ThS. Nguyễn Thanh Sang
NCS của Trường Đại học Tài chính – Marketing
(Quanlynhanuoc.vn) – Trong bối cảnh thị trường nhân lực có tính cạnh tranh cao, việc đầu tư nâng cao vốn nhân lực ngày càng được quan tâm, đặc biệt là cá nhân tự chi trả chi phí đào tạo đang là xu hướng hiện nay. Kết quả nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ sau: đào tạo do cá nhân tự chi trả có tác động tích cực đến vốn nhân lực; vốn nhân lực tác động đến mong muốn dịch chuyển và gắn kết nhân viên; gắn kết nhân viên, dễ dàng dịch chuyển thúc đẩy ý định rời khỏi tổ chức. Gắn kết nhân viên đóng vai trò điều tiết mối quan hệ giữa dịch chuyển và ý định rời khỏi tổ chức. Bài viết đề xuất một số nội dung nhằm hạn chế ý định rời bỏ tổ chức của nhân viên tại các doanh nghiệp nhỏ và vừa trên địa bàn tỉnh Đồng Tháp.
Từ khóa: Đào tạo do cá nhân tự chi trả; vốn nhân lực; dịch chuyển; gắn kết nhân viên; ý định rời bỏ tổ chức; doanh nghiệp nhỏ và vừa; tỉnh Đồng Tháp.
1. Đặt vấn đề
Doanh nghiệp nhỏ và vừa là loại hình doanh nghiệp trong nền kinh tế thị trường. Đây là loại hình doanh nghiệp có quy mô nhỏ về vốn, lao động và doanh thu. Những năm gần đây, doanh nghiệp tỉnh Đồng Tháp về cơ bản đã phát triển cả về quy mô và có những chuyển biến về chất lượng. Các doanh nghiệp đóng góp tích cực vào sự phát triển kinh tế của tỉnh và cũng tạo sự ổn định xã hội thông qua tạo việc làm cho người lao động. Tuy nhiên, nguồn nhân lực trong doanh nghiệp không ổn định, tỷ lệ người lao động rời bỏ tổ chức cao nên không đáp ứng được nhu cầu phát triển của doanh nghiệp, đặc biệt là đối với việc cá nhân tự chi trả chi phí đào tạo tại các doanh nghiệp nhỏ và vừa ở tỉnh Đồng Tháp.
2. Giả thuyết nghiên cứu
Đào tạo do cá nhân tự chi trả là khi nhân viên tham gia các khóa học bằng chi phí của mình để gia tăng vốn nhân lực cá nhân (Sauermann, 2006). Ngày nay, phần lớn nhân viên đều tự chủ trong việc học tập để nâng cao trình độ nhằm đáp ứng yêu cầu công việc và tự do trong việc lựa chọn nơi mình làm việc, đặc biệt là ở thế hệ trẻ (Cortellazzo và cộng sự, 2020). Từ những phân tích trên, tác giả đề xuất giả thuyết:
H1: Đào tạo do cá nhân tự chi trả có tác động thuận chiều đến vốn nhân lực.
Theo lý thuyết vốn nhân lực, những nhân viên được đào tạo có vốn nhân lực cao trong bối cảnh của thị trường nhân lực sẽ có nhiều cơ hội thay đổi công việc hơn so với những nhân viên ít được đào tạo. Do đó, vốn nhân lực càng tăng thì nhân viên càng có mong muốn dịch chuyển sang các tổ chức khác có điều kiện làm việc tốt hơn vì họ nhận được nhiều lời mời làm việc từ những tổ chức khác so với những nhân viên có vốn nhân lực thấp (Hulin và cộng sự, 1985; Gerhart, 1989). Do đó, tác giả đề xuất giả thuyết:
H2, H3: Vốn nhân lực có tác động thuận chiều đến mong muốn dịch chuyển, dễ dàng dịch chuyển.
Holtom và cộng sự (2008) cho rằng, các nhà quản trị cần có các giải pháp để duy trì sự cân bằng giữa sự đóng góp của nhân viên và sự thúc đẩy của tổ chức để ngăn chặn ý định rời bỏ tổ chức của nhân viên. Huang và cộng sự (2016) cho rằng, nếu nhân viên hài lòng với công việc hiện tại hoặc họ thấy có rất ít các lựa chọn việc làm thay thế trên thị trường lao động thì họ sẽ có xu hướng ít dịch chuyển. Do đó, đề xuất giả thuyết:
H4, H5: Mong muốn dịch chuyển, dễ dàng dịch chuyển có tác động thuận chiều đến ý định rời bỏ tổ chức.
Gắn kết về cơ bản là tạo động lực được thể hiện bằng cách nhân viên phân bổ nguồn lực của họ để hoàn thành công việc (Rich và cộng sự, 2010). Mối quan hệ giữa gắn kết nhân viên và ý định rời bỏ tổ chức của nhân viên xuất phát từ mức độ cống hiến cao cho công việc (Halbesleben và Wheeler, 2008). Theo Memon và cộng sự (2014), những cá nhân có mức độ gắn kết cao hơn sẽ ít có khả năng rời bỏ tổ chức hơn. Milliman và cộng sự (2018) chỉ ra rằng, các tổ chức nỗ lực giám sát công tác đào tạo nhằm thúc đẩy sự gắn kết nhân viên và ngăn chặn tình trạng rời bỏ tổ chức. Do đó, đề xuất giả thuyết:
H6, H7: Vai trò điều tiết của gắn kết nhân viên: Khi nhân viên có nhiều sự gắn kết thì sự mong muốn dịch chuyển, dễ dàng dịch chuyển sẽ không làm tăng ý định rời bỏ tổ chức của nhân viên hơn.
3. Phương pháp nghiên cứu
Nghiên cứu sử dụng phương pháp nghiên cứu định tính kết hợp định lượng. Mô hình hóa phương trình cấu trúc bình phương nhỏ nhất từng phần (PLS-SEM) được lựa chọn để kiểm tra theo khuyến nghị của (Joe F. Hair và cộng sự, 2017). PLS-SEM được khuyên dùng khi dữ liệu không tuân theo phân phối chuẩn (phổ biến trong nghiên cứu khoa học xã hội và phân tích dữ liệu theo thang đo Likert), kể cả khi có vấn đề về đa cộng tuyến và khi mô hình chứa nhiều mối quan hệ trung gian (Ormrod và Henneberg, 2010).
Phạm vi về thời gian thực hiện nghiên cứu và khảo sát: dữ liệu sơ cấp thu thập từ tháng 5/2024, dữ liệu thứ cấp được cập nhật đến cuối năm 2023.
Phạm vi nghiên cứu: thực hiện khảo sát nhân viên làm việc tại các doanh nghiệp nhỏ và vừa tỉnh Đồng Tháp.
4. Kết quả nghiên cứu
Thống kê mô tả đối tượng khảo sát: các thông tin nhân khẩu học, tỷ lệ giới tính trong mẫu: 75,2% là nam và 24,8% là nữ. Về độ tuổi, nhân viên dưới 25 tuổi, chiếm 22,4%; từ 25 – 30 tuổi chiếm 48%; từ 31 – 40 tuổi, chiếm 18,5% và trên 45 tuổi, chiếm 11,1%. Tình trạng nhân viên độc thân chiếm 56,5%; đã lập gia đình: 38,6%, ly hôn : 4,9%. Nhân viên có thời gian công tác tối thiểu 2 năm và dưới 5 năm là 28,5%; có thâm niên công tác từ 5 – 10 năm, chiếm 35,5%; thâm niên công tác từ 11 – 15 năm, chiếm 25,8%; thâm niên công tác trên 15 năm, chiếm 10,2%. Kết quả khảo sát cho thấy, nhân viên phân tán khá đồng đều ở các độ tuổi khác nhau. Mức thu nhập dưới 5 triệu đồng chiếm 8,9%; từ 5 – 10 triệu đồng, chiếm 38,2%; từ 11 – 15 triệu, chiếm 29,5%; trên 15 triệu chiếm 23,4%. Kết quả này cho thấy, mức thu nhập phù hợp với độ tuổi và thâm niên công tác của nhân viên được khảo sát.
Phân tích đánh giá thang đo nghiên cứu
Kết quả thống kê bảng 2 cho thấy, các nhân tố có Cronbach’s alpha ≥ 0.6 và độ tin cậy tổng quát (CR) ≥ 0.7. Toàn bộ các giá trị độ tin cậy chỉ số (hay bình phương hệ số tải) đều lớn hơn 0.4 (giá trị bé nhất 0.679). Do đó, độ tin cậy của các chỉ số biến số đo lường các nhân tố trong mô hình nghiên cứutác động của đào tạo do cá nhân tự chi trả đến ý định rời bỏ tổ chức của nhân viên tại các doanh nghiệp nhỏ và vừa tỉnh Đồng Tháp đều bảo đảm yêu cầu thống kê. Giá trị hội tụ được xác nhận khi AVE cho mỗi cấu trúc lớn hơn 0,5 (Wang, 2013). Các giá trị AVE cho từng yếu tố trong mô hình nghiên cứu cụ thể như sau: đào tạo do cá nhân tự chi trả (0.850), vốn nhân lực (0.550), mong muốn dịch chuyển (0.750), dễ dàng dịch chuyển (0.822), gắn kết nhân viên (0.672), ý định rời bỏ tổ chức (0.803). Tất cả các nhân tố đều có AVE lớn hơn 0.5. Do đó, mỗi cấu trúc thể hiện giá trị hội tụ tốt.
Bảng 2. Phân tích Cronbach’s Alpha, độ tin cậy tổng hợp CR và AVE
| Nhân tố | Mã hóa | α | CR | AVE |
| Đào tạo do cá nhân tự chi trả (SST) | SST1 | 0.941 | 0.958 | 0.850 |
| SST2 | ||||
| SST3 | ||||
| SST4 | ||||
| Vốn nhân lực (HC) | HC1 | 0.884 | 0.907 | 0.550 |
| HC2 | ||||
| HC3 | ||||
| HC4 | ||||
| HC5 | ||||
| HC6 | ||||
| HC10 | ||||
| HC12 | ||||
| Mong muốn dịch chuyển (DM) | DM1 | 0.889 | 0.923 | 0.750 |
| DM2 | ||||
| DM3 | ||||
| DM4 | ||||
| Dễ dàng dịch chuyển (EM) | EM1 | 0.928 | 0.949 | 0.822 |
| EM2 | ||||
| EM3 | ||||
| EM4 | ||||
| Gắn kết nhân viên (EE) | EE1 | 0.906 | 0.925 | 0.672 |
| EE2 | ||||
| EE3 | ||||
| EE4 | ||||
| EE5 | ||||
| EE6 | ||||
| EE7 | ||||
| EE8 | ||||
| Ý định rời bỏ tổ chức (IL) | IL1 | 0.878 | 0.924 | 0.803 |
| IL2 | ||||
| IL4 |
Phân tích hệ số tải nhân tố (FL)
Bảng 3 cũng thể hiện hệ số tải của thang đo các nhân tố đào tạo do cá nhân tự chi trả (4 biến), loại 1 biến do không hội tụ theo nhóm; vốn nhân lực (8 biến quan sát), loại 4 biến quan sát do không hội tụ theo nhóm (CH7, HC8, CH9, CH11); Mong muốn dịch chuyển (4 biến quan sát); dễ dàng dịch chuyển (4 biến quan sát); gắn kết nhân viên (8 biến quan sát), loại 1 biến do không hội tụ theo nhóm (EE5); ý định rời bỏ tổ chức (3 biến quan sát), loại 1 biến do không hội tụ theo nhóm (IL3), các biến quan sát còn lại đều hội tụ theo nhóm và không hình thành nên các khái niệm khác so với định nghĩa thang đo trong mô hình cấu trúc đề xuất.
Bảng 3. Kết quả PLS-SEM cho hệ số tải ngoài (Outer loadings)
| DM | EM | HC | IL | EE | SST | |
| DM1 | 0.857 | |||||
| DM2 | 0.872 | |||||
| DM3 | 0.882 | |||||
| DM4 | 0.868 | |||||
| EM1 | 0.924 | |||||
| EM2 | 0.902 | |||||
| EM3 | 0.922 | |||||
| EM4 | 0.889 | |||||
| HC1 | 0.772 | |||||
| HC10 | 0.770 | |||||
| HC12 | 0.697 | |||||
| HC2 | 0.876 | |||||
| HC3 | 0.842 | |||||
| HC4 | 0.767 | |||||
| HC5 | 0.744 | |||||
| HC6 | 0.725 | |||||
| IL1 | 0.889 | |||||
| IL2 | 0.871 | |||||
| IL4 | 0.914 | |||||
| EE1 | 0.667 | |||||
| EE2 | 0.829 | |||||
| EE3 | 0.613 | |||||
| EE4 | 0.759 | |||||
| EE6 | 0.675 | |||||
| EE7 | 0.754 | |||||
| EE8 | 0.825 | |||||
| EE9 | 0.885 | |||||
| SST1 | 0.910 | |||||
| SST2 | 0.898 | |||||
| SST3 | 0.936 | |||||
| SST4 | 0.927 |
Đo lường giá trị phân biệt Heterotrait Monotrait Ratio (HTMT)
Kết quả bảng 4 cho thấy, giá trị phân biệt của cấu trúc đã đạt được bởi căn bậc 2 của AVE đường chéo in đậm cao hơn so với tương quan ngoài đường chéo. Theo Garson (2016) giá trị phân biệt giữa 2 biến liên quan được chứng minh khi chỉ số HTMT nhỏ hơn 1. Bên cạnh đó, Henseler và cộng sự (2014) chứng minh rằng, HTMT thấp hơn hoặc tương đương 0.9.
Bảng 4. Đo lường giá trị phân biệt Heterotrait Monotrait (HTMT)
| DM | EM | HC | IL | EE | SST | |
| DM | ||||||
| EM | 0.337 | |||||
| HC | 0.497 | 0.430 | ||||
| IL | 0.387 | 0.381 | 0.441 | |||
| EE | 0.079 | 0.138 | 0.085 | 0.066 | ||
| SST | 0.256 | 0.783 | 0.417 | 0.369 | 0.082 |
Kiểm định đa cộng tuyến
Theo Lowry & Gaskin (2014), các vấn đề về đa cộng tuyến tồn tại giữa biến ngoại sinh tương ứng biến nội sinh. Nếu giá trị hệ số phóng đại phương sai (VIF) nhỏ hơn 0.2 hoặc lớn hơn 5 (Wang, 2013) thì có các vấn đề về đa cộng tuyến với các biến tiềm ẩn. Kết quả hiển thị bảng 5, cho thấy các biến quan sát đều có hệ số VIF lớn hơn 0.2 và nhỏ hơn 5, do đó có thể kết luận 38 biến quan sát từ dữ liệu chính thức sau khi phân tích còn 31 biến đạt yêu cầu và các biến tiềm ẩn không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Bảng 5. Kiểm định đa cộng tuyến
| Mong muốn dịch chuyển | Dễ dàng dịch chuyển | Vốn nhân lực | Ý định rời khỏi tổ chức | |
| DM | 1.133 | |||
| EM | 1.116 | |||
| HC | 1.000 | 1.000 | ||
| IL | ||||
| EE | 1.022 | |||
| SST | 1.000 |
Phân tích hồi quy mô hình PLS-SEM
Việc đánh giá hệ số đường dẫn mô hình cấu trúc được thực hiện bằng phương pháp bootstrapping, là một kỹ thuật lấy mẫu lặp lại để ước tính lỗi tiêu chuẩn mà không cần chuyển tiếp các giả định phân phối (Hair và cộng sự, 2017). Dựa trên những gì tìm thấy được trong phân tích PLS-SEM, kết quả tất cả các giả thuyết và mối liên hệ trong mô hình đã được hiển thị.
Kết quả nghiên cứu bảng 7 và biểu đồ 1 cho thấy, đào tạo do cá nhân tự chi trả có tác động tích cực đến vốn nhân lực. Vốn nhân lực có mối quan hệ thuận chiều với mong muốn dịch chuyển, dễ dàng dịch chuyển; mong muốn dịch chuyển và dễ dàng dịch chuyển thúc đẩy ý định rời bỏ tổ chức. Vai trò điều tiết của gắn kết nhân viên có tác động mạnh mẽ trong mối quan hệ giữa mong muốn dịch chuyển và ý định rời bỏ tổ chức của nhân viên tại các doanh nghiệp nhỏ và vừa tỉnh Đồng Tháp.
Bảng 7. Kết quả hồi quy mô hình PLS SEM
| Giả thuyết | Beta | T statistics | P values |
| DM -> IL | 0.199 | 6.209 | 0.000 |
| EM -> IL | 0.164 | 5.309 | 0.000 |
| HC -> DM | 0.423 | 10.412 | 0.000 |
| HC -> EM | 0.379 | 9.488 | 0.000 |
| SST -> HC | 0.373 | 9.248 | 0.000 |
| EE x DM -> IL | 0.066 | 1.891 | 0.059 |
| EE x EM -> IL | -0.165 | 2.021 | 0.043 |
Đào tạo do cá nhân tự chi trả và đào tạo do tổ chức tài trợ nhằm làm gia tăng vốn nhân lực của nhân viên, cả tổ chức và nhân viên đều được hưởng lợi. Tổ chức có nguồn vốn nhân lực cao sẽ giúp tăng lợi thế cạnh tranh trên thương trường, còn nhân viên có vốn nhân lực cao cũng sẽ có nhiều cơ hội lựa chọn việc làm trên thị trường lao động, đặc biệt là đối với nhân viên tự chi trả chi phí để nâng cao vốn nhân lực cá nhân thì họ càng tự chủ hơn trong việc lựa chọn nơi làm việc của mình. Giả thuyết H1 được chấp nhận cho thấy, nhân viên tự trả chi phí thông qua công tác đào tạo sẽ giúp làm tăng vốn nhân lực cá nhân của nhân viên.
Giả thuyết H2, H3 được chấp nhận cho thấy, nhân viên có vốn nhân lực càng cao thì họ càng mong muốn dịch chuyển và dễ dàng dịch chuyển sang các tổ chức khác (Hulin và cộng sự, 1985; Gerhart, 1989).
Kết quả này ủng hộ lập luận của (Long và cộng sự, 2012) cho rằng, nhận thức mong muốn dịch chuyển và dễ dàng dịch chuyển đã ảnh hưởng đến ý định rời bỏ tổ chức của nhân viên. Holtom và cộng sự (2008) cho rằng, các nhà quản lý cần có các giải pháp để duy trì sự cân bằng giữa sự đóng góp của nhân viên và sự thúc đẩy của tổ chức để ngăn chặn ý định rời bỏ tổ chức của nhân viên. Giả thuyết H4, H5 được chấp nhận cho thấy, mong muốn dịch chuyển và dễ dàng dịch chuyển của nhân viên sẽ thúc đẩy họ nảy sinh ý định rời bỏ tổ chức hơn, phù hợp với các nghiên cứu của các nghiên cứu trước đây (Trevor, 2001); Huang và cộng sự, 2016).
Theo kết quả nghiên cứu cho thấy giả thuyết H6 được chấp nhận, điều đó có nghĩa là gắn kết nhân viên điều tiết mối quan hệ giữa mong muốn dịch chuyển và Ý định rời bỏ tổ chức. Nhân viên có nhiều sự gắn kết thì sự mong muốn dịch chuyển cũng sẽ không làm gia tăng ý định rời bỏ tổ chức. Các tổ chức cần nỗ lực giám sát công tác sau đào tạo nhằm ngăn chặn tình trạng rời bỏ tổ chức của nhân viên, một trong những phương thức đó là thực hiện sự kết nối giữa tổ chức và nhân viên để đạt được mục tiêu (Arthur, 1994). Trái lại với giả thuyết H6, H7 bị bác bỏ cho thấy, gắn kết nhân viên không có tác động điều tiết mối quan hệ giữa dễ dàng dịch chuyển và ý định rời bỏ tổ chức, điều này cho thấy, sự gắn kết nhân viên không có ý nghĩa đến mối quan hệ giữa dễ dàng dịch chuyển và ý định rời bỏ tổ chức của nhân viên.
5. Một số đề xuất
Một là, các nhà quản trị doanh nghiệp cần nắm bắt được vốn nhân lực là một dạng vốn tri thức là kết quả của sự kết hợp các thuộc tính như kiến thức, kỹ năng, thái độ và các mối quan hệ được hình thành trong tâm trí, thể chất và hành vi của nhân viên. Vốn nhân lực được hình thành từ việc đầu tư vốn nhân lực của tổ chức, với vai trò trung gian thúc đẩy mong muốn dịch chuyển và sự dễ dàng dịch chuyển của nhân viên. Do vậy, các nhà lãnh đạo doanh nghiệp cần quan tâm và có các giải pháp, chính sách phù hợp để giữ chân nhân viên, đặc biệt là nhân viên có vốn nhân lực cao.
Hai là, khi nhân viên có vốn nhân lực cao, họ sẽ có mong muốn dịch chuyển sang các tổ chức khác. Do đó, các nhà quản trị cần phát triển các phương thức quản trị nguồn nhân lực để tận dụng tối đa lợi thế của việc đầu tư vốn nhân lực của tổ chức nhằm hạn chế tình trạng nhân viên rời bỏ tổ chức. Các nhà quản trị có thể phát triển khái niệm “môi trường học tập liên tục”, bao gồm hệ thống quản lý tri thức, chương trình đào tạo cho nhân viên và cho cả người quản lý để nhân viên học tập, áp dụng những gì họ đã học vào công việc hằng ngày và chia sẻ kiến thức với nhau.
Ba là, mong muốn dịch chuyển cần được các doanh nghiệp nhận thức ở góc độ mà một cá nhân cảm nhận về sự không hài lòng của họ đối với công việc tại doanh nghiệp, những đóng góp cho tổ chức và những gì mà họ nhận được từ tổ chức để họ có tiếp tục duy trì. Dễ dàng dịch chuyển là mức độ cảm nhận của nhân viên về sự dễ dàng trong việc lựa chọn việc làm thay thế hấp dẫn và sẵn có trên thị trường nhân lực hiện tại. Lãnh đạo doanh nghiệp cần đánh giá kỹ mong muốn dịch chuyển và dễ dàng dịch chuyển với vai trò trung gian đối với mối quan hệ vốn nhân lực và ý định rời bỏ tổ chức.
Bốn là, các nhà quản trị doanh nghiệp không thể bỏ qua vai trò của gắn kết nhân viên trong việc giữ cho nhân viên trung thành. Cần công tâm, khách quan trong việc đánh giá hiệu suất lao động cũng như việc chi trả lương, thưởng, phúc lợi. Vai trò điều tiết của gắn kết nhân viên có tác động mạnh mẽ lên mối quan hệ mong muốn dịch chuyển và ý định rời bỏ tổ chức, điều này cho thấy, tổ chức cần coi trọng vấn đề gắn kết nhân viên thì việc đầu tư vào vốn nhân lực mới có hiệu quả. Ý định rời bỏ tổ chức của nhân viên chủ yếu xuất phát từ sự mong muốn dịch chuyển hơn là sự dễ dàng dịch chuyển. Mặc dù nhân viên có vốn nhân lực cao, có sự dễ dàng dịch chuyển nhưng khi họ có sự gắn kết cao thì sự mong muốn dịch chuyển cũng không làm tăng ý định rời bỏ tổ chức của nhân viên.
Tài liệu tham khảo:
1. Phân tích thị trường của doanh nghiệp nhỏ và vừa tỉnh Đồng Tháp. Tạp chí Kinh tế & Phát triển, 217 (II), tháng 7/2015, tr. 80 – 87.
2. Booth, A. L., & Bryan, M. L. (2002). Who Pays for General Training? New Evidence for British Men and Women. IZA Discussion Paper, 46, 1 – 40.
3. Christopher H.Thomas. (2007). A new measurement scale for employee engagement: Scale development, pilot test, and replication. In Academy of Management (pp. 1-9). https://doi.org/10.5465/ambpp.2007.26501848
4. Dostie, B. (2020). Who benefits from firm-sponsored training? In IZA World of Labor. https://doi.org/10.15185/izawol.145.v2
5. Kwon, K., & E.rupp, D. (2012). Hight-performer turnover and firm performance: The moderating role of human capital investment and firm reputation. Journal of Organizational Behavior, 1-22. https://doi.org/DOI: 10.1002/job.1804
6. Priyashantha, K. G. (2011). The Impact of Job Satisfaction on Perceived Desirability of Leaving: A Study in Cable Manufacturing Organizations in Sri Lanka.
7. Rosin, H. M., & Korabik, K. (1991). Workplace variables, affective responses, and intention to leave among women managers. Journal OfOccupationa1 Psychology, 64, 317 – 330.
8. Vidotto, J. D. F., Ferenhof, H. A., Selig, P. M., & Bastos, R. C. (2017). A human capital measurement scale. Journal of Intellectual Capital, 18(2), 1 – 25. http://dx.doi.org/10.1108/JIC-08-2016-0085
9. Weng, Q., & McElroy, J. C. (2012). Organizational career growth, affective occupational commitment and turnover intentions. Journal of Vocational Behavior, 80, 256 – 265.
