hệ giữa các biến trong mơ hình có mối tương quan khá chặt chẽ.
Mơ hình thƣờng không phù hợp với dữ liệu thực tế như giá trị R2 thể hiện.
Trong tình huống này R2 điều chỉnh thừ R2 được sử dụng để phản ánh sát hơn mức độ
phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính đa biến (Theo Hồng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Như vậy, để đánh giá độ phù hợp của mơ hình ta dùng hệ số xác
định R2 điều chỉnh. Kết quả ở bảng trên cho thấy, mơ hình 5 biến độc lập có giá trị R2 điều chỉnh cao nhất là 0.629. Nhưvậy độ phù hợp của mơ hình là 62.9%. Hay nói cách khác 62.9% biến thiên của biến cân bằng công việc – gia đình đƣợc giải thích bở 5
biến quan sát trên, cịn lại là do tác động của các yếu tố khác ngoài mơ hình. Thực hiện hồi quy cho ta kết quả về trị kiểm định d của Durbin – Watson trong bảng tóm tắt mơ hình bằng 2.206. Theo điều kiện hồi quy, giá trị Durbin – Watson phải nằm trong khoảng 1.6 đến 2.6. Giá trị d tính được rơi vào miền chấp nhận giả thuyết khơng có tự tương quan. Nhưvậy mơ hình khơng vi phạm giả định về hiện tƣợng tự tương quan.
2.2.3.5. Kiểm định F
Giả thuyết H0đặt ra đó là:β1= β2= β3= β4= β5= 0.
Bước tiếp theo trong phân tích hồi quy đó là thực hiện kiểm định F về độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính tổng thể, xem biến phụ thuộc có liên hệ tuyến tính với tồn bộ biến độc lập hay không.
Bảng 2.15: Kiểm địnhFvề độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tínhANOVAa ANOVAa
Model Sum of Squares Df Mean Square F Sig.
Regression 16.056 5 3.211 34.527 .000b
1 Residual 8.742 94 .093
Total 24.798 99
a. Dependent Variable: CB
b. Predictors: (Constant), HT, AL, KOD, TG, KS
(Nguồn: kết quả hồi quy bằng phần mềm SPSS –Phụ lục 6)Kết quả phân tích ANOVA cho thấy giá trị Sig. = 0.000 < 0.05 cho phép bác bỏ giả thuyết H0. Nhƣ vậy mơ hình hồi quy thu đƣợc rất tốt, vì tổng cộng bình phương sai số ước lượng rất nhỏ so với tổng cộng độ biến động của số liệu. Nói cách khác, có ít nhất một biến độc lập có ảnh huởng đến cân bằng giữa cơng việc – gia đình của nhân
Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Trần Nam Cường
2.2.3.6. Giả định về phân phối chuẩn của phần dư
Biểu đồ 2.7: Biểu đồ tần số Histogram của phần dư chuẩn hóa
(Nguồn: kết quả hồi quy bằng phần mềm SPSS –Phụ lục 6)
Tính chất phân phối của phần dưthể hiện qua biểu đồ tần số Histogram: Với Mean =-1.21E-15 gần bằng 0 và độ lệch chuẩn Std. Dev = 0.974 tức xấp
xỉ bằng 1, có thể kết luận rằng giả thuyết phân phối chuẩn không bị vi phạm.