Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật

1. GIỚI THIỆU
Nếu như trước đây sức lao động được xem
như là chi phí đầu vào, thì giờ đây họ được xem
như là tài sản, nguồn lực vô cùng quý giá quyết
định sự thành bại của tổ chức. Do đó tổ chức
ngày càng chú trọng hơn vấn đề xây dựng nguồn
nhân lực. Tuy nhiên, chọn được đúng người
mình cần đã khó, giữ được người đó lại càng
khó hơn. Điều này đang được xem là bài toán
khó giải của các tổ chức. Thực tế cho thấy, các
doanh nghiệp luôn phải đối mặt với hiện tượng
“nhảy việc” của các nhân viên giỏi hoặc thậm
chí là các cán bộ quản lý giỏi. Hiện tượng này
đang dần trở thành một vấn đề nhức nhói không
chỉ với các doanh nghiệp Việt Nam mà còn xảy
ra tại nhiều doanh nghiệp trên thế giới. Gần đây
theo thống kê của Bưu điện thành phố Hồ Chí
Minh (HCM Post) đã có một số lượng lớn nhân
viên của bưu điện xin thôi việc, từ năm 2015
trở lại đây, hàng năm có khoảng 14% nhân viên
khối sản xuất xin nghỉ việc. Phần lớn các nhân
viên này chuyển sang làm cho các công ty đối
thủ cạnh tranh hoặc chuyển hẳn sang công việc
khác. Hiện tượng nghỉ việc số lượng lớn đã tạo
ra lỗ hổng trong việc bố trí nhân sự, đồng thời
cũng như sẽ ảnh hưởng không nhỏ đến năng
lực cạnh tranh của doanh nghiệp trong một thị
trường ngày một khó khăn, thậm chí có thể làm

nhân viên nhận được cơ hội công việc khác tốt
hơn vị trí công việc hiện tại. Điều này cũng bao
gồm cả lý do được trả cao hơn, được ghi nhận
hơn hoặc tới một tổ chức có địa điểm thuận lợi
hơn. Nó cũng có thể xảy ra vì lý do sức khỏe
hay yếu tố gia đình của nhân viên. Nếu một nhân
viên có kế hoạch rời bỏ vị trí công việc, thì hiển
nhiên là họ có ý định rời bỏ tự nguyện (Dess &
Shaw, 2011).
Ý định nghỉ việc như là bước cuối cùng
trong quá trình ra quyết định trước khi một người
thực sự rời khỏi nơi làm việc (Horn, Griffeth &
Salaro, 1984; Mobley, 1982; Mowday, Steers và
Porter, 1979; Steers, 1977), do đó ý định nghỉ
việc có thể được mô tả như ý định hoặc hành
vi của một cá nhân. Không giống như nghỉ việc
thực tế, ý định nghỉ việc thì không rõ ràng, nó
chỉ mới được hình thành, xem xét trong suy
nghĩ và chưa biểu hiện bằng hành động cụ thể
cho thấy nhân viên từ bỏ công việc hiện tại, đây
cũng là một khó khăn để nhà quản lý nhận biết
ý định nghỉ việc của nhân viên và có biện pháp
hạn chế. Ý định nghỉ việc là tiền đề cho quyết
định rời khỏi môi trường làm việc hiện tại để
chuyển sang môi trường làm việc khác (Mobley,
1982), nó nằm trong kế hoạch từ bỏ công việc
hiện tại và tìm kiếm một công việc khác trong
tương lai gần, là một chủ ý có ý thức và cố tình
rời khỏi tổ chức để tìm kiếm cho mình những gì
2

người lao động chi phí họ bỏ ra là thời gian, sức
khỏe, tâm trí họ dành cho công việc. Lợi ích họ
nhận được đó chính là lương thưởng, phúc lợi,
sự ghi nhận của tổ chức dành cho họ, vì thế khi
người lao động đánh giá rằng những giá trị họ
nhận được không tương xứng với những chi phí
họ bỏ ra, họ sẽ có xu hướng thay đổi công việc
hiện tại để tìm kiếm những công việc tốt hơn
(Farmer và Fedor, 1999).
2.2.2. Lý thuyết về sự công bằng
(Equilibrium Theory)
Lý thuyết về sự cân bằng được đặt theo tên
của nhà tâm lý học hành vi John Stacey Adams,
người đã phát triển lý thuyết này từ năm 1963.
Ông đưa ra khái niệm công bằng trong tổ
chức bằng cách so sáng tỷ số của các yếu tố
đầu ra như tiền lương, tiền thưởng, sự thăng

chức…và các yếu tố đầu vào như sự đóng góp
trình dộ, kinh nghiệm, mức độ cố gắng…của
người lao động trong các doanh nghiệp và tổ
chức. Trong thuyết này, J.S.Adams cho rằng
nếu trong tổ chức tạo được sự công bằng sẽ
giúp thắt chặt mối quan hệ của mỗi cá nhân
với tổ chức, động viên và làm gia tăng sự hài
lòng của họ. Từ đó, nhân viên sẽ làm việc
hiệu quả và gắn bó hơn với tổ chức. Ngược
lại, khi mỗi các nhân cảm thấy những gì họ
đóng góp nhiều hơn những gì họ nhận được,
họ sẽ mất đi sự hào hứng, nhiệt tình đối với

Kế thừa và phát huy từ các học thuyết tạo
3


Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật

và 208 nam (52%); về trình độ học vấn: trung cấp,
cao đẳng chiếm 50,25%, đại học 40%, sau đại
học 1,5% và trình độ khác chiếm 8,25%; về vị trí
công tác bộ phận kinh doanh chiếm 52%,bộ phận
sản xuất 7,5%, bộ phận tổng hợp 15,5% và các bộ
phận khác 5%; về tình trạng hôn nhân số đáp viên
đã kết hôn chiếm 54,75%, và chưa kết hôn chiếm
45,25%. Tiến hành mã hóa và làm sạch dữ liệu
phân tích trên SPSS 20.0 theo các bước sau: (i)
Kiểm định độ tin cậy của các thang đo; (ii) Phân
tích nhân tố khám phá; (iii) Kiểm định tự tương
quan, phân tích hồi quy, đánh giá độ phù hợp của
mô hình hồi quy thông qua R2 và R2 hiệu chỉnh,
kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mô hình,
kiểm định phân phối chuẩn của phần dư, kiểm
định đa cộng tuyến, kiểm định phương sai thay
đổi. Ngoài ra nghiên cứu còn xem xét sự khác
biệt của các yếu tố nhân khẩu học về ý định nghỉ
việc của nhân viên tại HCM Post theo: giới tính,
vị trí công tác, trình độ học vấn và tình trạng hôn
nhân bằng kiểm định T-test và ANOVA.
4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1. Phân tích Cronbach’s Alpha
Phân tích hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha

việc sẽ mất dần, điều này đồng nghĩa với việc khi
tạo đủ một động lực nhất định thông qua việc đáp
ứng các nhu cầu thì ý định nghỉ việc sẽ không
còn. Oyetola Solomon Olusegun (2012) thì chỉ
ra rằng các nhân viên đều có động lực làm việc
mặc dù mức độ của động lực không phải là quá
cao nhưng ý định nghỉ việc của nhân viên cũng sẽ
xuất hiện nếu các tổ chức tương tự trả lương cao
hơn trong khi nhân viên cũng không thỏa mãn
với thu nhập nhằm đảm bảo cuộc sống ở nơi làm
việc hiện tại, do vậy việc tạo động lực làm việc
cho nhân viên sẽ giúp hạn chế được ý định nghỉ
việc, nhân viên tập trung làm việc với năng suất
cao hơn, hiệu quả công việc tốt hơn từ đó gắn bó
với tổ chức hơn.
3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Để đảm bảo tính đại diện của mẫu nghiên
cứu, tác giả đã cố gắng lựa chọn các đơn vị
mẫu trên các địa bàn khác nhau của TP.HCM
chứ không chỉ tập trung vào các quận nội thành.
Tổng số phiếu phát ra là 450 phiếu, kết quả thu
về 400 phiếu trả lời hợp lệ sau khi loại đi những
phản hồi không đạt yêu cầu, gồm 192 nữ (48%)

4


Các yếu tố ảnh hưởng đến...

Bảng 1: Kết quả phân tích Cronbach’s Alpha

Deleted

Scale
Variance
if Item
Deleted

Corrected
Item-Total
Correlation

Cronbach’s
Alpha if Item
Deleted

TN1
TN2
TN3
TN4
TN5
TN6
DKLV1
DKLV2
DKLV3
DKLV4
DTTT1
DTTT2
DTTT3
DTTT4
HVLD1

.647
.661
.646
.574
.611
.640
.615
.568
.493
.609

.820
.817
.820
.833
.826
.821
.691
.716
.755
.694

10.58
10.55
10.44
10.47
14.06
14.07
14.09
14.11


.758
.785
.780
.778
.782
.773
.798
.793
.764
.685
.724
.684

CTCV4

7.95

3.517

.523

.724

YTLK1
YTLK2
YTLK3
YTLK4
YDNV1
YDNV2

.667
.669
.702
.684
.852
.872
.854
.857

(Nguồn: theo tính toán của tác giả)

5


Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật

4.2. Phân tích nhân tố EFA
Bảng 2: Kết quả phân tích EFA cho thang đo các biến độc lập đến ý định nghỉ việc
KMO and Bartlett’s Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy.
Bartlett’s Test of
Sphericity

1
.776
.763
.746
.729
.720
.697

HVLD3
DTTT3
DTTT1
DTTT4
DTTT2
DKLV4
DKLV1
DKLV2
DKLV3
CTCV1
CTCV3
CTCV4
CTCV2
YTLK2
YTLK4
YTLK1
YTLK3
Eigenvalue

5.973

2.975

2.484

1.804

1.470

.750

.714
.680
.784
.769
.709
.702

(Nguồn: theo tính toán của tác giả)
6


Các yếu tố ảnh hưởng đến...

Bảng 3: Kết quả phân tích EFA cho thang đo thành phần biến phụ thuộc
KMO and Bartlett’s Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy.
Approx. Chi-Square
df
Bartlett’s Test of Sphericity
Sig.

.843
893.488
6
.000

Component Matrixa
Component
1
YDNV1

với sig. = 0,000 và hệ số KMO = 0,843 (bảng

4.3. Phân tích tương quan
Bảng 4: Kết quả phân tích tương quan Person

Correlations
YDNV
Pearson Correlation
YDNV

Pearson Correlation

CTCV

1

400
-.593**

1

Sig. (2-tailed)

.000

N

400

400


1

400

HVLD

YTLK

DTTT


Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
Pearson Correlation
CTCV

.434**

-.075

-.132**

Sig. (2-tailed)

.000

.136

.008


400

400

400

400

Pearson Correlation
HVLD

Pearson Correlation
YTLK

-.141

-.126

**

*

.394

1
400

**

-.262**

**

1

-.430

.251

**

.348

**

**

-.139

**

.462

1
400

**

-.117*

Sig. (2-tailed)

(Nguồn: theo tính toán của tác giả)
quan hệ tương quan giữa các biến phụ thuộc và
các biến độc lập TN; DKLV; HVLD; DTTT là
tương quan nghịch ở mức độ trung bình. Ngoài
ra, khi xem xét giá trị Pearson Correlation của
2 biến độc lập CTCV và YTLK lần lược là
0,434 và 0,354 đều mang dấu dương, cho thấy
kết quả khảo sát nhân tố có sự thống nhất với
các giả định ban đầu là tương quan thuận chiều
(bảng 4).

Kết quả phân tích cho thấy, sig giữa từng
biến độc lập với biến phụ thuộc đều nhỏ hơn
0,05 điều này có nghĩa rằng tất cả các biến độc
lập đều có quan hệ tương quan tuyến tính với
biến phụ thuộc trong phép kiểm định với độ tin
cậy 95%. Hệ số tương quan Pearson của các
biến TN; DKLV; HVLD; DTTT đều mang dấu
âm với mức giá trị nhỏ nhất là -0,609 và lớn
nhất là -0,430 nên có thể kết luận rằng, mối

4.4. Đánh giá sự phù hợp của mô hình
Bảng 5: Bảng đánh giá sự phù hợp của mô hình
Model Summaryb
Std. Error
Durbinof the
Watson
Estimate
1
.843a

6
13.289
160.625
.000b
Residual
32.515
393
.083
1
Total
112.250
399
a. Dependent Variable: YDNV
b. Predictors: (Constant), TN, CTCV, DTTT, YTLK, DKLV, HVLD

(Nguồn: theo tính toán của tác giả)
8


Các yếu tố ảnh hưởng đến...

4.5. Phân tích hồi quy bội
Trong mô hình này R2 = 0,710 và R2 hiệu
2
chỉnh = 0, 706, như vậy R hiệu chỉnh nhỏ hơn
Phân tích hồi quy thực hiện bằng phương
2
R nghĩa là các biến độc lập không giải thích
pháp Enter, các kiểm định được áp dụng thông
thêm cho biến phụ thuộc. Mức ý nghĩa Sig.=

như sau (bảng 7):
dụng giá trị Durbin – Watson để kiểm định hiện
YDNV = -0,377*DKLV – 0,101*DTTT +
tượng tự tương quan, giá trị này lớn hơn 1 và
0,103*YTLK + 0,278*CTCV – 0,058*HVLD
nhỏ hơn 3 thì phân tích hồi quy không xảy ra
– 0,240*TN
hiện tượng tự tương quan. Từ Bảng 5 cho giá
trị Durbin – Watson = 1,869 (1 < 1,869 < 3), kết
luận phân tích hồi quy không xảy ra hiện tượng
tự tương quan.
Bảng 7: Kết quả hồi quy sử dụng phương pháp Enter
Model
B

1

Unstandardized
Coefficients
Std. Error
Beta

(Constant)

3.462

.132

DKLV



.000

.814

1.228

.017

-.101

-3.175

.002

.728

1.373

.094

.028

.103

3.396

.001

.807


.713

1.402

TN

-.240

.018

-.394

-13.526

.000

.867

1.154

a. Dependent Variable: YDNV
(Nguồn: theo tính toán của tác giả)

9


Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật

Kiểm tra bằng biểu đồ NORMAL P-P PLOT.

song với việc thực sự quan tâm đến nhân viên
của mình, cấp trên cũng cần phải ghi nhận đóng
góp của nhân viên cấp dưới khi họ đạt được các
mục tiêu đã đề ra.
+ Nhân tố lôi kéo không thể thay thế các
yếu tố tạo nên sự hài lòng với công việc trong
việc giải thích dự định nghỉ việc của nhân viên
nhưng là một nhân tố bổ sung rất quan trọng cho
phép các nhà quản lý có thêm kiến thức trong
việc thực hiện các chiến lược duy trì nhân viên.
Những nhân viên nghỉ việc vì họ không thỏa
mãn công việc có thể là các nhân viên tồi trong
một tổ chức. Trong khi đó có những nhân viên
giỏi cũng có khả năng nghỉ việc mặc dù họ rất
hài lòng đối với công việc hiện tại. Vì thế, nếu
chỉ xem xét đến các yếu tố thỏa mãn công việc
thì sẽ rất khó dự đoán chính xác nguyên nhân
ra đi của những cá nhân tài năng. Nhận được
một đề nghị công việc bất ngờ mà không cần

Hình 1: Biểu đồ histogram phân phối phần dư
của biến phụ thuộc

5. KẾT LUẬN
Từ kết quả đó, tác giả bài viết đề xuất,
như sau:
+ Đơn vị cần đầu tư vào nghiên cứu thị
trường, tìm kiếm khách hàng và phát triển sản
phẩm mới, ngoài những sản phẩm truyền thống
theo những đơn hàng lớn, nên nghiên cứu thêm

thành tích xuất sắc và tốc độ thăng tiến vượt
bậc của họ.
TÀI LIỆU THAM KHẢO

1. Ajzen, I., & Fishbein, 1980. Understanding attitudes and predicting social behavior. Englewood
Cliffs. NJ: Prentice-Hall.
2. Babajide, E.O. (2010). The influence of personal factors on workers’ turnover intention in work
organizations in South-West Nigeria. Journal of Diversity Management; Fourth quarter 2010,
Volume 5, Number 4.
3. Benjamin, C.Y-F, 2010. An exploratory study on turnover intention among private sector employees. International Journal of Business and Management, Vol. 5, No. 8, page 57-64.
4. Blankertz, L.E & Robinson, S.E. (1997). Turnover intentions of community mental health workers in psychosocial rehabilitation services. Community mental health Journal, Vol. 33, No.6, pp.
517 - 529.
5. Cheng, J. & Chew, L. (2004). A thesis the influence of human resource management practices on
the retention of core employees of Australian organizations: An empirical study. Murdoch University. Australia.
6. Davies, A.M. (2010). The factors affecting turnover intention of IT employees in the south of
Netherland. Amsterdam Economic Review, vol.3, page 67-87.
7. Gentry, W.A. et al. (2006). The influence of supervisory- support climate and unemployment rate
on parttime employee retention. Journal of Management Development, vol 26, page 1005 - 1002.
8. Hoàng Thị Thanh Chung, 2018. Các yếu tố ảnh hưởng đến ý định nghỉ việc của giảng viên các
trường đại học ở Việt Nam. Tạp chí khoa học đại học Đà Lạt, tập 8, số 1S, trang 75-86.
9. Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008. Phân tích dữ liệu nghiên cứu với SPSS. Tập 1
& 2, Nhà xuất bản Hồng Đức.
10.Huỳnh Thị Thu Sương & Lê Thị Kiều Diễm, 2017. Các yếu tố ảnh hưởng đến ý định nghỉ việc của
nhân viên văn phòng trong các doanh nghiệp tư nhân tại thành phố Hồ Chí Minh. Tạp chí khoa
học trường đại học An Giang, số 17, trang 30 – 46.

11