Job satisfaction, affective commitment and loyalty of university staff in Ho Chi Minh City
ThS. Lê Hoài Đẳng
Công ty TNHH Kết nối giáo dục miền Nam
ThS. Phan Văn Thọ
Trường Đại học Hùng Vương TP. Hồ Chí Minh
ThS. Ngô Thị Lan Chi
Trường Đại học Hùng Vương TP. Hồ Chí Minh
Email tác giả liên hệ: chintl@dhv.edu.vn
(Quanlynhanuoc.vn) – Nghiên cứu xem xét sự thỏa mãn công việc và cam kết tình cảm tác động thế nào đến lòng trung thành của giảng viên và nhân viên các trường đại học. Dữ liệu khảo sát trực tuyến từ 218 giảng viên, nhân viên của 26 trường đại học tại TP. Hồ Chí Minh được phân tích bằng mô hình cấu trúc bình phương tối thiểu riêng phần (PLS-SEM). Sự thỏa mãn công việc tác động mạnh đến cam kết tình cảm (β = 0,640) và đến lòng trung thành (β = 0,617). Ngược với kỳ vọng, cam kết tình cảm không tác động đến lòng trung thành khi đã tính đến sự thỏa mãn (β = −0,047, p = 0,543), nên vai trò trung gian của cam kết không được ủng hộ. Kết quả cho thấy, ở đội ngũ còn trẻ và mới gắn bó với trường, ý định ở lại dựa nhiều vào đánh giá về sự công nhận, thành tựu và cơ hội phát triển hơn là vào tình cảm với nhà trường. Vì vậy, các trường muốn giữ chân người giỏi cần chú trọng trước hết các yếu tố tạo nên sự thỏa mãn.
Từ khóa: Cam kết tình cảm; giảng viên; lòng trung thành; PLS-SEM; sự thỏa mãn công việc; trường đại học.
Abstract: This study examines how job satisfaction and affective commitment shape the loyalty of university lecturers and staff. Online survey data from 218 lecturers and staff at 26 universities in Ho Chi Minh City were analysed with partial least squares structural equation modelling (PLS-SEM). Job satisfaction strongly predicted affective commitment (β = 0.640) and loyalty (β = 0.617). Contrary to expectations, affective commitment did not predict loyalty once satisfaction was accounted for (β = -0.047), so the mediating role of commitment was not supported. The relationships did not differ between public and non-public universities. For a young workforce with short tenure, the intention to stay appears to rest on evaluations of recognition, achievement and development opportunities more than on emotional attachment. University managers who want to retain capable staff should therefore focus on the conditions that build satisfaction.
Keywords: Affective commitment; job satisfaction; lecturers; loyalty; PLS-SEM; universities
1. Đặt vấn đề
Giữ chân giảng viên và nhân viên có năng lực là mối quan tâm thường xuyên của các trường đại học. TP. Hồ Chí Minh tập trung nhiều trường đại học công lập và ngoài công lập, nên người lao động có nhiều lựa chọn khi muốn chuyển trường. Mỗi lần một giảng viên rời đi, nhà trường mất chi phí tuyển dụng, đào tạo và cả những kinh nghiệm, quan hệ học thuật mà người đó đã tích lũy. Vì vậy, các trường cần biết điều gì khiến đội ngũ muốn ở lại lâu dài.
Các nghiên cứu về hành vi tổ chức thường giải thích ý định ở lại bằng hai thái độ là sự thỏa mãn công việc và cam kết với tổ chức (Mathieu và Zajac, 1990; Tett và Meyer, 1993). Theo cách lập luận phổ biến, sự thỏa mãn hình thành trước và dần chuyển thành tình cảm gắn bó với tổ chức, rồi chính tình cảm này giữ người lao động ở lại (Mowday và cộng sự, 1982). Phân tích tổng hợp của Meyer và cộng sự (2002) cho thấy cam kết tình cảm có tương quan âm mạnh nhất với ý định nghỉ việc trong ba thành phần cam kết. Từ đó, nhiều nghiên cứu đặt cam kết tình cảm làm biến trung gian giữa sự thỏa mãn và lòng trung thành.
Tuy vậy, chuỗi quan hệ này chưa được kiểm định nhiều với đội ngũ các trường đại học ở Việt Nam, nhất là khi mẫu gồm nhiều người trẻ và mới về trường. Cam kết tình cảm cần thời gian để hình thành qua trải nghiệm làm việc (Meyer và Allen, 1991). Với người mới gắn bó một hai năm, quyết định ở lại có thể dựa trực tiếp vào việc họ thấy công việc hiện tại mang lại gì, chẳng hạn sự công nhận, thành tựu và cơ hội thăng tiến, hơn là vào tình cảm với nhà trường. Nếu đúng như vậy, chính sách giữ chân người tài cần nhắm trước hết vào các yếu tố tạo nên sự thỏa mãn.
Nghiên cứu này có ba mục tiêu. Thứ nhất, đo lường tác động của sự thỏa mãn công việc đến cam kết tình cảm và lòng trung thành của giảng viên, nhân viên đại học. Thứ hai, kiểm định vai trò trung gian của cam kết tình cảm trong quan hệ giữa sự thỏa mãn và lòng trung thành. Thứ ba, so sánh các quan hệ này giữa trường công lập và trường ngoài công lập. Nghiên cứu sử dụng dữ liệu từ cùng cuộc khảo sát với Trần Việt Anh và cộng sự (2026), nhưng xem xét một biến kết quả khác là lòng trung thành.
2. Cơ sở lý thuyết và giả thuyết nghiên cứu
2.1. Các khái niệm nghiên cứu
Lòng trung thành của nhân viên được hiểu là mong muốn tiếp tục làm việc lâu dài với tổ chức, sẵn sàng bảo vệ hình ảnh của tổ chức và không dễ rời đi khi có lời mời hấp dẫn hơn. Hirschman (1970) xem trung thành là phản ứng của người lao động khi họ chọn ở lại và gắn bó thay vì rời bỏ. Khác với cam kết, vốn là một trạng thái tâm lý gắn người lao động với tổ chức (Meyer và Herscovitch, 2001), lòng trung thành nghiêng về ý định và hành vi hướng tới việc ở lại (Solinger và cộng sự, 2008). Matzler và Renzl (2006) cũng đo lòng trung thành bằng ý định ở lại, sự sẵn lòng giới thiệu tổ chức và việc không tìm kiếm cơ hội khác.
Sự thỏa mãn công việc là trạng thái cảm xúc tích cực khi người lao động đánh giá công việc của mình (Locke, 1976). Sự thỏa mãn có thể đo theo từng khía cạnh như tiền lương, cấp trên, đồng nghiệp, cơ hội thăng tiến và bản thân công việc (Smith và cộng sự, 1969; Spector, 1997). Nghiên cứu này tập trung vào các khía cạnh mà Herzberg và cộng sự (1959) xếp vào nhóm yếu tố động viên, gồm sự công nhận, thành tựu, vị trí công việc, cơ hội thăng tiến và cơ hội hoàn thiện bản thân. Đây là các khía cạnh gắn trực tiếp với sự phát triển nghề nghiệp của giảng viên và nhân viên đại học.
Cam kết tình cảm là sự gắn bó về mặt cảm xúc, sự đồng nhất bản thân và sự tham gia của người lao động vào tổ chức (Allen và Meyer, 1990). Người có cam kết tình cảm cao ở lại vì họ muốn ở lại, khác với cam kết duy trì (ở lại vì cái giá phải trả khi rời đi) và cam kết chuẩn mực (ở lại vì thấy mình có nghĩa vụ). Trong ba thành phần, cam kết tình cảm có quan hệ chặt nhất với hành vi và thái độ tích cực trong công việc (Meyer và cộng sự, 2002).
2.2. Lý thuyết nền
Lý thuyết trao đổi xã hội cho rằng quan hệ giữa người lao động và tổ chức được duy trì bằng sự đáp đền qua lại (Blau, 1964; Cropanzano và Mitchell, 2005). Khi nhận được sự công nhận, cơ hội thăng tiến và điều kiện phát triển, người lao động thấy mình được tổ chức đối xử tốt và đáp lại bằng tình cảm gắn bó và mong muốn ở lại. Mô hình đầu tư của Rusbult và Farrell (1983) bổ sung một cách nhìn khác. Theo mô hình này, quyết định ở lại phụ thuộc vào mức độ thỏa mãn, sự hấp dẫn của các lựa chọn thay thế và những gì người lao động đã đầu tư vào tổ chức. Cách nhìn thứ hai cho phép sự thỏa mãn tác động trực tiếp đến ý định ở lại mà không nhất thiết phải đi qua tình cảm gắn bó.
2.3. Giả thuyết nghiên cứu
Sự thỏa mãn công việc thường được xem là tiền đề của cam kết tình cảm. Khi người lao động thấy công việc đem lại sự công nhận và cơ hội phát triển, họ có xu hướng gắn kết cảm xúc với tổ chức đã tạo ra những điều đó. Các phân tích tổng hợp ghi nhận tương quan dương mạnh giữa sự thỏa mãn và cam kết tình cảm (Mathieu và Zajac, 1990; Meyer và cộng sự, 2002). Trong bối cảnh đại học Việt Nam, Tran và cộng sự (2023) cũng cho thấy sự thỏa mãn của giảng viên có quan hệ thuận với cam kết.
H1: Sự thỏa mãn công việc có tác động tích cực đến cam kết tình cảm.
Sự thỏa mãn cũng có thể tác động trực tiếp đến lòng trung thành. Tett và Meyer (1993) cho thấy sự thỏa mãn dự báo ý định nghỉ việc độc lập với cam kết. Griffeth và cộng sự (2000) xếp sự thỏa mãn công việc vào nhóm yếu tố dự báo quan trọng của việc nghỉ việc. Theo mô hình đầu tư, người thỏa mãn với những gì công việc mang lại sẽ ít muốn tìm nơi khác (Rusbult và Farrell, 1983).
H2: Sự thỏa mãn công việc có tác động tích cực đến lòng trung thành.
Người có cam kết tình cảm cao xem mình là một phần của tổ chức, nên họ muốn ở lại và sẵn sàng bảo vệ hình ảnh của tổ chức. Meyer và cộng sự (2002) ghi nhận cam kết tình cảm có tương quan âm với ý định nghỉ việc và hành vi nghỉ việc thực tế. Lý thuyết về sự gắn bó với công việc cũng xem sự gắn bó cảm xúc là một lý do quan trọng khiến người lao động ở lại (Mitchell và cộng sự, 2001).
H3: Cam kết tình cảm có tác động tích cực đến lòng trung thành.
Kết hợp H1 và H3, cam kết tình cảm có thể là cơ chế chuyển sự thỏa mãn thành lòng trung thành. Mowday và cộng sự (1982) cho rằng cam kết là thái độ ổn định hơn sự thỏa mãn và vì thế dự báo việc ở lại tốt hơn. Nhiều mô hình về nghỉ việc đặt cam kết ở giữa sự thỏa mãn và ý định rời đi (Tett và Meyer, 1993; Hom và cộng sự, 2017).
H4: Cam kết tình cảm đóng vai trò trung gian trong quan hệ giữa sự thỏa mãn công việc và lòng trung thành.
Trường công lập và trường ngoài công lập khác nhau về cơ chế tài chính, chế độ đãi ngộ và mức độ ổn định của việc làm. Những khác biệt này có thể làm thay đổi vai trò của sự thỏa mãn và của tình cảm gắn bó trong quyết định ở lại. Vì chưa có đủ cơ sở để dự đoán chiều của khác biệt, nghiên cứu nêu giả thuyết ở dạng không định hướng.
H5: Các quan hệ trong mô hình khác nhau giữa trường công lập và trường ngoài công lập.
3. Phương pháp nghiên cứu
3.1. Thang đo
Các khái niệm được đo bằng thang Likert 5 mức, từ 1 (hoàn toàn không đồng ý) đến 5 (hoàn toàn đồng ý). Sự thỏa mãn công việc gồm năm biến quan sát về sự thỏa mãn với sự công nhận, thành tựu, vị trí đang đảm nhiệm, cơ hội thăng tiến và cơ hội hoàn thiện bản thân. Thang đo được kế thừa từ Tran và cộng sự (2023), vốn được phát triển dựa trên chỉ số mô tả công việc (JDI) của Smith và cộng sự (1969). Cam kết tình cảm gồm bốn biến quan sát điều chỉnh từ Allen và Meyer (1990). Lòng trung thành gồm bốn biến quan sát về ý định làm việc lâu dài, xem tổ chức như ngôi nhà thứ hai, sẵn sàng bảo vệ tài sản và danh dự của tổ chức, và ở lại dù nơi khác trả lương cao hơn. Nội dung các biến quan sát được trình bày ở Bảng 2.
Trên biểu mẫu khảo sát, bốn câu hỏi về lòng trung thành dùng thang điểm theo chiều ngược với các phần còn lại, nên điểm của bốn câu này được mã hóa lại theo công thức điểm mới bằng 6 trừ điểm ban đầu trước khi phân tích. Sau khi mã hóa lại, thang trung thành tương quan âm chặt với ý định nghỉ việc đo trong cùng bảng hỏi (r = – 0,72), phù hợp với kỳ vọng lý thuyết.
3.2. Thu thập và làm sạch dữ liệu
Dữ liệu được thu thập từ tháng 4 – 6/2026 bằng bảng hỏi trực tuyến trên Google Forms, theo phương pháp chọn mẫu thuận tiện. Đối tượng là giảng viên và nhân viên đang làm việc tại các trường đại học ở Thành phố Hồ Chí Minh. Một câu hỏi sàng lọc xác nhận người trả lời đang làm việc trong lĩnh vực giáo dục. Người trả lời được thông báo mục đích nghiên cứu, tham gia tự nguyện và không phải cung cấp thông tin định danh.
Cuộc khảo sát thu về 276 phiếu. Quá trình làm sạch theo khuyến nghị về phát hiện câu trả lời thiếu chú ý của Meade và Craig (2012) và Curran (2016). Trước hết, nhóm tác giả so sánh từng cặp phiếu trên toàn bộ 80 câu hỏi Likert. Hai phiếu ngẫu nhiên trong mẫu khác nhau ở khoảng 56 câu, nhưng có 55 phiếu gần như trùng với một phiếu xuất hiện trước đó (chỉ khác từ một đến hai câu). Các phiếu này được xem là bản ghi trùng và bị loại, chỉ giữ lại phiếu xuất hiện trước. Tiếp theo, 3 phiếu có câu trả lời gần như giống nhau ở mọi câu hỏi (độ lệch chuẩn dưới 0,3) cũng bị loại. Mẫu phân tích còn 218 phiếu.
3.3. Phương pháp phân tích
Nghiên cứu sử dụng mô hình cấu trúc bình phương tối thiểu riêng phần (PLS-SEM), phù hợp với mục tiêu giải thích và dự báo biến kết quả và với cỡ mẫu vừa phải (Hair và cộng sự, 2022). Mô hình được ước lượng theo thuật toán PLS của Lohmöller (1989) với lược đồ trọng số đường dẫn, lập trình bằng Python. Phân tích gồm hai bước (Hair và cộng sự, 2019). Bước thứ nhất đánh giá mô hình đo lường qua hệ số tải, độ tin cậy, giá trị hội tụ và giá trị phân biệt. Bước thứ hai đánh giá mô hình cấu trúc qua đa cộng tuyến, hệ số đường dẫn, R², f² và khả năng dự báo ngoài mẫu bằng PLSpredict (Shmueli và cộng sự, 2019). Ý nghĩa thống kê được kiểm định bằng bootstrap 5.000 mẫu. Tác động gián tiếp được đánh giá theo Zhao và cộng sự (2010). Khác biệt giữa hai nhóm trường được kiểm định bằng phép hoán vị 1.000 lần (Sarstedt và cộng sự, 2011), sau khi kiểm tra tính bất biến của thang đo theo quy trình MICOM (Henseler và cộng sự, 2016).
Với hệ số đường dẫn nhỏ nhất cần phát hiện là 0,20 và mức ý nghĩa 5%, phương pháp căn bậc hai nghịch đảo cho cỡ mẫu tối thiểu là 155 (Kock và Hadaya, 2018). Cỡ mẫu của nghiên cứu vượt mức này.
4. Kết quả nghiên cứu
4.1. Đặc điểm mẫu
Người trả lời làm việc tại 26 trường đại học, trong đó 149 người (68,35%) thuộc trường công lập và 69 người (31,65%) thuộc trường ngoài công lập (Bảng 1). Nữ chiếm 72,02% mẫu. Phần lớn người trả lời là giảng viên (80,28%), có trình độ thạc sĩ (85,32%) và thuộc nhóm tuổi 26–39 (79,36%). Thâm niên trung vị tại trường hiện tại là 16 tháng, và 96 người (44,04%) mới làm việc tại trường từ 12 tháng trở xuống. Như vậy, đây là một đội ngũ khá trẻ và phần đông mới gắn bó với nhà trường.
Bảng 1. Đặc điểm mẫu khảo sát (n = 218)
| Đặc điểm | Phân loại | Tần số | Tỷ lệ (%) |
| Giới tính | Nam | 61 | 27,98 |
| Nữ | 157 | 72,02 | |
| Độ tuổi | 22–25 | 24 | 11,01 |
| 26–30 | 73 | 33,49 | |
| 31–39 | 100 | 45,87 | |
| 40–49 | 19 | 8,72 | |
| 50–60 | 2 | 0,92 | |
| Trình độ học vấn | Cử nhân | 7 | 3,21 |
| Thạc sĩ | 186 | 85,32 | |
| Tiến sĩ | 25 | 11,47 | |
| Chức vụ | Giảng viên, nhân viên | 175 | 80,28 |
| Quản lý cấp trung | 36 | 16,51 | |
| Quản lý cấp cao | 7 | 3,21 | |
| Thu nhập bình quân tháng | Dưới 10 triệu đồng | 99 | 45,41 |
| 10–15 triệu đồng | 65 | 29,82 | |
| 15–20 triệu đồng | 25 | 11,47 | |
| 20–30 triệu đồng | 19 | 8,72 | |
| Trên 30 triệu đồng | 10 | 4,59 | |
| Thâm niên tại trường | Từ 12 tháng trở xuống | 96 | 44,04 |
| 13–36 tháng | 70 | 32,11 | |
| 37–60 tháng | 16 | 7,34 | |
| Trên 60 tháng | 31 | 14,22 | |
| Không trả lời | 5 | 2,29 | |
| Loại hình trường | Công lập | 149 | 68,35 |
| Ngoài công lập | 69 | 31,65 | |
| Khối ngành | Kinh tế | 151 | 69,27 |
| Xã hội | 38 | 17,43 | |
| Tự nhiên | 21 | 9,63 | |
| Khác | 8 | 3,67 |
4.2. Đánh giá mô hình đo lường
Bảng 2 trình bày hệ số tải, độ tin cậy và giá trị hội tụ. Hệ số tải của các biến quan sát nằm trong khoảng từ 0,560 đến 0,938. Hai biến của thang trung thành là LOY1 (0,560) và LOY2 (0,593) có hệ số tải dưới 0,708. Hair và cộng sự (2022) khuyến nghị chỉ loại biến có hệ số tải từ 0,40 đến 0,70 nếu việc loại làm tăng độ tin cậy tổng hợp hoặc AVE vượt ngưỡng. Vì thang trung thành vẫn đạt độ tin cậy tổng hợp và AVE, đồng thời hai biến này phản ánh nội dung cốt lõi của khái niệm (ý định làm việc lâu dài và xem tổ chức như ngôi nhà thứ hai), nhóm tác giả giữ lại cả hai. Hệ số Cronbach’s alpha của ba thang đo từ 0,783 đến 0,864, độ tin cậy tổng hợp (CR) từ 0,805 đến 0,902, đều trên 0,70. AVE của các thang đo từ 0,519 đến 0,649, vượt ngưỡng 0,50. Hệ số VIF của các biến quan sát đều dưới 2,33, nên không có đa cộng tuyến giữa các biến đo lường.
Bảng 2. Thang đo, hệ số tải, độ tin cậy và giá trị hội tụ
| Mã | Nội dung câu hỏi | TB | ĐLC | Hệ số tải | α | CR | AVE |
| Sự thỏa mãn công việc (TM) | 0,864 | 0,902 | 0,649 | ||||
| TM1 | Tôi thỏa mãn với sự công nhận mà tôi nhận được trong công việc ở trường | 4,00 | 0,86 | 0,774 | |||
| TM2 | Tôi thỏa mãn với những thành tựu mà tôi đạt được khi làm việc ở trường | 3,97 | 0,90 | 0,771 | |||
| TM3 | Tôi thỏa mãn với vị trí tôi đang đảm nhiệm tại trường | 3,84 | 0,94 | 0,863 | |||
| TM4 | Tôi thỏa mãn với cơ hội thăng tiến khi làm việc ở trường | 3,89 | 0,94 | 0,848 | |||
| TM5 | Tôi thỏa mãn với cơ hội được hoàn thiện bản thân khi làm việc ở trường | 3,99 | 0,82 | 0,767 | |||
| Cam kết tình cảm (CK) | 0,809 | 0,873 | 0,633 | ||||
| CK1 | Tôi có tình cảm với trường | 3,94 | 0,96 | 0,793 | |||
| CK2 | Trường có nhiều ý nghĩa cá nhân đối với tôi | 3,93 | 0,91 | 0,774 | |||
| CK3 | Tôi là một thành viên trong gia đình của trường | 3,99 | 0,91 | 0,795 | |||
| CK4 | Hiện giờ, ở lại với trường là mong muốn của tôi | 3,94 | 0,88 | 0,819 | |||
| Lòng trung thành (TT) | 0,783 | 0,805 | 0,519 | ||||
| TT1 | Tôi có ý định làm việc lâu dài với tổ chức | 3,97 | 0,99 | 0,560 | |||
| TT2 | Tôi xem tổ chức này như ngôi nhà thứ hai của mình | 4,05 | 0,95 | 0,593 | |||
| TT3 | Tôi sẵn sàng lên tiếng bảo vệ tài sản, danh dự cho tổ chức | 3,73 | 1,22 | 0,727 | |||
| TT4 | Tôi sẽ ở lại dù nơi khác có đề nghị mức lương hấp dẫn hơn | 3,76 | 1,02 | 0,938 |
Giá trị phân biệt được đánh giá bằng tiêu chí Fornell và Larcker (1981) và chỉ số HTMT (Henseler và cộng sự, 2015). Căn bậc hai AVE của mỗi khái niệm đều lớn hơn tương quan của khái niệm đó với các khái niệm còn lại (Bảng 3). Các giá trị HTMT nằm trong khoảng từ 0,315 đến 0,751, thấp hơn ngưỡng 0,85. Giá trị HTMT cao nhất là giữa sự thỏa mãn và cam kết tình cảm (0,751), với khoảng tin cậy bootstrap 95% từ 0,562 đến 0,892. Cận trên của khoảng này thấp hơn ngưỡng 0,90, cho thấy hai khái niệm có liên hệ chặt nhưng vẫn phân biệt được. Như vậy, mô hình đo lường đạt yêu cầu về độ tin cậy và giá trị.
Bảng 3. Giá trị phân biệt theo Fornell–Larcker và HTMT
| Khái niệm | TM | CK | TT |
| Sự thỏa mãn công việc (TM) | 0,806 | (0,751) | (0,436) |
| Cam kết tình cảm (CK) | 0,640 | 0,796 | (0,315) |
| Lòng trung thành (TT) | 0,587 | 0,348 | 0,720 |
4.3. Sai lệch phương pháp chung
Vì dữ liệu được thu thập cùng lúc từ một nguồn và do người trả lời tự đánh giá, nghiên cứu kiểm tra sai lệch phương pháp chung bằng chỉ số VIF toàn phần (Kock, 2015). Các giá trị VIF toàn phần nằm trong khoảng từ 1,53 đến 2,28, đều dưới ngưỡng 3,3. Ngoài ra, thang trung thành dùng chiều điểm khác với hai thang còn lại, nên khó có chung một kiểu trả lời đồng loạt với chúng (Podsakoff và cộng sự, 2003). Do đó, sai lệch phương pháp chung không phải là vấn đề nghiêm trọng trong nghiên cứu này.
4.4. Đánh giá mô hình cấu trúc
Hệ số VIF giữa các biến tiềm ẩn độc lập là 1,69, thấp hơn ngưỡng 3, nên không có đa cộng tuyến trong mô hình cấu trúc (Hair và cộng sự, 2022). Bảng 4 và Hình 2 trình bày kết quả kiểm định giả thuyết.
Sự thỏa mãn công việc tác động tích cực và mạnh đến cam kết tình cảm (β = 0,640, t = 9,24, p < 0,001), nên H1 được ủng hộ. Sự thỏa mãn cũng tác động tích cực đến lòng trung thành (β = 0,617, t = 9,85, p < 0,001), nên H2 được ủng hộ. Ngược lại, tác động của cam kết tình cảm đến lòng trung thành gần bằng không và không có ý nghĩa thống kê (β = −0,047, t = 0,61, p = 0,543). Khoảng tin cậy 95% của hệ số này ([−0,190; 0,115]) chứa giá trị 0, nên H3 không được ủng hộ.
Tương quan giữa cam kết tình cảm và lòng trung thành là 0,348, tức hai khái niệm có liên hệ thuận. Mối liên hệ này biến mất khi sự thỏa mãn được đưa vào mô hình. Nói cách khác, phần chung giữa cam kết và lòng trung thành chủ yếu bắt nguồn từ sự thỏa mãn công việc.
Sự thỏa mãn giải thích 40,9% biến thiên của cam kết tình cảm (R² = 0,409). Sự thỏa mãn và cam kết tình cảm cùng giải thích 34,6% biến thiên của lòng trung thành (R² = 0,346). Theo Hair và cộng sự (2022), đây là mức giải thích từ yếu đến trung bình, phù hợp với các nghiên cứu về thái độ trong công việc. Hệ số f² cho thấy sự thỏa mãn có tác động lớn đến cam kết tình cảm (f² = 0,693) và tác động gần mức lớn đối với lòng trung thành (f² = 0,344). Tác động của cam kết tình cảm đến lòng trung thành không đáng kể (f² = 0,002).
Bảng 4. Kết quả kiểm định các tác động trực tiếp
| Giả thuyết | Quan hệ | β | t | p | KTC 95% | f² | Kết luận |
| H1 | TM → CK | 0,640 | 9,24 | < 0,001 | [0,491; 0,758] | 0,693 | Ủng hộ |
| H2 | TM → TT | 0,617 | 9,85 | < 0,001 | [0,499; 0,743] | 0,344 | Ủng hộ |
| H3 | CK → TT | −0,047 | 0,61 | 0,543 | [−0,190; 0,115] | 0,002 | Không ủng hộ |
4.5. Kiểm định vai trò trung gian
Tác động gián tiếp của sự thỏa mãn đến lòng trung thành thông qua cam kết tình cảm là −0,030 (t = 0,58, p = 0,559), với khoảng tin cậy 95% [−0,131; 0,078] chứa giá trị 0. Theo Zhao và cộng sự (2010), khi tác động gián tiếp không có ý nghĩa còn tác động trực tiếp có ý nghĩa, mô hình chỉ có tác động trực tiếp và không có trung gian. Vì vậy, H4 không được ủng hộ. Tổng tác động của sự thỏa mãn đến lòng trung thành là 0,587 (t = 10,37, p < 0,001), gần như toàn bộ đến từ đường tác động trực tiếp (Bảng 5).
Bảng 5. Tác động trực tiếp, gián tiếp và tổng tác động của sự thỏa mãn đến lòng trung thành
| Loại tác động | Quan hệ | β | t | p | KTC 95% |
| Tác động trực tiếp | TM → TT | 0,617 | 9,85 | < 0,001 | [0,499; 0,743] |
| Tác động gián tiếp | TM → CK → TT | −0,030 | 0,58 | 0,559 | [−0,131; 0,078] |
| Tổng tác động | TM → TT | 0,587 | 10,37 | < 0,001 | [0,486; 0,706] |
4.6. Khả năng dự báo ngoài mẫu
Khả năng dự báo ngoài mẫu được đánh giá bằng PLSpredict với 10 phần chia và 10 lần lặp (Shmueli và cộng sự, 2019). Bảng 6 cho thấy tất cả biến quan sát của cam kết tình cảm có Q²predict dương, từ 0,159 đến 0,344. Với thang trung thành, Q²predict của TT3 và TT4 dương (0,035 và 0,437), còn TT1 và TT2 có Q²predict âm. Sai số dự báo của mô hình PLS thấp hơn hoặc bằng mô hình hồi quy tuyến tính chuẩn ở 4 trên 8 biến quan sát. Theo hướng dẫn của Shmueli và cộng sự (2019), mô hình có khả năng dự báo ở mức thấp đến trung bình. Khả năng dự báo tốt hơn với cam kết tình cảm và với hai biểu hiện cụ thể của lòng trung thành là bảo vệ danh dự tổ chức và ở lại dù có lời mời lương cao hơn.
Bảng 6. Kết quả PLSpredict
| Biến quan sát | Q²predict | RMSE (PLS) | RMSE (LM) | MAE (PLS) | MAE (LM) |
| CK1 | 0,211 | 0,854 | 0,854 | 0,620 | 0,623 |
| CK2 | 0,159 | 0,835 | 0,848 | 0,593 | 0,619 |
| CK3 | 0,265 | 0,784 | 0,801 | 0,573 | 0,586 |
| CK4 | 0,344 | 0,718 | 0,721 | 0,558 | 0,548 |
| TT1 | −0,064 | 1,027 | 1,017 | 0,757 | 0,759 |
| TT2 | −0,054 | 0,979 | 0,971 | 0,744 | 0,744 |
| TT3 | 0,035 | 1,199 | 1,200 | 0,921 | 0,954 |
| TT4 | 0,437 | 0,766 | 0,707 | 0,524 | 0,420 |
4.7. So sánh trường công lập và ngoài công lập
Trước khi so sánh, nghiên cứu kiểm tra tính bất biến của thang đo giữa hai nhóm theo quy trình MICOM (Henseler và cộng sự, 2016). Bước một được đáp ứng vì hai nhóm dùng cùng thang đo, cùng cách mã hóa và cùng thuật toán ước lượng. Ở bước hai, hệ số tương quan giữa điểm tổng hợp tính theo trọng số của hai nhóm đều xấp xỉ 1 (từ 0,996 đến 0,999) và không thấp hơn phân vị 5% của phân phối hoán vị, nên tính bất biến về cấu thành được xác lập. Ở bước ba, chênh lệch trung bình và phương sai của các khái niệm giữa hai nhóm đều nằm trong khoảng tin cậy hoán vị 95%, nên đạt bất biến toàn phần. Như vậy, có thể so sánh hệ số đường dẫn giữa hai nhóm.
Bảng 7 cho thấy, sự thỏa mãn tác động mạnh đến cam kết tình cảm và lòng trung thành ở cả hai nhóm trường. Tác động của sự thỏa mãn đến cam kết ở trường ngoài công lập (0,766) cao hơn trường công lập (0,600), nhưng chênh lệch không có ý nghĩa thống kê (p = 0,299). Cam kết tình cảm không tác động đến lòng trung thành ở cả hai nhóm. Không có chênh lệch nào giữa hai nhóm có ý nghĩa ở mức 5%, nên H5 không được ủng hộ. Kết quả này cho thấy cơ chế hình thành lòng trung thành tương tự nhau ở hai loại hình trường. Nhóm ngoài công lập chỉ có 69 người, nên kiểm định có thể chưa đủ mạnh để phát hiện các khác biệt nhỏ.
Bảng 7. So sánh hệ số đường dẫn giữa trường công lập (n = 149) và ngoài công lập (n = 69)
| Quan hệ | Công lập β (t) | Ngoài công lập β (t) | Chênh lệch | p hoán vị |
| TM → CK | 0,600 (6,78) | 0,766 (14,55) | −0,166 | 0,299 |
| TM → TT | 0,627 (8,45) | 0,672 (3,38) | −0,045 | 0,752 |
| CK → TT | 0,000 (0,00) | −0,201 (0,86) | 0,201 | 0,239 |
| TM → CK → TT | 0,000 (0,00) | −0,154 (0,83) | 0,154 | 0,182 |
4.8. Kiểm tra độ vững
Nghiên cứu ước lượng lại mô hình với bốn biến kiểm soát là thâm niên tại trường (logarit số tháng), chức vụ quản lý, giới tính và loại hình trường. Kết quả chính không thay đổi. Sự thỏa mãn vẫn tác động đến cam kết tình cảm (β = 0,674, t = 8,89) và lòng trung thành (β = 0,607, t = 8,02), còn tác động của cam kết tình cảm đến lòng trung thành vẫn không có ý nghĩa (β = −0,054, t = 0,70). Trong các biến kiểm soát, thâm niên có tác động dương đến cam kết tình cảm (β = 0,160, t = 2,39), và người giữ chức vụ quản lý có lòng trung thành cao hơn (β = 0,114, t = 2,73). Giới tính và loại hình trường không có tác động đáng kể.
5. Thảo luận
Sự thỏa mãn công việc là biến giải thích chính trong mô hình. Sự thỏa mãn với sự công nhận, thành tựu, vị trí, cơ hội thăng tiến và cơ hội hoàn thiện bản thân giải thích 40,9% biến thiên của cam kết tình cảm. Kết quả này phù hợp với các phân tích tổng hợp (Mathieu và Zajac, 1990; Meyer và cộng sự, 2002) và với nghiên cứu về giảng viên đại học ở Việt Nam của Tran và cộng sự (2023). Theo lý thuyết trao đổi xã hội, khi nhà trường ghi nhận đóng góp và tạo điều kiện phát triển, người lao động đáp lại bằng tình cảm gắn bó (Blau, 1964; Cropanzano và Mitchell, 2005).
Sự thỏa mãn cũng là yếu tố trực tiếp và gần như duy nhất trong mô hình giải thích lòng trung thành. Phát hiện này phù hợp với Tett và Meyer (1993), vốn cho thấy sự thỏa mãn dự báo ý định nghỉ việc độc lập với cam kết. Mô hình đầu tư của Rusbult và Farrell (1983) giúp giải thích kết quả này. Ở một đội ngũ đông người trẻ, đa số có trình độ thạc sĩ và đang trong giai đoạn xây dựng sự nghiệp, quyết định ở lại gắn với việc công việc hiện tại có đem lại sự công nhận và cơ hội tiến lên hay không. Bốn biểu hiện của lòng trung thành trong nghiên cứu, đặc biệt là ở lại dù nơi khác trả lương cao hơn, đều mang tính so sánh giữa nơi làm việc hiện tại và các lựa chọn khác. Một sự so sánh như vậy dựa nhiều vào đánh giá về công việc.
Cam kết tình cảm không tác động đến lòng trung thành khi đã tính đến sự thỏa mãn, nên vai trò trung gian của cam kết không được ủng hộ. Kết quả này khác với kỳ vọng của nhiều mô hình về nghỉ việc (Mowday và cộng sự, 1982; Meyer và cộng sự, 2002). Có ba cách giải thích. Thứ nhất, cam kết tình cảm cần thời gian để hình thành (Meyer và Allen, 1991). Thâm niên trung vị của mẫu chỉ hơn một năm, và kết quả kiểm tra độ vững cho thấy thâm niên làm tăng cam kết tình cảm. Với người mới về trường, tình cảm gắn bó có thể chưa đủ sâu để trở thành lý do độc lập để ở lại. Thứ hai, cam kết tình cảm và lòng trung thành vẫn tương quan thuận với nhau, nhưng phần chung này chủ yếu bắt nguồn từ sự thỏa mãn. Điều này phù hợp với quan điểm của Solinger và cộng sự (2008) rằng cam kết là một thái độ đối với tổ chức, còn ý định ở lại là một kết quả hành vi có thể chịu tác động trực tiếp từ đánh giá về công việc. Thứ ba, thang thỏa mãn trong nghiên cứu tập trung vào các yếu tố động viên theo Herzberg và cộng sự (1959). Đây là những khía cạnh gắn trực tiếp với triển vọng nghề nghiệp, nên có thể “hút” phần lớn ảnh hưởng mà trong các nghiên cứu khác thuộc về cam kết.
Các quan hệ trong mô hình không khác biệt giữa trường công lập và trường ngoài công lập. Dù hai loại hình trường khác nhau về cơ chế tài chính và đãi ngộ, sự thỏa mãn với sự công nhận và cơ hội phát triển vẫn là cơ sở của lòng trung thành ở cả hai. Kết quả kiểm tra độ vững cũng cho thấy người giữ chức vụ quản lý trung thành hơn, có thể do họ đã đầu tư nhiều hơn vào tổ chức và có vị trí khó tìm được ở nơi khác (Rusbult và Farrell, 1983).
6. Kết luận và hàm ý
6.1. Kết luận
Nghiên cứu kiểm định quan hệ giữa sự thỏa mãn công việc, cam kết tình cảm và lòng trung thành với mẫu 218 giảng viên, nhân viên của 26 trường đại học tại Thành phố Hồ Chí Minh. Sự thỏa mãn tác động mạnh đến cả cam kết tình cảm và lòng trung thành. Cam kết tình cảm không tác động đến lòng trung thành khi đã tính đến sự thỏa mãn, nên không đóng vai trò trung gian. Các quan hệ này giống nhau ở trường công lập và ngoài công lập.
Nghiên cứu góp phần làm rõ vị trí của cam kết tình cảm trong cơ chế giữ chân người lao động. Thay vì mặc định cam kết là cầu nối giữa sự thỏa mãn và lòng trung thành, kết quả cho thấy ở đội ngũ trẻ và mới gắn bó, sự thỏa mãn tác động trực tiếp đến ý định ở lại. Điều này ủng hộ cách nhìn của mô hình đầu tư (Rusbult và Farrell, 1983) bên cạnh cách nhìn của lý thuyết trao đổi xã hội. Nghiên cứu cũng cho thấy cần xét đến thâm niên khi kiểm định vai trò của cam kết tình cảm.
6.2. Hàm ý quản trị
Kết quả gợi ý một số hàm ý cho lãnh đạo các trường đại học. Thứ nhất, để giữ chân giảng viên và nhân viên, nhà trường cần ưu tiên các yếu tố tạo nên sự thỏa mãn, gồm ghi nhận kịp thời và công khai các đóng góp, tạo điều kiện để người lao động đạt thành tựu chuyên môn, minh bạch lộ trình thăng tiến và hỗ trợ học tập nâng cao trình độ. Thứ hai, các hoạt động xây dựng tình cảm gắn bó vẫn có giá trị vì chúng gắn với sự thỏa mãn, nhưng không nên xem đó là công cụ chính để giữ người ở giai đoạn đầu. Thứ ba, vì thâm niên làm tăng cam kết tình cảm, nhà trường nên chú trọng các chương trình hội nhập, kèm cặp và phát triển nghề nghiệp trong một hai năm đầu, khi người lao động mới chưa hình thành sự gắn bó. Thứ tư, các hàm ý này áp dụng chung cho cả trường công lập và ngoài công lập.
Nghiên cứu có một số hạn chế. Thứ nhất, dữ liệu cắt ngang không cho phép khẳng định quan hệ nhân quả. Nghiên cứu theo thời gian sẽ giúp làm rõ cam kết tình cảm hình thành và tác động thế nào khi thâm niên tăng lên. Thứ hai, mẫu thuận tiện tập trung vào khối ngành kinh tế và ở TP. Hồ Chí Minh, nên khả năng khái quát còn hạn chế.
Tài liệu tham khảo:
Allen, N. J., & Meyer, J. P. (1990). The measurement and antecedents of affective, continuance and normative commitment to the organization. Journal of Occupational Psychology, 63(1), 1–18. https://doi.org/10.1111/j.2044-8325.1990.tb00506.x.
Blau, P. M. (1964). Exchange and power in social life. Wiley.
Cropanzano, R., & Mitchell, M. S. (2005). Social exchange theory: An interdisciplinary review. Journal of Management, 31(6), 874–900. https://doi.org/10.1177/0149206305279602.
Curran, P. G. (2016). Methods for the detection of carelessly invalid responses in survey data. Journal of Experimental Social Psychology, 66, 4–19. https://doi.org/10.1016/j.jesp.2015.07.006.
Fornell, C., & Larcker, D. F. (1981). Evaluating structural equation models with unobservable variables and measurement error. Journal of Marketing Research, 18(1), 39–50. https://doi.org/10.1177/002224378101800104.
Griffeth, R. W., Hom, P. W., & Gaertner, S. (2000). A meta-analysis of antecedents and correlates of employee turnover: Update, moderator tests, and research implications for the next millennium. Journal of Management, 26(3), 463–488. https://doi.org/10.1177/014920630002600305.
Hair, J. F., Hult, G. T. M., Ringle, C. M., & Sarstedt, M. (2022). A primer on partial least squares structural equation modeling (PLS-SEM) (3rd ed.). Sage.
Hair, J. F., Risher, J. J., Sarstedt, M., & Ringle, C. M. (2019). When to use and how to report the results of PLS-SEM. European Business Review, 31(1), 2–24. https://doi.org/10.1108/EBR-11-2018-0203.
Henseler, J., Ringle, C. M., & Sarstedt, M. (2015). A new criterion for assessing discriminant validity in variance-based structural equation modeling. Journal of the Academy of Marketing Science, 43(1), 115–135. https://doi.org/10.1007/s11747-014-0403-8.
Henseler, J., Ringle, C. M., & Sarstedt, M. (2016). Testing measurement invariance of composites using partial least squares. International Marketing Review, 33(3), 405–431. https://doi.org/10.1108/IMR-09-2014-0304.
Herzberg, F., Mausner, B., & Snyderman, B. B. (1959). The motivation to work (2nd ed.). Wiley.
Hirschman, A. O. (1970). Exit, voice, and loyalty: Responses to decline in firms, organizations, and states. Harvard University Press.
Hom, P. W., Lee, T. W., Shaw, J. D., & Hausknecht, J. P. (2017). One hundred years of employee turnover theory and research. Journal of Applied Psychology, 102(3), 530–545. https://doi.org/10.1037/apl0000103
Kock, N. (2015). Common method bias in PLS-SEM: A full collinearity assessment approach. International Journal of e-Collaboration, 11(4), 1–10. https://doi.org/10.4018/ijec.2015100101
Kock, N., & Hadaya, P. (2018). Minimum sample size estimation in PLS-SEM: The inverse square root and gamma-exponential methods. Information Systems Journal, 28(1), 227–261. https://doi.org/10.1111/isj.12131
Locke, E. A. (1976). The nature and causes of job satisfaction. In M. D. Dunnette (Ed.), Handbook of industrial and organizational psychology (pp. 1297–1349). Rand McNally.
Lohmöller, J.-B. (1989). Latent variable path modeling with partial least squares. Physica-Verlag.
Mathieu, J. E., & Zajac, D. M. (1990). A review and meta-analysis of the antecedents, correlates, and consequences of organizational commitment. Psychological Bulletin, 108(2), 171–194. https://doi.org/10.1037/0033-2909.108.2.171
Matzler, K., & Renzl, B. (2006). The relationship between interpersonal trust, employee satisfaction, and employee loyalty. Total Quality Management & Business Excellence, 17(10), 1261–1271. https://doi.org/10.1080/14783360600753653
Meade, A. W., & Craig, S. B. (2012). Identifying careless responses in survey data. Psychological Methods, 17(3), 437–455. https://doi.org/10.1037/a0028085
Meyer, J. P., & Allen, N. J. (1991). A three-component conceptualization of organizational commitment. Human Resource Management Review, 1(1), 61–89. https://doi.org/10.1016/1053-4822(91)90011-Z
Meyer, J. P., & Herscovitch, L. (2001). Commitment in the workplace: Toward a general model. Human Resource Management Review, 11(3), 299–326. https://doi.org/10.1016/S1053-4822(00)00053-X.
Meyer, J. P., Stanley, D. J., Herscovitch, L., & Topolnytsky, L. (2002). Affective, continuance, and normative commitment to the organization: A meta-analysis of antecedents, correlates, and consequences. Journal of Vocational Behavior, 61(1), 20–52. https://doi.org/10.1006/jvbe.2001.1842.
Mitchell, T. R., Holtom, B. C., Lee, T. W., Sablynski, C. J., & Erez, M. (2001). Why people stay: Using job embeddedness to predict voluntary turnover. Academy of Management Journal, 44(6), 1102–1121. https://doi.org/10.5465/3069391.
Mowday, R. T., Porter, L. W., & Steers, R. M. (1982). Employee–organization linkages: The psychology of commitment, absenteeism, and turnover. Academic Press.
Podsakoff, P. M., MacKenzie, S. B., Lee, J.-Y., & Podsakoff, N. P. (2003). Common method biases in behavioral research: A critical review of the literature and recommended remedies. Journal of Applied Psychology, 88(5), 879–903. https://doi.org/10.1037/0021-9010.88.5.879.
Rusbult, C. E., & Farrell, D. (1983). A longitudinal test of the investment model: The impact on job satisfaction, job commitment, and turnover of variations in rewards, costs, alternatives, and investments. Journal of Applied Psychology, 68(3), 429–438. https://doi.org/10.1037/0021-9010.68.3.429.
Sarstedt, M., Henseler, J., & Ringle, C. M. (2011). Multigroup analysis in partial least squares (PLS) path modeling: Alternative methods and empirical results. In M. Sarstedt, M. Schwaiger, & C. R. Taylor (Eds.), Measurement and research methods in international marketing (Advances in International Marketing, Vol. 22, pp. 195–218). Emerald. https://doi.org/10.1108/S1474-7979(2011)0000022012.
Shmueli, G., Sarstedt, M., Hair, J. F., Cheah, J.-H., Ting, H., Vaithilingam, S., & Ringle, C. M. (2019). Predictive model assessment in PLS-SEM: Guidelines for using PLSpredict. European Journal of Marketing, 53(11), 2322–2347. https://doi.org/10.1108/EJM-02-2019-0189.
Smith, P. C., Kendall, L. M., & Hulin, C. L. (1969). The measurement of satisfaction in work and retirement. Rand McNally.
Solinger, O. N., van Olffen, W., & Roe, R. A. (2008). Beyond the three-component model of organizational commitment. Journal of Applied Psychology, 93(1), 70–83. https://doi.org/10.1037/0021-9010.93.1.70.
Spector, P. E. (1997). Job satisfaction: Application, assessment, causes, and consequences. Sage.
Tett, R. P., & Meyer, J. P. (1993). Job satisfaction, organizational commitment, turnover intention, and turnover: Path analyses based on meta-analytic findings. Personnel Psychology, 46(2), 259–293. https://doi.org/10.1111/j.1744-6570.1993.tb00874.x.
Tran, H. V., Tran, A. V., & Le, M. N. B. (2023). The relationship between organizational culture, job satisfaction, and commitment of lecturers at universities. Emerging Science Journal, 7(Special issue), 279–292. https://doi.org/10.28991/ESJ-2023-SIED2-021.
Zhao, X., Lynch, J. G., Jr., & Chen, Q. (2010). Reconsidering Baron and Kenny: Myths and truths about mediation analysis. Journal of Consumer Research, 37(2), 197–206. https://doi.org/10.1086/651257.
