CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.3 Phân tích tương quan và hồi quy
Trước khi bước vào phân tích tương quan và phân tích hồi quy, nghiên cứu cần cập nhật lại các biến quan sát mới, thống kê mô tả các biến quan sát và kiểm định độ tin cậy của thang đo bằng Cronbach’s Alpha.
Duới đây là lần lượt là thống kê 29 biến quan sát và kiểm định độ tin cậy của thang đo bằng Cronbach’s Alpha sau khi loại trừ các biến quan sát trong bước phân tích nhân tố khám phá EFA ở trên.
11Bảng 4.7: Thống kê mô tả các biến quan sát
STT Mã Hoá N Nhỏ nhất Lớn nhất Trung bình Độ lệch chuẩn
1 BC
1 BC1 268 1 4 3.265 0.900
2 BC2 268 1 5 3.709 0.764
2 TLPL
3 TLPL1 268 2 4 3.295 0.676
4 TLPL2 268 2 4 3.377 0.655
5 TLPL3 268 2 4 3.269 0.799
6 TLPL4 268 2 5 3.086 0.799
3 DTTT
4 DTTT1 268 2 5 3.104 0.834
5 DTTT2 268 2 4 3.306 0.655
6 DTTT3 268 1 4 3.638 0.900
49
7 DTTT4 268 1 4 2.929 0.884
4 HTCT
5 HTCT1 268 2 5 3.011 0.990
6 HTCT2 268 2 4 3.272 0.884
7 HTCT3 268 2 4 3.078 0.796
8 HTCT4 268 2 5 3.291 0.853
5 HTDN
6 HTDN1 268 3 5 3.209 0.617
7 HTDN2 268 2 5 2.970 0.724
8 HTDN3 268 3 5 3.011 0.617
9 HTDN4 268 2 4 3.112 0.737
10 HTDN5 268 3 4 3.381 0.688
6 DK
7 DK1 268 3 5 3.276 0.724
8 DK2 268 3 5 3.343 0.743
9 DK3 268 3 5 3.112 0.640
7 CT
8 CT1 268 2 4 3.198 0.676
9 CT2 268 1 5 3.015 0.733
10 CT3 268 3 4 3.287 0.690
8 YDNV
1 YDNV1 268 1 4 3.067 0.900
2 YDNV2 268 1 4 2.593 0.799
3 YDNV3 268 1 4 2.743 0.915
4 YDNV4 268 1 4 2.948 0.884
Nguồn: Kết quả khảo sát của tác giả, 2023 Thống kê mô tả 29 biến quan sát đều tương đồng nhau, hầu hết đáp ứng tuân theo quy luật phân phối chuẩn. Giá trị trung bình cao nhất đạt 3,709 và giá trị trung bình thấp nhất là 2,593.
12Bảng 4.8. Kết quả kiểm định độ tin cậy của các thang đo cho từng nhân tố sau khi cập nhật lại 29 biến quan sát
Biến quan sát Trung bình thanh đo nếu loại biến
Phương sai thang đo nếu loại biến
Tương quan biến – tổng
Cronbach’s Alpha nếu loại biến
Thang đo Bản chất công việc, Cronbach’s Alpha = 0,782
BC2 3.333 1.095 .659 .000
BC3 3.400 0.686 .659 .000 Thang đo Chi trả và Phúc lợi, Cronbach’s Alpha = 0.829
TLPL1 9.800 3.600 .646 .790
TLPL2 10.000 3.571 .693 .772
TLPL3 9.933 3.210 .652 .788
TLPL4 9.267 3.210 .652 .788
Thang đo Đào tạo và Thăng tiến, Cronbach’s Alpha = 0,835
DTTT1 8.400 4.400 .621 .812
DTTT2 8.867 4.552 .818 .747
DTTT3 9.200 4.029 .672 .791
DTTT4 9.133 4.267 .608 .820
Thang đo Hỗ trợ của cấp trên, Cronbach’s Alpha = 0,887
HTCT1 9.733 4.924 .849 .815
HTCT2 10.200 5.457 .823 .827
HTCT3 10.000 7.429 .574 .919
HTCT4 9.867 4.695 .837 .825
Thang đo Hỗ trợ của đồng nghiệp, Cronbach’s Alpha = 0,905
HTDN1 14.400 4.829 .843 .868
HTDN2 14.400 4.829 .674 .907
HTDN3 14.400 4.686 .909 .854
HTDN4 14.667 4.810 .663 .911
HTDN5 14.400 5.400 .819 .882
Thang đo Điều kiện làm việc, Cronbach’s Alpha = 0,835
DK1 7.067 1.638 .643 .826
DK2 7.200 1.314 .872 .580
51
DK3 7.200 1.886 .601 .859
Thang đo Căng thẳng trong công việc, Cronbach’s Alpha = 0,783
CT1 6.400 1.829 .766 .573
CT2 6.533 1.124 .683 .763
CT3 6.267 2.495 .618 .779
Thang đo Quyết định nghỉ việc, Cronbach’s Alpha = 0,879
YDNV1 8.333 5.810 .549 .917
YDNV2 8.267 5.067 .916 .781
YDNV3 8.133 4.981 .778 .829
YDNV4 8.267 5.210 .746 .842
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả, 2023
Kết quả kiểm định độ tin cậy của các thang đo cho từng nhân tố sau khi cập nhật lại 29 biến quan sát đã có sự thay đổi. Các biến quan sát trong các thang đo “Chi trả và Phúc lợi”, “Đào tạo và Thăng tiến”, “Hỗ trợ của cấp trên”, “Hỗ trợ của đồng nghiệp”, “Điều kiện làm việc” và “Căng thẳng trong công việc” đều cho ra kết quả không thay đổi so với lần kiểm định hệ số Cronbach’s Alpha của 31 biến quan sát trước. Chỉ có thang đo “Bản chất công việc” và thang đo “Quyết định nghỉ việc” là thay đổi, cụ thể:
❖ Thang đo nhân tố “Bản chất công việc”
Nhân tố “Bản chất công việc” đang còn 2 biến quan sát từ BC1 đến BC2 (sau khi cập nhật), kết quả kiểm định độ tin cậy của thang đo bằng SPSS 22 cho thấy hệ số Cronbach's Alpha bằng 0,782 > 0,6 và các hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều lớn hơn 0,3. Ở cột Cronbach’s Alpha nếu loại biến không xuất hiện giá trị là vì thang đo này có 2 biến quan sát, khi tiến hành kiểm định SPSS mặc loại trừ giá trị ở cột này nếu chỉ có 2 biến trong một thang đo. Với hệ số tương quan biến tổng của BC1 và BC2 đều lớn hơn 0,3 và hệ số Cronbach’s Alpha lớn hơn 0,6 thì thang đo này có độ tin cậy sau khi kiểm định.
❖ Thang đo nhân tố “Quyết định nghỉ việc”
Nhân tố “Quyết định nghỉ việc” được đo lường bằng thang đo với 4 biến quan sát từ YDNV1 đến YDNV4 vẫn cho kết quả kiểm định độ tin cậy là hệ số Cronbach's Alpha bằng 0,879 > 0,6 nhưng các hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đã thay đổi giá trị. Tuy nhiên các hệ số tương quan này đều lớn hơn 0,3 nên thang đo với các biến quan sát của nhân tố này là đáng tin cậy.
4.3.1 Phân tích tương quan
Xem xét sự tương quan giữa các nhân tố trong mô hình nghiên cứu trước xây dựng phương trình hồi quy cần đánh giá sự tương quan giữa các nhân tố bằng hệ số tương quan Person, kết quả phân tích từ dữ liệu nghiên cứu được trình bày dưới đây:
13Bảng 4.9. Kết quả phân tích tương quan
Correlations
YDNV BC TLPL DTTT HTCT HTDN DK CT
YDNV
Pearson
Correlation 1 -.148* .170** .221** .166** .126* .101 .086 Sig. (2-
tailed) .016 .005 .000 .005 .039 .038 .006
N 268 268 268 268 268 268 268 268
BC
Pearson
Correlation -.148* 1 .177** .110 -.060 -.106 -.044 .038 Sig. (2-
tailed) .016 .004 .022 .032 .044 .028 .005
N 268 268 268 268 268 268 268 268
TLPL
Pearson
Correlation .170** .177** 1 .259** .157* .240** .105 .025 Sig. (2-
tailed) .005 .004 .000 .010 .000 .009 .007
N 268 268 268 268 268 268 268 268
DTTT
Pearson
Correlation .221** .110 .259** 1 .306** .233** .165** .234**
Sig. (2-
tailed) .000 .022 .000 .000 .000 .007 .000
N 268 268 268 268 268 268 268 268
HTCT
Pearson
Correlation .166** -.060 .157* .306** 1 .315** .146* .019 Sig. (2-
tailed) .005 .032 .010 .000 .000 .017 .008
N 268 268 268 268 268 268 268 268
HTDN Pearson
Correlation .126* -.106 .240** .233** .315** 1 .267** .070
53 Sig. (2-
tailed) .039 .044 .000 .000 .000 .000 .025
N 268 268 268 268 268 268 268 268
DK
Pearson
Correlation .101 -.044 .105 .165** .146* .267** 1 .123* Sig. (2-
tailed) .038 .028 .009 .007 .017 .000 .045
N 268 268 268 268 268 268 268 268
CT
Pearson
Correlation .086 .038 .025 .234** .019 .070 .123* 1 Sig. (2-
tailed) .006 .005 .007 .000 .008 .025 .045
N 268 268 268 268 268 268 268 268
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả, 2023
Yếu tố cần chú ý trong tương quan Person là giá trị Sig. Giá trị Sig giữa biến độc lập với biến phụ thuộc nhỏ hơn 0,05 thì hệ số tương quan r có ý nghĩa thống kê, ngược lại nếu giá trị Sig lớn hơn 0,05 thì không có tương quan giữa hai biến đó. Kết quả của kiểm tra tương quan Person cho ra các giá trị Sig nhỏ hơn 0,05 do đó có thể đưa các biến vào phân tích hồi quy. Tuy nhiên giữa một số biến độc lập có tương quan với nhau ở mức ý nghĩa 10%. Điều này cho thấy cần thận trọng với trường hợp đa cộng tuyết ảnh hưởng đến kết quả phân tích trong phân tích hồi quy.
4.3.2 Phân tích hồi quy 4.3.2.1. Phân tích hồi quy đa bội
Sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA, các giả thuyết nghiên cứu cần phải được kiểm định bằng phương pháp hồi quy. Phương pháp thực hiện hồi quy là phương pháp chọn từng bước (Stepwise selection) nhằm xác định vai trò quan trọng của từng nhân tố trong việc đánh giá mối quan hệ với quyết định nghỉ việc. Kết quả phân tích hồi qui đa biến được cho ở bảng sau:
14Bảng 4.10: Kết quả hồi qui giữa biến độc lập và biến phụ thuộc
Model Summaryb
Mô hình R R bình
phương
R bình phương hiệu chỉnh
Sai số chuẩn của ước lượng
Hệ số Durbin- Watson
1 .861a .742 .483 .5390 1.393
a. Biến độc lập (hằng số), CT, BC, DTTT, TLPL, DK, HTDN, HTCT b. Biến phụ thuộc: YDNV
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả, 2023
- Hệ số R bình phương hiệu chỉnh phản ánh mức độ ảnh hưởng của biến độc lập lên các biến phụ thuộc.
Ở nghiên cứu này hệ số R bình phương hiệu chỉnh là 0.483 tức là mức độ ảnh hưởng của 7 nhân tố độc lập ảnh hưởng lên nhân tố phụ thuộc đạt tới 48,3%. Còn lại 51,7% là do các biến ngoài mô hình và sai số ngẫu nhiên.
- Hệ số Durbin-Watson bằng 1,393 lớn hơn 1 và nhỏ hơn 3 cho thấy không có hiện tượng tương quan trỗi dậy bậc nhất trong mô hình.
4.3.2.2 Kiểm định sự phù hợp của mô hình
15Bảng 4.11: Kết quả phân tích ANOVA
ANOVAa Mô hình Tổng các bình
phương df Trung bình bình
phương F Sig.
1
Hồi quy 11.308 7 1.615 31.89 .003b
Phần dư 131.695 260 .507
Tổng 143.003 267
a. Biến phụ thuộc: YDNV
b.Biến độc lập (hằng số): CT, BC, HTCT, DK, TLPL, HTDN, DTTT
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả, 2023
Kết quả từ bảng phân tích ANOVA cho thấy giá trị F = 31,89 với Sig = 0,003 nhỏ hơn 0,05. Kết luận dữ liệu nghiên cứu phù hợp để xây dựng mô hình hồi quy tuyến tính.
16Bảng 4.12: Hệ số hồi quy
Mô hình
Hệ số chưa chuẩn hoá
Hệ số chuẩn hoá
t Sig.
Thống kê đa cộng tuyến
B Sai số
chuẩn Beta
Độ chấp nhân của
biến
Hệ số phóng đại phương sai (VIF)
1
(Hằng số) 4.458 1.032 4.321 .000
BC -.773 .274 -.177 -2.825 .005 .907 1.103
TLPL -.133 .061 -.139 -2.190 .029 .878 1.139
DTTT -.127 .069 -.123 -1.851 .050 .808 1.238
HTCT -.053 .064 -.055 -.831 .041 .821 1.218
HTDN -.062 .071 -.057 -.868 .039 .811 1.233
DK -.030 .056 -.033 -.531 .010 .909 1.100
CT .069 .058 .074 1.200 .023 .937 1.067
a. Biến phụ thuộc: YDNV
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả, 2023
55
Qua kết quả trong bảng hồi quy cho thấy có 6 yếu tố có tác động âm (hệ số Beta âm) đến quyết định nghỉ việc của nhân viên và 1 nhân tố có tác động dương đến quyết định nghỉ việc với mức ý nghĩa Sig < 0.05 ở tất cả các biến. Mô hình hồi quy biến phụ thuộc có dạng tổng quát như sau:
YDNV = β₀ + β₁H₁ + β₂H₂ + … + βᵢHᵢ + uᵢ Trong đó:
YDNV: là biến phụ thuộc βᵢ: là hệ số ước lượng
Hᵢ: là biến độc lập. Trong đề tài nghiên cứu này là các biến (H1) – Bản chất công việc; (H2) – Chi trả và phúc lợi; (H3) – Đào tạo và thăng tiến; (H4) – Hỗ trợ của cấp trên; (H5) – Hỗ trợ của đồng nghiệp; (H6) – Điều kiện làm việc; (H7) – Căng thẳng trong công việc.
uᵢ: Sai số
Như vậy từ kết quả của bảng hồi quy đa biến đã xây dựng được phương trình hồi quy tuyến tính được trích theo hệ số Beta chuẩn hóa theo thứ tự từ cao đến thấp có dạng như sau:
➢ YDNV = 4,458 – 0,773*BC – 0,133*TLPL– 0,127*DTTT + 0,069*CT – 0,062*HTDN – 0,053*HTCT – 0,03*DK
Ta có mô hình nghiên cứu chính thức như sau:
Bản chất công việc
Chi trả và phúc lợi
Đào tạo và thăng tiến
Sự hỗ trợ của cấp trên
Sự hỗ trợ của cấp trên Sự hỗ trợ của
Quyết định nghỉ việc – 0,773
– 0,133
– 0,062 – 0,127
Hình 5Hình 4.1: Kết quả Mô hình nghiên cứu chính thức
❖ Giải thích ý nghĩa hệ số hồi quy của biến “Bản chất công việc”
Từ phương trình và mô hình trên, nghiên cứu này cho thấy bản chất công việc là thành phần có hệ số hồi quy chuẩn hóa cao nhất (hệ số Beta chuẩn hóa âm = - 0,773, Sig = 0,005). Điều này chứng minh tính chất công việc có tác động mạnh và tiêu cực đến quyết định nghỉ việc của nhân viên. Tức là là khi nhân việc cảm thấy công việc không có giá trị thì thì quyết định nghỉ việc của nhân viên càng cao.
❖ Giải thích ý nghĩa hệ số hồi quy của biến “Chi trả và Phúc lợi”
Biến “Điều kiện làm việc” là nhân tố thứ hai có ảnh hưởng mạnh đến quyết định nghỉ việc của nhân viên.
Hệ số Beta chuẩn hoá âm là – 0,133 và Sig = 0,029 cho thấy thu nhập và phúc lợi là những yếu tố tác động ngược chiều với quyết định nghỉ việc. Nếu tiền lương và phúc lợi càng tăng thì quyết định nghỉ việc càng giảm và ngược lại.
❖ Giải thích ý nghĩa hệ số hồi quy của biến “Đào tạo và thăng tiến”
Nhân tố “Đào tạo và thăng tiến” có hệ số Beta chuẩn hoá âm là – 0,127 và Sig = 0,050 cho thấy người lao động sẽ gia tăng quyết định nghỉ việc càng giảm nếu không được học tập hoặc thăng tiến ở tổ chức.
❖ Giải thích ý nghĩa hệ số hồi quy của biến “Căng thẳng trong công việc”
Biến “Căng thẳng trong công việc” là biến duy nhất có hệ số Beta chuẩn hoá mang dấu dương là 0,069 và Sig = 0,023 chứng tỏ nhân viên mức đổ ảnh hưởng của sự căng thẳng càng cao thì quyết định nghỉ việc càng nhiều.
❖ Giải thích ý nghĩa hệ số hồi quy của các biến “Hỗ trợ của cấp trên”, “Hỗ trợ của đồng nghiệp” và
“Điều kiện làm việc”
Các biến “Hỗ trợ của cấp trên”, “Hỗ trợ của đồng nghiệp” và “Điều kiện làm việc” có hệ số Beta chuẩn hoá âm lần lượt là – 0,062, – 0,053 và – 0,03, Sig có các giá trị lần lượt là 0,041, 0,039 và 0,010 đều nhỏ hơn 0,05. Tương tự như các nhân tố “Bản chất công việc”, “Chi trả và phúc lợi” và “Đào tạo và thăng tiến”, nhân vên gia tăng quyết định nghỉ việc khi không nhận được sự giúp đỡ hoặc hợp tác từ cấp trên cũng như đồng nghiệp hoặc trong điều kiện làm việc không thoải mái, người lao động sẽ hình thành ý nghĩ rời bỏ công việc.
– 0,053
– 0,03
0,069
Căng thẳng công việc
Căng thẳng công việc
57