Luận văn Ảnh hưởng của lãnh đạo tạo sự thay đổi đến sự thỏa mãn với công việc và lòng trung thành đối với tổ chức của nhân viên

2. ĐIỀU CHỈNH THANG ĐO Các khái niệm sử dụng trong nghiên cứu gồm lãnh đạo tạo sự thay đổi, sự thỏa mãn và lòng trung thành. Thang đo của các khái niệm này đã được xây dựng, đo lường ở các nước công nghiệp phát triển. Và ở Việt Nam, các thang đo này cũng đã được một số nhà nghiên cứu xây dựng, đo lường trong điều kiện Việt Nam như các nghiên cứu của Trần & Nguyễn (2005). Trong luận văn này, nghiên cứu đã kế thừa và tiếp tục hoàn thiện các thang đo này. 3.2.1. Thang đo lãnh đạo tạo sự thay đổi Nghiên cứu sử dụng thang đo lãnh đạo tạo sự thay đổi trong bảng câu hỏi lãnh đạo đa thành phần của Bass (1985) với phiên bản MLQ-5X đã được Bass & Avolio (1997) (theo Bass & Riggio 2006) điều chỉnh. Phiên bản này gồm 20 mục hỏi cho 5 thành tố thang đo lãnh đạo tạo sự thay đổi. Qua khảo sát thử (n = 30), nghiên cứu có điều chỉnh lại câu từ cho câu IC2: IC2 Trước khi khảo sát thử: Lãnh đạo luôn đối xử với Anh/Chị như một cá nhân hơn là thành viên của nhóm. IC2 Trong nghiên cứu chính thức: Lãnh đạo luôn đối xử với Anh/Chị như một cá nhân hơn là giữa cấp trên đối với cấp dưới hay giữa chủ với người làm thuê. Bảng 3.2: Thang đo lãnh đạo tạo sự thay đổi trong nghiên cứu chính thức Nghĩ về vị lãnh đạo của mình, Anh/Chị cảm thấy... IA1 Tự hào, hãnh diện khi làm việc cùng họ. IA2 Họ hy sinh sở thích cá nhân cho những điều tốt đẹp của nhóm, của tổ chức. IA3 Họ luôn có những hành động khiến Anh/Chị ngưỡng mộ, kính trọng. IA4 Đối với Anh/Chị, lãnh đạo luôn toát ra là người có quyền lực và tự tin. IB1 Họ nói với Anh/Chị về những niềm tin, những giá trị quan trọng nhất của họ. 38 IB2 Họ luôn chỉ cho Anh/Chị thấy rõ tầm quan trọng của việc phải có được cảm xúc mạnh mẽ khi thực hiện nhiệm vụ, mục tiêu. IB3 Họ quan tâm khía cạnh đạo đức và kết quả của những quyết định có đạo đức. IB4 Họ luôn nhấn mạnh tầm quan trọng trong việc Anh/Chị có cùng sứ mạng với tổ chức. IM1 Họ luôn nói với Anh/Chị một cách lạc quan về tương lai của tổ chức. IM2 Họ luôn truyền đạt nhiệt tình kinh nghiệm cần thiết để Anh/Chị có được thành công. IM3 Họ luôn chỉ cho Anh/Chị thấy một viễn cảnh tương lai hấp dẫn. IM4 Họ luôn tin rằng mục tiêu chắc chắn sẽ đạt được. IS1 Họ xem lại các giả định cho các vấn đề đã nêu để xem sự phù hợp của nó. IS2 Họ luôn tìm kiếm những hướng khác nhau khi giải quyết vấn đề. IS3 Họ luôn khuyên Anh/Chị nên nhìn vấn đề từ nhiều góc cạnh. IS4 Họ luôn đưa ra những phương pháp mới cho những vấn đề cũ. IC1 Họ luôn hướng dẫn, tư vấn cho Anh/Chị. IC2 Họ đối xử với Anh/Chị như một cá nhân hơn là giữa cấp trên đối với cấp dưới hay giữa chủ với người làm thuê. IC3 Họ luôn quan tâm tới nhu cầu, khả năng, và khát vọng của Anh/Chị. IC4 Họ luôn hỗ trợ để Anh/Chị phát triển điểm mạnh của mình. 3.2.2. Thang đo sự thỏa mãn đối với công việc của nhân viên Nghiên cứu này dùng thang đo lường chung về sự thỏa mãn đối với công việc. Đây là sự cải tiến của thang đo JDI và cũng được nhiều nhà nghiên cứu sử dụng trong điều kiện Việc Nam. Trong nghiên cứu khám phá và nghiên cứu thử, kết quả cho thấy thang đo này không cần phải điều chỉnh câu chữ hay thêm bớt biến. Thang đo này gồm 5 mục hỏi và được đo bằng thang đo Likert 5 điểm. 39 Bảng 3.3: Thang đo sự thỏa mãn chung dùng cho nghiên cứu chính thức Anh/chị cảm thấy JS1 Công ty này là nơi tốt nhất để Anh/Chị làm việc. JS2 Công ty như mái nhà thứ hai của mình. JS3 Vui mừng khi chọn công ty này để làm việc. JS4 Nếu được chọn lại nơi làm việc, Anh/Chị vẫn chọn công ty này. JS5 Nhìn chung, Anh/Chị cảm thấy rất hài lòng khi làm việc ở đây. 3.2.3. Thang đo lòng trung thành của nhân viên đối với tổ chức Nghiên cứu xem xét lòng trung thành là một thành phần của sự gắn kết với tổ chức (organiztional commitment) và dùng thang đo lòng trung thành của Mowday et al. (1979) đã được Trần Kim Dung điều chỉnh trong điều kiện Việt Nam với ba mục hỏi và mục hỏi thứ tư: nhân viên luôn làm việc hết mình vì tổ chức – đây là kết quả trong nghiên cứu khám phá. Bảng 3.4: Thang đo lòng trung thành dùng cho nghiên cứu chính thức EL1 Anh/Chị muốn ở lại làm việc cùng tổ chức đến cuối đời. EL2 Anh/Chị sẽ ở lại làm việc lâu dài với tổ chức dù nơi khác có đề nghị lương bổng hấp dẫn hơn. EL3 Anh/Chị luôn trung thành với tổ chức. EL4 Anh/Chị luôn làm việc hết mình vì tổ chức. 3.3. KIỂM ĐỊNH SƠ BỘ THANG ĐO 3.3.1. Thang đo lãnh đạo tạo sự thay đổi Trong nghiên cứu chính thức, cả 20 biến trong thang đo lãnh đạo tạo sự thay đổi đều có tương quan biến tổng lớn hơn 0.4 và hệ số Cronbach Alpha đạt yêu cầu từ sử dụng được đến tốt (Cronbach Alpha > 0.7). Nunnally & Bernstein 1994 (theo 40 Nguyễn 2011:351); Nunnally (1978), Peterson (1994), Slater (1995) (theo Hoàng & Chu 2005) thì: khi Cronbach Alpha từ 0.8 trở lên gần đến 1 thì thang đo thường là tốt, từ 0.7 đến 0.8 là sử dụng được. Cũng có nhà nghiên cứu đề nghị rằng Cronbach Alpha từ 0.6 trở lên là có thể sử dụng được trong trường hợp khái niệm đang nghiên cứu là mới hoặc mới đối với người trả lời trong bối cảnh nghiên cứu. Bảng 3.5: Hệ số tin cậy của các thành phần thang đo lãnh đạo tạo sự thay đổi Thành phần lãnh đạo hấp dẫn bằng phẩm chất: Alpha = 0.840 TB thang đo nếu loại biến P.sai thang đo nếu loại biến Tương quan biến – tổng Alpha nếu loại biến IA1 9.04 7.146 .705 .784 IA2 9.35 7.333 .654 .805 IA3 9.13 6.640 .796 .741 IA4 8.64 7.597 .550 .851 Thành phần lãnh đạo hấp dẫn bằng hành vi: Alpha = 0.724 TB thang đo nếu loại biến P.sai thang đo nếu loại biến Tương quan biến – tổng Alpha nếu loại biến IB1 9.47 5.999 .498 .671 IB2 9.35 5.632 .572 .626 IB3 9.27 6.210 .444 .703 IB4 9.06 5.964 .539 .647 Thành phần lãnh đạo truyền cảm hứng: Alpha = 0.784 TB thang đo nếu loại biến P.sai thang đo nếu loại biến Tương quan biến – tổng Alpha nếu loại biến IM1 9.91 6.091 .516 .767 IM2 10.09 5.908 .476 .791 IM3 10.22 5.016 .745 .646 IM4 10.05 5.624 .642 .705 41 Thành phần lãnh đạo kích thích sự thông minh: Alpha = 0.849 TB thang đo nếu loại biến P.sai thang đo nếu loại biến Tương quan biến – tổng Alpha nếu loại biến IS1 10.04 6.802 .563 .859 IS2 9.57 6.043 .777 .772 IS3 9.62 5.921 .721 .794 IS4 10.02 6.029 .701 .803 Thành phần lãnh đạo quan tâm đến từng cá nhân: Alpha = 0.827 TB thang đo nếu loại biến P.sai thang đo nếu loại biến Tương quan biến – tổng Alpha nếu loại biến IC1 8.86 6.799 .619 .797 IC2 9.15 7.688 .513 .839 IC3 9.18 6.198 .755 .732 IC4 8.98 6.208 .732 .743 3.3.2. Thang đo sự thỏa mãn Thang đo sự thỏa mãn chỉ có một thành phần duy nhất với năm mục hỏi và có hệ số tin cậy Cronbach Alpha 0.935 đạt giá trị yêu cầu (Bảng 3.5). Bảng 3.6: Hệ số tin cậy của thang đo sự thỏa mãn: Alpha = 0.935 TB thang đo nếu loại biến P.sai thang đo nếu loại biến Tương quan biến – tổng Alpha nếu loại biến JS1 11.62 14.438 .808 .924 JS2 11.65 14.068 .819 .922 JS3 11.62 13.798 .875 .912 JS4 11.67 13.028 .852 .917 JS5 11.53 14.238 .793 .927 42 3.3.3. Thang đo lòng trung thành Thang đo lòng trung thành cũng chỉ có một thành phần với bốn mục hỏi và có hệ số tin cậy Cronbach Alpha 0.821 đạt giá trị yêu cầu (Bảng 3.6). Bảng 3.7: Hệ số tin cậy của thang đo lòng trung thành: Alpha = 0.821 TB thang đo nếu loại biến P.sai thang đo nếu loại biến Tương quan biến – tổng Alpha nếu loại biến EL1 8.47 7.220 .680 .759 EL2 8.41 7.195 .663 .766 EL3 8.08 6.970 .789 .709 EL4 7.39 8.322 .466 .854 3.4. KIỂM ĐỊNH THANG ĐO BẰNG PHÂN TÍCH NHÂN TỐ KHÁM PHÁ (EFA) Phân tích nhân tố khám phá (EFA), nghiên cứu quan tâm các tiêu chuẩn sau: Thứ nhất, hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) ≥ 0.5 với mức ý nghĩa của kiểm định Bartlett ≤ 0.05. Bartlett’s test kiểm tra H0: các biến không có tương quan với nhau trong tổng thể (Kaiser 1974, theo Nguyễn 2011; Hoàng & Chu 2005, 2008). Thứ hai, hệ số tải nhân tố (Factor loading) > 0.45. Đây là chỉ tiêu đảm bảo mức ý nghĩa thiết thực của EFA (Ensuring practical signficance). Hệ số tải nhân tố >0.3 được xem là đạt mức tối thiểu; >0.4 được xem là quan trọng; >0.5 được xem là có ý nghĩa thực tiễn. Nếu chọn hệ số tải nhân tố >0.3 thì cỡ mẫu ít nhất là 350 (Hair & ctg, 1998:111). Nguyễn (2006) cho rằng hệ số tải nhân tố >0.45, nếu các biến quan sát nào có hệ số tải nhân tố ≤0.45 sẽ bị loại. Xét kích thước mẫu (338 bản), nghiên cứu loại các biến có hệ số tải nhân tố ≤0.45. Thứ ba, sự khác biệt giữa hệ số tải nhân tố của một biến lên các nhân tố phải >0.2 để đảm bảo được sự khác biệt. 43 Thứ tư, tổng phương sai trích đạt ≥ 50% và eigenvalue > 1 thì thang đo mới được chấp nhận (Hoàng & Chu 2005, 2008; Nguyễn 2011). Nghiên cứu tiến hành phân tích nhân tố khám phá (EFA) với thang đo lãnh đạo tạo sự thay đổi, sự thỏa mãn và lòng trung thành bằng phương pháp trích Principal components, phép quay Varimax và trích các yếu tố có Eigenvalue lớn hơn 1. 3.4.1. EFA thang đo lãnh đạo tạo sự thay đổi • Bartlett’s test kiểm tra giả thuyết H0: các biến không có tương quan với nhau trong tổng thể đạt mức ý nghĩa .000 (sig =.000), và hệ số KMO=.921 nên phù hợp để tiến hành phân tích nhân tố EFA. • Biến IC2 có hệ số tải nhân tố (Factor loading) đạt 0.411<0.45 nên bị loại. • Các biến IB4, IC4, IC3, lần lượt bị loại do có hệ số tải nhân tố của nó với các nhân tố khác < 0.2 nên không đảm bảo được sự phân biệt giữa các nhân tố và bị loại (nghiên cứu sẽ loại dần từng biến một theo trật tự các biến có hệ số tải nhân tố lớn nhất mà không đạt nhất sẽ bị loại ra đầu tiên, sự phân biệt của biến với các nhân tố là ít nhất sẽ bị loại đầu tiên). • Tổng phương sai trích 3 nhân tố là 56.739% nên đạt yêu cầu (Phụ lục EFA-1). Phân tích EFA của thang đo MLQ với 20 biến đầu vào, phân tích thành 3 nhân tố với 16 biến trích trong từng nhóm phù hợp, loại 4 biến. Nghiên cứu tính lại Cronbach Alpha cho 3 nhân tố trên (Phụ lục Cronbach Alpha lần 2) và EFA hiệu chỉnh lại thang đo MLQ sau cùng của 16 biến với hệ số KMO=0.905, Bartlett’s test đạt mức ý nghĩa .000 (sig=0.000), hệ số tải nhân tố của các biến đều >0.45, sự khác biệt giữa hệ số tải nhân tố của các biến cùng trích trên các nhân tố >0.2 và tổng phương sai trích là 59.932% (Phụ lục EFA-2). Tổng hợp kết quả trong bảng 3.7 44 Bảng 3.8: Bảng tổng hợp kết quả EFA-2 và Cronbach Alpha lần 2 của thang đo lãnh đạo tạo sự thay đổi Nhân tố Biến quan sát 1 2 3 IS3 .819 IS2 .817 IS4 .783 IC1 .636 IS1 .549 IM2 .470 IA3 .781 IA2 .754 IA1 .745 IA4 .602 IB3 .599 IM3 .829 IM4 .776 IM1 .711 IB1 .567 IB2 .531 Cronbach Alpha 0.864 0.83 0.787 Initial Eigenvalues 3.415 3.346 2.829 % Phương sai trích 21.343 20.910 17.679 Tổng phương sai 59.932% Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization. a. Rotation Converged 5 it erations. 3.4.2. EFA thang đo sự thỏa mãn Bartlett’s test kiểm tra giả thuyết H0: các biến không có tương quan với nhau trong tổng thể đạt mức ý nghĩa .000 (sig =.000) và số KMO=.887 nên phù hợp để tiến hành phân tích EFA. Các biến được trích thành 1 nhân tố với hệ số tải nhân tố nhỏ nhất đạt 0.865, tổng phương sai trích là 79.685% nên đạt yêu cầu. Tổng hợp kết quả trong bảng 3.8 (Phụ lục EFA-3). 45 Bảng 3.9: Kết quả EFA của thang đo sự thỏa mãn Nhân tố Biến quan sát 1 JS3 .924 JS4 .908 JS2 .887 JS1 .879 JS5 .865 Cronbach Alpha 0.935 Initial Eigenvalues 3.984 % Phương sai trích 79.685 Tổng phương sai 79.685% 3.4.3. EFA thang đo lòng trung thành Bartlett’s test kiểm tra H0: các biến không có tương quan với nhau trong tổng thể có sig =.000; KMO=.742 nên phù hợp tiến hành phân tích EFA. Các biến được trích thành 1 nhân tố với hệ số tải nhân tố nhỏ nhất đạt 0.654, tổng phương sai trích là 65.927% nên đạt yêu cầu. Kết quả được trình bày trong bảng 3.9 (Phụ lục EFA-4). Bảng 3.10: Kết quả EFA của thang đo lòng trung thành Nhân tố Biến quan sát 1 EL3 .900 EL1 .839 EL2 .834 EL4 .654 Cronbach Alpha 0.821 Initial Eigenvalues 2.637 % Phương sai trích 65.927 Tổng phương sai 65.927% 46 3.4.4. Điều chỉnh mô hình Kiểm định sơ bộ thang đo, thực hiện EFA, kiểm định chính thức lại độ tin cậy của thang đo lãnh đạo. Nghiên cứu có mô hình điều chỉnh sau (hình 3.2) (hình 3.3). Hình 3.2: Mô hình nghiên cứu điều chỉnh từ mô hình (1) Hình 3.3: Mô hình nghiên cứu điều chỉnh từ mô hình (2) LĐ hấp dẫn bằng phẩm chất (IA) LĐ kích thích sự thông minh-quan tâm cá nhân (IS-IC) LĐ truyền cảm hứng (IM) Sự thỏa mãn (JS) LĐ hấp dẫn bằng phẩm chất (IA) LĐ kích thích sự thông minh-quan tâm cá nhân (IS-IC) LĐ truyền cảm hứng (IM) Lòng trung thành (EL) Sự thỏa mãn (JS) 47 Mô hình nghiên cứu được điều chỉnh nên các giả thuyết cũng được điều chỉnh theo: Nhóm giả thuyết ảnh hưởng của lãnh đạo tạo sự thay đổi đến sự thỏa mãn và lòng trung thành của nhân viên được điều chỉnh như sau: H1a: Lãnh đạo hấp dẫn bằng phẩm chất tác động dương đến sự thỏa mãn đối với công việc của nhân viên. H1b: Lãnh đạo kích thích sự thông minh-quan tâm cá nhân tác động dương đến sự thỏa mãn đối với công việc của nhân viên. H1c: Lãnh đạo truyền cảm hứng tác động dương đến sự thỏa mãn đối với công việc của nhân viên. H2a: Lãnh đạo hấp dẫn bằng phẩm chất tác động dương đến lòng trung thành đối với tổ chức của nhân viên. H2b: Lãnh đạo kích thích sự thông minh-quan tâm cá nhân tác động dương đến lòng trung thành đối với tổ chức của nhân viên. H2c: Lãnh đạo truyền cảm hứng tác động dương đến lòng trung thành đối với tổ chức của nhân viên. Giữ nguyên H3: Sự thỏa mãn có tác động cùng chiều đến lòng trung thành. Nhóm giả thuyết ảnh hưởng giới tính lãnh đạo đến sự thỏa mãn và lòng trung thành của nhân viên được điều chỉnh như sau: H4a: Với yếu tố hấp dẫn bằng phẩm chất, lãnh đạo nữ tác động mạnh hơn đến sự thỏa mãn của nhân viên so với lãnh đạo nam. H4b: Với yếu tố kích thích sự thông minh-quan tâm cá nhân, lãnh đạo nữ tác động mạnh hơn đến sự thỏa mãn của nhân viên so với lãnh đạo nam. 48 H4c: Với yếu tố truyền cảm hứng, lãnh đạo nữ tác động mạnh hơn đến sự thỏa mãn của nhân viên so với lãnh đạo nam. H5a: Với yếu tố hấp dẫn bằng phẩm chất, lãnh đạo nữ tác động mạnh hơn đến lòng trung thành của nhân viên so với lãnh đạo nam. H5b: Với yếu tố kích thích sự thông minh-quan tâm cá nhân, lãnh đạo nữ tác động mạnh hơn đến lòng trung thành của nhân viên so với lãnh đạo nam. H5c: Với yếu tố truyền cảm hứng, lãnh đạo nữ tác động mạnh hơn đến lòng trung thành của nhân viên so với lãnh đạo nam. Nhóm giả thuyết khác biệt về sự thỏa mãn và lòng trung thành của nhân viên giữa hình thức sở hữu quốc doanh và ngoài quốc doanh được giữ nguyên. H5a: Nhân viên trong khu vực quốc doanh có mức độ thỏa mãn đối với công việc cao hơn so với nhân viên trong khu vực ngoài quốc doanh. H5b: Nhân viên trong khu vực quốc doanh có mức độ trung thành với tổ chức cao hơn so với nhân viên trong khu vực ngoài quốc doanh. Tóm tắt chương 3: Chương này trình bày cách thức, phương pháp thực hiện nghiên cứu, chọn mẫu, kiểm định thang đo, điều chỉnh mô hình và các giả thuyết. Nghiên cứu dùng phương pháp chọn mẫu phi xác suất với kỹ thuật thuận tiện, 500 bản khảo sát đã thu hút 461 người tham gia và có 338 mẫu dùng được cho nghiên cứu. Kiểm định sơ bộ và phân tích nhân tố khám phá (EFA) cho thang đo lãnh đạo tạo sự thay đổi, sự thỏa mãn và lòng trung thành. Kết quả EFA sau cùng, thang đo lãnh đạo tạo sự thay đổi với 16 mục hỏi trích thành 3 nhân tố, thang đo sự thỏa mãn gồm 5 mục hỏi trích thành 1 nhân tố và thang đo lòng trung thành với 4 mục hỏi trích thành 1 nhân tố. Luận văn có các mô hình nghiên cứu mới với 5 thành phần và 15 giả thuyết. 49 Chương 4 PHÂN TÍCH DỮ LIỆU Chương 3 trình bày cách thiết kế nghiên cứu; điều chỉnh và kiểm định thang đo; xây dựng mô hình và các giả thuyết. Chương 4 trình bày cách thức kiểm định mô hình và kiểm định các giả thuyết. 4.1. PHÂN TÍCH ẢNH HƯỞNG CỦA LÃNH ĐẠO TẠO SỰ THAY ĐỔI ĐẾN SỰ THỎA MÃN VÀ LÒNG TRUNG THÀNH CỦA NHÂN VIÊN Phân tích mô hình Path: gồm 2 mô hình hồi quy bội. (1) phân tích ảnh hưởng của lãnh đạo tạo sự thay đổi đến sự thỏa mãn; (2) lãnh đạo tạo sự thay đổi đến lòng trung thành, thỏa mãn đến lòng trung thành với thỏa mãn là biến trung gian. Vậy nghiên cứu sẽ quan tâm đến các vấn đề trong hồi quy bội, hệ số xác định (phù hợp) của mô hình Path, và các điều kiện của biến trung gian. Những vấn đề cần quan tâm trong mô hình hồi quy bội: - Thứ nhất, trước khi thực hiện hồi quy, ta xem xét mối tương quan tuyến tính giữa tất cả các biến (giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc, và giữa các biến độc lập với nhau), để thấy được mức độ liên hệ chặt chẽ giữa các biến. - Thứ hai, kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy với tập dữ liệu bằng hệ số xác định điều chỉnh (R2 điều chỉnh), hệ số này đo lường tỷ lệ phần trăm của biến thiên được giải thích trong biến phụ thuộc mà có tính tới mối liên hệ giữa cỡ mẫu và số biến độc lập trong mô hình hồi quy bội, nên tránh được việc thổi phồng khả năng giải thích cho biến phụ thuộc của mô hình; kiểm định sự phù hợp của mô hình tổng thể bằng thống kê F. - Thứ ba, kiểm định mức ý nghĩa của các hệ số riêng phần bằng thống kê t. - Thứ tư, kiểm định việc vi phạm các giả định (giả định liên hệ tuyến tính, các giả định của phần dư: phương sai không đổi, phân phối chuẩn, độc lập và giả định 50 không có mối tương quan giữa các biến độc lập) vì nếu vi phạm các giả định thì các kết quả ước lượng sẽ không đáng tin cậy nữa (Hoàng & Chu 2005, 2008). - Thứ năm, xác định tầm quan trọng của các biến trong mô hình. Hệ số phù hợp tổng hợp 2MR của mô hình Path: 2 2 21 21 (1 )(1 )MR R R= − − − (Pedhazur 1982 – theo Nguyễn 2011:555). Trong đó, 2 21 2,R R là hệ số xác định của mô hình hồi quy (1) và mô hình hồi quy (2). Điều kiện biến trung gian: biến độc lập giải thích được biến thiên của biến trung gian; biến trung gian giải thích được biến thiên của biến phụ thuộc; sự hiện diện của biến trung gian sẽ làm giảm mối quan hệ giữa biến độc lập và biến phụ thuộc. Bảng 4.1: Ma trận hệ số tương quan giữa các biến IA IS-IC IM JS EL D HSTQ Pearson 1 Sig. (2-tailed) IA N 338 HSTQ Pearson .668** 1 Sig. (2-tailed) .000 IS-IC N 338 338 HSTQ Pearson .521** .538** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 IM N 338 338 338 HSTQ Pearson .619** .558** .382** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 JS N 338 338 338 338 HSTQ Pearson .531** .482** .391** .781** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 EL N 338 338 338 338 338 HSTQ Pearson .340** .316** .267** .413** .325** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 D N 338 338 338 338 338 338 **. Tương quan với mức ý nghĩa 0.01 (2-tailed). D: biến giả giới tính lãnh đạo. 51 Xét mối tương quan giữa các biến ta thấy có sự tồn tại tương quan giữa các biến độc lập IA, IS-IC, IM, D với các biến phụ thuộc JS, EL và hệ số tương quan dao động từ 0.325 đến 0.619; biến JS và EL có hệ số tương quan đạt 0.781. Tất cả đều đạt với mức ý nghĩa 0.01. Điều này có thể kết luận rằng các biến độc lập này có thể đưa vào mô hình hồi quy bội để giải thích cho các biến phụ thuộc JS, EL. Đồng thời kết quả cũng cho thấy mối tương quan giữa các biến độc lập dao động từ 0.267 đến 0.668 với mức ý nghĩa 0.01. Vậy trong tổng thể, với mức ý nghĩa 1%, tồn tại mối tương quan giữa các biến độc lập với nhau. Nghiên cứu có các mô hình hồi quy sau: Mô hình thứ 1: Đánh giá ảnh hưởng của lãnh đạo tạo sự thay đổi đến sự thỏa mãn của nhân viên. Nhân tố IA, IS-IC, IM là biến độc lập; nhân tố JS là biến phụ thuộc. 0 1 2 3( )JS IA IS IC IMβ β β β= + + − + Mô hình thứ 2: Đánh giá ảnh hưởng của lãnh đạo tạo sự thay đổi đến lòng trung thành, sự thỏa mãn đến lòng trung thành với sự thỏa mãn là biến trung gian. Thành phần IA, IS-IC, IM, là các biến độc lập, JS là biến trung gian, EL là biến phụ thuộc. 0 1 2 3 4( )EL IA IS IC IM JSβ β β β β= + + − + + Mô hình thứ 3: Đánh giá ảnh hưởng của lãnh đạo tạo sự thay đổi đến lòng trung thành của nhân viên. Với IA, IS-IC, IM là các biến độc lập, EL là biến phụ thuộc. 0 1 2 3( )EL IA IS IC IMβ β β β= + + − + Mô hình thứ 4: Đánh giá ảnh hưởng giới tính lãnh đạo đến sự thỏa mãn. Trong đó, IA, IS-IC, IM, D là biến độc lập, JS là biến phụ thuộc. Với D là biến giả (vì D là biến định tính), quy ước D = 0 nếu lãnh đạo là nữ, D = 1 nếu lãnh đạo là nam. 0 1 2 3 4( )JS IA IS IC IM Dβ β β β β= + + − + + 52 Mô hình thứ 5: Đánh giá ảnh hưởng giới tính lãnh đạo đến lòng trung thành. Trong đó, IA, IS-IC, IM, D là biến độc lập, EL là biến phụ thuộc. Với D là biến giả (vì D là biến định tính), quy ước D = 0 nếu lãnh đạo là nữ, D = 1 nếu lãnh đạo là nam. 0 1 2 3 4( )EL IA IS IC IM Dβ β β β β= + + − + + 4.1.1. Đánh giá ảnh hưởng của lãnh đạo tạo sự thay đổi đến sự thỏa mãn của nhân viên – mô hình thứ 1 4.1.1.1. Xây dựng mô hình Mô hình phân tích 0 1 2 3( )JS IA IS IC IMβ β β β= + + − + . Sử dụng phần mềm SPSS 17. xây dựng, đánh giá ảnh hưởng của lãnh đạo tạo sự thay đổi đến sự thỏa mãn. Trong đó, nhân tố IA, IS-IC, IM là biến độc lập, JS là biến phụ thuộc. Kết quả trình bày trong phụ lục C – kết quả phân tích mô hình hồi quy thứ 1. Kết quả hệ số xác định điều chỉnh (R2 điều chỉnh) đạt 0.416 (Phụ lục C - Bảng tóm tắt mô hình 1). Mô hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức 41.6% hay 41.6% biến thiên của biến phụ thuộc sự thỏa mãn đối với công việc có thể được giải thích bởi sự biến thiên từ các biến độc lập hấp dẫn bằng phẩm chất (IA), kích thích sự thông minh-quan tâm cá nhân (IS-IC) và truyền cảm hứng (IM). Kiểm định F với giả thuyết Ho: iβ trong mô hình đồng thời bằng 0 ( : 0o iH β = ) với mức ý nghĩa sig = 0.000 (rất nhỏ) nên nghiên cứu an toàn khi bác bỏ giả thuyết H0. Vậy mô hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tổng thể (Phụ lục C - Bảng phân tích ANOVA 1). Kiểm định ý nghĩa của hệ số độ dốc bằng thống kê t. Giả thuyết : 0o iH β = . Kết quả sig của 1 2,β β rất nhỏ nên nghiên cứu an toàn khi bác bỏ giả thuyết H0, trừ mức ý nghĩa của tung độ gốc và IM đạt sig >0.05, nên tung độ gốc và IM không có ý nghĩa giá trị thống kê (Phụ lục C - Bảng trọng số hồi quy 1). 53 Mô hình hồi quy thứ 1 viết lại theo hệ số chưa chuẩn hóa: 0.498 0.308 ( )JS IA IS IC= ∗ + ∗ − hay Sự thỏa mãn = 0.498*(Hấp dẫn bằng phẩm chất) + 0.308*(Kích thích sự thông minh-Quan tâm cá nhân). Vậy:
Trong điều kiện yếu tố IS-IC (kích thích sự thông minh-quan tâm cá nhân) không đổi, yếu tố IA (hấp dẫn bằng phẩm chất) tăng 1 đơn vị theo thang đo Likert thì JS (sự thỏa mãn) của nhân viên tăng lên 0.498 đơn vị theo thang đo Likert. Và giả thuyết: H1a: Lãnh đạo hấp dẫn bằng phẩm chất tác động dương đến sự thỏa mãn của nhân viên: CHẤP NHẬN.
Trong điều kiện yếu tố IA (hấp dẫn bằng thuộc tính) không đổi, nếu yếu tố IS-IC (kích thích sự thông minh-quan tâm cá nhân) tăng 1 đơn vị theo thang đo Likert thì JS (sự thỏa mãn) tăng lên 0.308 đơn vị theo thang đo Likert. Và giả thuyết: H1b: Lãnh đạo kích thích sự thông minh-Quan tâm cá nhân tác động dương đến sự thỏa mãn của nhân viên: CHẤP NHẬN. Vì giá trị 3β có sig = 0.759>0.05 (Phụ lục C - Bảng trọng số hồi quy 1), nên IM chưa có ý nghĩa giá trị thống kê. Vậy giả thuyết H1c: Lãnh đạo truyền cảm hứng tác động dương đến sự thỏa mãn của nhân viên: KHÔNG CHẤP NHẬN. Mô hình hồi quy thứ 1 được viết theo hệ số chuẩn hóa: 0.440 0.256 ( )JS IA IS IC= ∗ + ∗ − . Vậy: Ảnh hưởng của IA là 0.440 mạnh hơn ảnh hưởng của IS-IC là 0.256 đến sự thỏa mãn đối với công việc của nhân viên. Trong điều kiện yếu tố IS-IC không đổi, khi 54 yếu tố IA tăng 1 đơn vị độ lệch chuẩn thì JS tăng lên 0.440 đơn vị độ lệch chuẩn, và giả thuyết H1a được chấp nhận; trong điều kiện yếu tố IA không đổi, yếu tố IS-IC tăng 1 đơn vị độ lệch chuẩn thì JS tăng lên 0.256 đơn vị độ lệch chuẩn, và giả thuyết H1b được chấp nhận; giá trị 3β có sig = 0.759>0.05, nên IM chưa có ý nghĩa giá trị thống kê và giả thuyết H1c không được chấp nhận. 4.1.1.2. Kiểm tra các giả định Phương sai của phần dư không đổi và quan hệ tuyến tính: nghiên cứu sử dụng đồ thị phân tán Scatterplot của phần dư đã được chuẩn hóa (Standardized residual) và giá trị dự đoán đã được chuẩn hóa (Standardized predicted value). Quan sát đồ thị, ta thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên quanh trục 0 (Phụ lục C - Đồ thị phân tán Scatterplot 1) tức là quanh giá trị trung bình của phần dư trong một phạm vi không đổi. Điều này có nghĩa là phương sai của phần dư không đổi và tồn tại quan hệ tuyến tính giữa JS với các biến độc lập. Các phần dư có phân phối chuẩn: các biểu đồ tần số Histogram, P-P Plot của phần dư đã chuẩn hóa sẽ kiểm tra g