Đánh giá ảnh hưởng của lãnh đạo tạo sự thay đổi đến sự thỏa mãn của nhân viên –

Một phần của tài liệu Đề tài: 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 docx (Trang 60 - 63)

ca nhân viên – mô hình th 1

4.1.1.1. Xây dng mô hình

Mô hình phân tích JS =β β0+ 1IA+β2(ISIC)+β3IM . 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 ph lc C – kết qu phân tích mô hình hi quy th 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 s tha mãn đối vi công vic

có thểđược giải thích bởi sự biến thiên từ các biến độc lập hp dn bng phm cht (IA), kích thích s thông minh-quan tâm cá nhân (IS-IC) và truyn cm hng (IM).

Kiểm định F với giả thuyết Ho: βi trong mô hình đồng thi bằng 0 (Hoi =0) 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 sốđộ dốc bằng thống kê t. Giả thuyết Hoi =0. Kết quả

sig của β β1, 2 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 = ∗ +IAISIC hay

S tha mãn = 0.498*(Hp dn bng phm cht) + 0.308*(Kích thích s 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 hp dn bng phm cht tác động dương đến s tha mãn ca nhân viên: CHP NHN.

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 s thông minh-Quan tâm cá nhân tác động dương đến s tha mãn ca nhân viên: CHP NHN.

Vì giá trị β3 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 truyn cm hng tác động dương đến s tha mãn ca nhân viên: KHÔNG CHP NHN.

Mô hình hồi quy thứ 1 được viết theo hệ số chuẩn hóa:

0.440 0.256 ( )

JS = ∗ +IAISIC . 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 vịđộ lệch chuẩn thì JS tăng lên 0.440 đơn vịđộ lệch chuẩn, và giả thuyết H1a được chấp nhận; trong điều kiện yếu tố IA không đổi, yếu tố IS-IC tăng 1 đơn vịđộ lệch chuẩn thì JS tăng lên 0.256 đơn vịđộ lệch chuẩn, và giả thuyết H1b được chấp nhận; giá trị β3 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 ca phn dư không đổi và quan h 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 phn dư có phân phi chun: các biểu đồ tần số Histogram, P-P Plot của phần dưđã chuẩn hóa sẽ kiểm tra giảđịnh này. Từ biểu đồ tần số Histogram của phần dư đã được chuẩn hóa, cho thấy phân phối của phần dư xấp xỉ chuẩn (Mean=0, Std. Dev = 0,996) (Phụ lục C - Biểu đồ tần số Histogram của phần dư chuẩn hóa 1). Và biểu đồ tần số P-P Plot cũng cho ta thấy các điểm quan sát phân tán xung quanh

đường kỳ vọng (Phụ lục C - Biểu đồ tần số P-P Plot của phần dư chuẩn hóa 1). Điều này dẫn đến kết luận rằng giảđịnh phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.

Giảđịnh v tính độc lp ca các phn dư: kiểm định Durbin-Watson (D) cho ta biết

điều này. Nếu 1<D<3 thì các phần dư không có tương quan; 0<D<1 các phần dư

tương quan dương; và 3<D<4 các phần dư tương quan âm. Kết quả cho thấy giá trị

D = 2.043 (Phụ lục C – Bảng tóm tắt mô hình 1). Vậy các phần dư không có tương quan với nhau hay giảđịnh về tính độc lập của các phần dư không bị vi phạm.

55

Giả định không có mi tương quan gia các biến độc lp: tức kiểm tra hiện tượng

đa cộng tuyến. Hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra thì độ chấp nhận của biến (Tolerance) sẽ rất nhỏ hoặc hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation Factor) sẽ lớn (theo Hoàng & Chu 2005, 2008 thì VIF>5 xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến; theo Nguyễn 2011 thì VIF>2 xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến). Kết quả cho thấy độ chấp nhận của biến lớn, nhỏ nhất đạt 0.517 và hệ số VIF nhỏ, lớn nhất đạt 1.985<2 (Phụ lục C – Bảng trọng số hồi quy 1). Vậy không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình hồi quy bội.

Kết lun mô hình hi quy th 1: phù hợp với tập dữ liệu, phù hợp với tổng thể, các hệ số độ dốc β β1, 2 có ý nghĩa thống kê, không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập, không vi phạm giả định tuyến tính, giả định của phần dư như

phương sai không đổi, phân phi chun, và độc lp. Chấp nhận giả thuyết H1a, H1b nhưng không chấp nhận giả thuyết H1c .

Một phần của tài liệu Đề tài: 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 docx (Trang 60 - 63)

Tải bản đầy đủ (PDF)

(115 trang)