re 1D
~~ 0.893
0.409
A882
0.803 0.850
WP
(Nguồn: kết quả phân tích cua tác giả)
4.3.1. Đánh giá hiện tượng đa cộng tuyến VIF
Có 2 chỉ số dé đánh giá hiện tượng đa cộng tuyến: Outer VIF va Inner VIF.
Inner VIF Values: Đánh giá hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến tiềm ân. Day
là mục quan trọng nhật, bởi đa cộng tuyên giữa các biên tiêm ân độc lập là van dé nghiêm
trọng.
Outer VIF Values: Đánh giá hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến quan sát.
Với các cau trúc được xây dựng theo mô hình reflective (mô hình kết qua), chúng ta
không cân quan tâm đên chỉ sô này. Với các câu trúc được xây dựng theo mô hình
formative (mô hình nguyên nhân), chỉ số này cao cũng nghiêm trọng như Inner VIF
Values.
Vi, thang đo nghiên cứu của tác giả theo mô hình kết quả reflective (mô hình kết quả) nên không cần quan tâm đến chỉ số Outer VIF Values. Tác giả tiến hành nghiên đánh giá hiện tượng đa cộng tuyến qua các chỉ số Inner VIF Values.
Theo Hair và cộng sự (2019), nếu VIF từ 5 trở đi, mô hình có khả năng rất cao xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến. Ngưỡng đánh giá VIF do Hair và cộng sự đề xuất
như sau:
VIF > 5: Khả năng xuất hiện đa cộng tuyến là rất cao.
3 < VIF < 5: Có thé gặp hiện tượng đa cộng tuyến.
VIF <3: Có thể không có hiện tượng đa cộng tuyến Bang 4.8. Bảng Phân Tích Chỉ Số Inner VIF
JS ME RS TD TI TM TP WC WP JS 1.005
MF 1.058 RS 1.156
TD_ 1.260 TI
TM_ 1.285 TP 1,295 WC 1.219
WP 1.063
(Nguôn: Phân tích tổng hợp của tác giả) Kết quả phân tích thu được tất cả các giá trị VIF hiển thị trên bảng 4.8 đều nhỏ hon 3, như vậy không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra (Hair và cộng sự, 2011).
4.3.2. Đánh giá các mối quan hệ tác động
Dé đánh giá các mối quan hệ tác động, chúng ta sé sử dụng kết quả của phân tích Bootstrap. Với lượng mẫu phóng đại có lặp lại là 5000 mẫu, cỡ mẫu ban đầu là 2§5.
Bảng 4.9. Bảng Đánh Giá các Mối Quan Hệ Tác Động
GIÁ Mối quan hệ m đậu Giá trịP- | Đấukì | tất gua
thuyết k k quỷ © Value vọng q
hóa
Thu nhập(RS) -> Sự hài Châp HI - 0.197 0.000 (+)
lòng trong công việc (JS) nhận
Điều kiện làm việc(WC) -> .
; Chap H2 | Sự hài long trong công việc 0.258 0.000 (+)
nhan
(JS)
Niềm tin vào cấp quản ly ,
Châp H3 (TM) -> Sự hài lòng trong 0.277 0.000 (+) bỏ
nhận
công việc (JS) ‘ Niềm tin vào cap đồng ,
: ‘ Chap
H4 | nghiệp (TP) -> Sự hài lòng 0.197 0.000 (+) ”
nhan
trong công việc (JS)
Dao tao thang tién (TD) -> ,
. Châp
H5 | Sự hài lòng trong công việc 0.293 0.000 (+)
nhan
JS)
Sự hài long trong công việc :
: Châp
H6 | (JS) -> Ý định nghỉ việc -0.380 0.000 (-)
nhan
(TD)
Ap lực công việc(WP) -> Y Châ
H7 af ‘ = AWE) 0.462 0.000 (+) #
định nghỉ việc (TI) nhận
Tác nhân thúc đây bên ; : , Chap
HS | ngoai(MF) -> Y dinh nghỉ 0.409 0.000 (+)
nhan viéc (TI)
(Nguon: Phân tích tong hợp của tác giả)
Với độ tin cậy 95%, mức ý nghĩa so sánh là 0.05. Kết quả Bảng 4.9 cho thấy P- Value của các mối quan hệ tác động đều nhỏ hơn 0.05, nên các mối quan hệ tác động điều có ý nghĩa thống kê.
a) Mức độ tác động
Hệ số hồi quy chuẩn hóa dùng dé so sánh mức độ tác động giữa các biến độc lập, biến điều tiết lên cùng một biến phụ thuộc. Thứ tự hệ số hồi quy chuẩn hóa (Original Sample) cho thay thứ tự tác động của các yếu tố lên các biến phụ thuộc. Trị tuyệt đối hệ số càng lớn, tác động càng mạnh. Như vậy thông qua kết quả kiểm định trên ta rút ra được mức tác động đối với các môi quan hệ như sau:
Đối với biến sự hài lòng trong công việc (JS), yếu tố dao tạo thăng tiền (TD) có tác động mạnh mẽ nhất với trị tuyệt đôi hệ số hồi quy chuan hóa là 0.293; theo sau đó là niềm tin vào cấp quản lý (TM) và điều kiện làm việc (WC) (với trị tuyệt đối hệ số hồi quy chuẩn hóa tương ứng lần lượt là 0.277; 0.258). Sau cùng, yếu tố thu nhập (RS) và niềm tin vào đồng nghiệp (TP) có ít tác động nhất đến sự hai lòng trong công việc với chung trị tuyệt đối hệ số hồi quy chuẩn hóa là 0.197.
Đối với biến ý định nghỉ việc (TD áp lực công việc (WP) có tác động nhiều nhất (với trị tuyệt đối hệ số hồi quy chuẩn hóa là 0.462), theo sau đó là tác nhân thúc đây bên ngoài (WF) (với trị tuyệt đối hệ số hồi quy chuẩn hóa tương ứng là 0.409). Cuối cùng là sự hài lòng trong công việc (JS) (với trị tuyệt đối hệ số hồi quy chuẩn hóa tương ứng là
0.380).
b) Mối quan hệ tác động
Trọng số hồi quy chuẩn hóa cũng cho biết mối tác động là thuận chiều hay nghịch chiều. Nếu trọng số hồi quy chuan hóa mang dau dương, mối tác động là thuận chiêu, nếu mang dấu âm là mối tác động là nghịch chiều. Dựa trên kết quả phân tích có thê kết luận về kết quả kiểm định giả thuyết như sau:
Qua phân tích mô hình cấu trúc với kết quả có được là B= 0.197, P-value < 0.05 như vậy biến RS tác động thuận chiều với biến JS. Với dấu kì vọng dương giả thuyết HI được chấp nhận.
Qua phân tích mô hình cấu trúc với kết quả có được là Ba= 0.258; P-value < 0.05 như vậy biến WC tác động thuận chiều với biến JS. Với dấu kì vọng dương giả thuyết H2 được chấp nhận.
Qua phân tích mô hình cau trúc với kết quả có được là B3= 0.277, P-value < 0.05 như vậy biến TM tác động thuận chiều với biến JS. Với dấu kì vọng dương giả thuyết H2 được chấp nhận.
Qua phân tích mô hình cấu trúc với kết quả có được là B4= 0.197, P-value < 0.05 như vậy biến TP tác động thuận chiều với biến JS. Với dấu kì vọng dương giả thuyết H4 được chấp nhận.
Qua phân tích mô hình cấu trúc với kết quả có được là Bs= 0.293, P-value < 0.05 như vậy biến TM tác động thuận chiều với biến JS. Với dau kì vọng dương giả thuyết HS được chấp nhận.
Qua phân tích mô hình cấu trúc với kết quả có được là B= -0.380, P-value < 0.05 như vậy biến JS tác động ngược chiều với biến TI. Với dau kì vọng âm giả thuyết H6 được chấp nhận.
Qua phân tích mô hình cấu trúc với kết quả có được là Bz= 0.462; P-value < 0.05 như vậy biến WP tác động thuận chiều với biến TI. Với dấu kì vọng dương giả thuyết H7 được chấp nhận.
Qua phân tích mô hình cau trúc với kết quả có được là Bs= 0.409, P-value < 0.05 như vậy biến MF tác động thuận chiều với biến TI. Với dau kì vọng dương giả thuyết H8 được chấp nhận.
4.3.3. Đánh giá hệ số xác định R?
Như được đề cập ở chương 3, hệ số xác định R? là thước đo sức mạnh dự đoán của mô hình. Giá trị R? nam trong khoảng từ 0 đến 1. Hệ số R? càng cao, cau trúc được giải thích càng tốt bởi các cấu trúc tiềm ẩn trong mô hình cấu trúc. Hệ số R? cao cũng cho thấy giá trị của các biến có thể được dự đoán tốt bởi mô hình đường dẫn PLS (Ha
và Bui, 2019).
Bảng 4.10. Bảng Hệ Số Xác Định R?
R? RỶ hiệu chỉnh
JS 0652 0.645 TI 0.592 0.587
(Nguồn: kết quả phân tích của tác gid)
Giá trị R? hiệu chỉnh (R Square Adjusted) của biến phụ thuộc JS là 0.645. Nhu vậy, các biến độc lập tác động vào JS giải thích được 64.5% sự biến thiên của biến này.
Giá trị R? hiệu chỉnh (R Square Adjusted) của biến phụ thuộc TI là 0.587. Như vậy, các biến độc lập tác động vào TI giải thích được 58.7% sự biến thiên của biến này.
4.3.4. Múc độ ảnh hưởng Effect Size
Effect size f? (f bình phương) là hệ số đánh giá hiệu quả tác động của từng biến độc lập lên biến phụ thuộc.
Ngưỡng so sánh Effect Size: f Square theo Cohen (1988):
< 0.02: tác động rất nhỏ (không tác động)
> 0.02: tác động nhỏ
> 0.15: tác động trung bình
> 0.35: tác động mạnh
Bang 4.11. Bảng Phân Tích Giá Trị Hệ Số Ê
JS MF RS_ TD _ TI TM TP WC WP JS 0.351
MF 0.494 RS 0.096
TD 0.19 TI
TM 0.171 TP 0.086 WC 0.156
WP 0.386
(Nguồn: kết qua phân tích của tác gid) Kết quả phân tích cho thấy rằng:
Tác động của biến RS và TP với đối với biến quan sat JS với > 0.02 cho thay tác động của thu nhập và niềm tin vào đồng nghiệp đối với sự hài lòng trong công việc là rất nhỏ
Tác động của biến TD, TM và WC với biến quan sát JS với Ÿ > 0.15 cho thay tác động của đào tạo thăng tiễn, niềm tin vào cấp quan lý điều kiện làm việc và đối với
sự hài lòng trong công việc tác động ở mức trung bình.
Tác động của biến JS, MF, WP đối với biến quan sát TI với f > 0.35 cho thay tác động cua sự hai lòng công việc, áp lực công việc và các tác nhân thúc đây đối với ý
định nghỉ việc có tác động mạnh.
4.3.5. Mức độ dự báo mô hình Q?
Dé đo lường được khả năng dự báo của mô hình, Stone (1974) và Geisser (1974) đã đề xuất ra chỉ số Q?- Hệ số đánh giá năng lực dự báo ngoài mẫu (out-of sample
predictive power).
Ngưỡng đánh giá mức độ dự báo theo chỉ số Q Square theo Hair va cộng sự
(2019):
0 — 0.25: kha năng dự báo thấp
0.25 — 0.5: khả năng dự báo trung bình
> 0.5: khả năng dự báo cao
Bảng 4.12. Mức Độ Dự Báo Mô Hình Q?
Tên biến Hệ số Q?
JS 0.498
TI 0.464
(Nguôn: kết quả phân tích cua tác giả) Hệ số Q7 của 2 biến JS va TI thuộc trong khoảng từ 0.25 — 0.5 cho thay khả năng dự báo của mô hình mang tính chất trung bình.
4.3.6. Kết quả kiểm định mô hình cấu trúc
Sau các bước kiêm định mô hình cấu trúc ta nhận được kết quả kiểm định tóm
lược như lại như sau:
Đầu tiên về đánh giá hiện tượng đa cộng tuyến VIF, giá trị VIF giữa biến độc lập và biến phụ thuộc trong mô hình biến động từ 1.005 đến 1.095, đều nhỏ hơn 3 nghĩa là mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến (Hair và cộng sự, 2017). Các giả thuyết từ HI đến H8 đều được chấp nhận khi tat cả các giá trị P-Value đều nhỏ hơn 5%. Có 5 yếu tố tác động đến sự hài lòng trong công việc với mức độ tác động lần lượt là (1) Đào tạo thăng tiến, (2) Niềm tin vào cấp quản lý, (3) Điều kiện làm việc, (4) Thu nhập và (5) Niềm tin vào đồng nghiệp. Có 3 yếu tô tác động đến ý định nghỉ việc với mức độ tác
động lần lượt là (1) Áp lực công việc (2) Tác nhân thúc day bên ngoài, (3) Sự hài lòng
trong công việc
Cụ thé mối quan hệ giữa các biến như sau
Đối với giả thuyết HI: Thu nhập có mối quan hệ thuận chiều với sự hài lòng trong công việc. Giả thuyết này được chấp nhận cho thấy khi thu nhập từ công việc càng cao sự hài lòng trong công việc cũng càng tăng và ngược lại thu nhập càng thấp thì sự hài lòng trong công việc càng giảm. Điều này tương ứng với kết quả nghiên cứu của Jai Prakash Sharma và cộng sự (201 1) khi ông cho rang sự hài lòng về tiền lương là tiền đề
cho sự hài lòng trong công việc.
Đối với giả thuyết H2: Điều kiện làm việc có mối quan hệ thuận chiều với sự hài lòng trong công việc. Giả thuyết này được chấp nhận cho thấy điều kiện làm việc càng tốt sự hài lòng trong công việc sẽ càng cao. Điều này phù hợp với lý thuyết của Maslow vì điều kiện làm việc tốt sẽ cho họ cảm giác cho một sự an toan, nhu cầu an toàn là nhu cầu quan trọng nó sẽ liên quan trực tiếp cảm xúc của nhân viên và gián tiếp đến sự hai
lòng.
Đối với giả thuyết H3: Niềm tin vào cấp quản lý có mối quan hệ thuận chiều với sự hài lòng trong công việc. Và giả thuyết H4: Niềm tin vào đồng nghiệp có mối quan hệ thuận chiều với sự hài lòng trong công việc. Cả hai giả thuyết này được chấp nhận cho thấy niềm tin vào cấp quản lý, niềm tin vào đồng nghiệp càng cao thì sự hài lòng trong công việc càng tăng. Điều này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Matzler và Renzl (2006); nghiên cứu của Young Min Baek, Chan Su Jung (2014) cho rang niém tin giữa các cá nhân (bao gồm niềm tin vào quan lý và niềm tin vào đồng nghiệp) anh hưởng mạnh mẽ đến sự hài lòng của nhân viên.
Đối với giả thuyết H5: Dao tạo thăng tiến có mối quan hệ thuận chiều với sự hai lòng trong công việc. Giả thuyết này được chấp nhận cho thấy môi trường đào tạo thăng tiền càng tốt thi sự hài lòng trong công việc sẽ càng tăng lên, ngược lại môi trường đào tạo thăng tiến càng thấp sự hài lòng trong công việc sẽ càng giảm xuống. Ngoài ra, yếu tố này được đánh giá có mức độ tác động cao nhất đến sự hài lòng trong công việc đối
với nhân viên bán hang (CSR) công ty TNHH Vòng Tron Đỏ Circle K tương ứng với
kết quả nghiên cứu của Hằng và cộng sự (2018) khi yếu tố này đứng thứ hạng tác động thứ hai đến sự hài lòng các kỹ thuật viên trong ngành dịch vụ hạ tầng công nghệ thông
tin. Như vậy cho thấy, đào tạo thăng tiến là yếu tố cần được quan tâm hàng đầu đề đưa ra những chính sách nhằm thỏa mãn sự hài lòng của nhân viên không chỉ ngành bán lẻ nói chung mà trên tất cả các lĩnh vực khác.
Đối với giả thuyết H6: Sự hài lòng có mối quan hệ nghịch chiều với ý định nghỉ việc của nhân viên. Giả thuyết này được chấp nhận cho thấy sự hài lòng trong công việc càng cao thì ý định nghỉ việc sẽ càng giảm. Mặc dù yếu tố này có mức độ tác động đứng thứ 3 nhưng trị tuyệt đối hệ số hồi quy chuẩn hóa trong nghiên cứu này tương đối cao (IB‹ |= 0.380). Điều này phù hợp kết quả nghiên cứu của Nam và cộng sự (2020); Chao, Jou, Liao, & Kuo (2013); Jou, Kuo, & Tang, (2013) khi yếu tổ hai lòng trong công việc có tác động không nhiều đến ý định nghỉ việc nhưng nó đóng vai trò quan trọng trong việc giảm thiểu ý định nghỉ việc của nhân viên.
Đối với giả thuyết H7: Áp lực công việc có mối quan hệ thuận chiều với ý định nghỉ việc của nhân viên. Giả thuyết này được chấp nhận cho thấy áp lực càng cao, ý định nghỉ việc sẽ càng tăng. Điều này tương ứng với kết quả nghiên cứu của Nam và cộng sự (2020), Tuấn và cộng sự (2016). Với mức tác động cao nhất, kết quả nghiên cứu này cho thay áp lực công việc nên là yếu tổ được chú trọng hàng đầu dé giảm thiểu
ý định nghỉ việc.
Đối với giả thuyết H§: Tác nhân thúc đây bên ngoài có mối quan hệ thuận chiều với ý định nghỉ việc của nhân viên. Giả thuyết này được chấp nhận cho thấy tác nhân thúc đây bên ngoài cao sẽ làm gia tăng ý định nghỉ việc. Với mức độ tác động đứng thứ hai, điều này chứng minh định nghĩa về ý định nghỉ việc của Tett & Meyer (1993) có ý nghĩa khi ông cho rằng bất cứ khi nào có cơ hội ý thức sẵn sàng và có tình rời bỏ tổ chức
sẽ được hình thành. Và cơ hội đó được gọi chung trong nghiên cứu của tác giả là các tác
nhân thúc đây bên ngoài. Kết quả này cũng cho thấy yếu tô đề xuất của tác giả có ý nghĩa, yếu tố này cần được khai thác nhiều hơn cũng như đưa vào các nghiên cứu về ý
định nghỉ việc sau này.
Về đánh giá hệ số xác định R?. Hệ số R? càng cao, cau trúc được giải thích càng tốt bởi các cấu trúc tiềm ân trong mô hình cấu trúc. Tuy nhiên, giá trị R? bao nhiêu là cao van là van dé gây nhiều tranh cãi giữa các nhà nghiên cứu (Hair và cộng sự, 2017).
Kết quả nghiên cứu thu được các biến độc lập tác động vào sự hài lòng trong công việc
giải thích được 64.5% sự biến thiên của biến này. Các biến độc lập tác động vào ý định nghỉ việc giải thích được 58.7% sự biến thiên của biến này.
Bên cạnh việc đánh giá giá trị R7 của các biến phụ thuộc, các giá tri f° cũng được sử dụng để đánh giá hiệu quả tác động của từng biến độc lập lên biến phụ thuộc. Kết quả cho thấy tác động của thu nhập và niềm tin vào đồng nghiệp đối với sự hài lòng trong công việc là rất nhỏ; tác động của đào tạo thăng tiễn, niềm tin vào cấp quản lý điều kiện làm việc và đối với sự hải lòng trong công việc tác động ở mức trung bình. Tuy nhiên, đối với các yếu tô tác động đến ý định nghỉ việc thì cả 3 yếu tố sự hài lòng công việc, áp lực công việc và các tác nhân thúc đây đều tác động mạnh. Như vậy, các nhân tố tác động đến ý định nghỉ việc là đáng tin cậy để đưa vào các nghiên cứu sau này.
Về khả năng dự báo ngoài mẫu mô hình . Hệ số Q? của 2 biến Sự hài lòng trong công việc (JS) và ý định nghỉ việc (TI) thuộc trong khoảng từ 0.25 — 0.5 cho thấy kha năng dự báo của mô hình nghiên cứu của tác giả chỉ mang tính chất trung bình.
Qua các kết quả kiểm định mô hình cấu trúc tác giả kết luận mô hình các yếu tố tác động đến ý định nghỉ việc của nhân viên bán hàng (CSR) công ty TNHH Vòng Tròn
Đỏ Circle K như sau.
Bảng 4.13. Mô Hình các Nhân Tố Tác Động đến Ý Định Nghỉ Việc
Tác nhân
thúc day(MF)
Thu nhap (RS)
Diéu kién lam viéc (WC)
Su hai long trong
công việc ŒS) Niềm tin vào cấp quản lý
ŒM)
Niềm tin vào đồng nghiệp (TP)
Đào tạo và thăng tiến
(TD) Áp lực
công việc
(WP)
(Nguôn: Kết quả phân tích tong hợp cua tác giả)