4.3.1 Mô hình nghiên cứu hiệu chỉnh
Sau khi xửlý sơ bộ thang đo và phân tích nhân tốkhám phá, thang đo phong cách lãnh đạo có 32 biến quan sát với 6 nhân tố. Dựa trên kết quả này, mô hình nghiên cứu tác động của phong cách lãnh đạo đến mức độthỏa mãn công việc của nhân viên được hiệu chỉnh như sau:
(Nguồn: từkết quảEFA)
Hình 4.7 Mô hình nghiên cứu hiệu chỉnh
Trong đó:
Biến phụ thuộc: Mức độthỏa mãn công việc
Biến độc lập:6 biến, bao gồm: Quan tâm khích lệ
Sự thỏa mãn công việc của
nhân viên Lãnh đạo bị động, tự do Hành vi, phẩm chất Truyền cảm hứng Quản lý bằng ngoại lệ-chủ động Kích thích trí tuệ
- Quan tâm khích lệ. - Lãnhđạo bị động, tựdo. - Hành vi - phẩm chất. - Khả năng truyền cảm hứng. - Kích thích trí tuệ. - Quản lý bằng ngoại lệ- chủ động.
Thang đotheo mô hình hiệu chỉnh như sau:
Bảng 4.5 Thang đo theo mô hình hiệu chỉnh
QUAN TÂM KHÍCH LỆ
QTKL1 QT_2 Quan tâm đến cá nhân nhân viên không chỉ trong công việc mà còn trong cuộc sống
QTKL2 QT_3 Quan tâm đến sự khác biệt trong nhu cầu, khả năng, nguyện vọng trong cuộc sống giữa các nhân viên
QTKL3 QT_4 Giúp đỡ nhân viên phát triển thế mạnh của mình QTKL4 QT_1 Dành thời gian hướng dẫn, đào tạo nhân viên
QTKL5 TH_1 Cung cấp sự hỗ trợ để nhân viên thực hiện công việc QTKL6 TH_5 Đề xuất khen thưởng khinhân viên thực hiện tốt nhiệm vụ. QTKL7 TH_4 Bày tỏ sự hài lòng khi nhân viên hoàn thành mục tiêu
QTKL8 TT_5 Biết cách gợi mở để nhân viên đóng gópý kiến trong các cuộc họp.
LÃNHĐẠO BỊ ĐỘNG TỰ DO
BĐTD1 TD_4 Trì hoãn khi phải đưa ra cách giải quyếtnhững tình huống gặp phải trong quá trình làm việc
BĐTD2 TD_3 Né tránh việc ra quyết định trong công việc BĐTD3 TD_1 Né tránh trách nhiệm khi có vấn đề phát sinh BĐTD4 TD_2 Vắng mặt khi cần thiết
BĐTD5 NB_3 Những vấn đề phải trở nên nghiêm trọng mớibắt đầu sửa chữa BĐTD6 NB_2 Chờ đợi mọi việc có sai sót mới bắt đầu can thiệp
BĐTD7 NB_1 Không can thiệp để giải quyết các sai sót đến khi trở nên nghiêm trọng,
HÀNH VI PHẨM CHẤT
HV1 HV_1 Định hướng cho nhân viên phải có mục đích trong công việc. HV2 HV_2 Suy xét đến khía cạnh đạo đức và hậu quả có thể xảy ra khi đưa
ra các quyết định
HV3 HV_4 Lắng nghe nhân viên kể cả các ý kiến trái chiều. HV4 HV_3 Nhấn mạnh tầm quan trọng của ý thức vì tập thể
HV5 PC_3 Là người ứng xử khiến nhân viên kính trọng
HV6 PC_4 Ứng xử tự tin và có chính kiến rõ ràng khi giải quyết công việc
TRUYỀN CẢM HỨNG
CH1 CH_1 Thể hiện sự lạc quan khi nói về tương lai của Phòng/Ban/Công ty.
CH2 CH_4 Thể hiện sự tự tin sẽ đạt được mục tiêu đề ra của Phòng/Ban/Công ty.
CH3 CH_5 Cấp trên cho bạn thấy tầm quan trọng của công việc bạn đang làm.
CH4 CH_3 Đưa ra thông tin về tương lai hấp dẫn của tổ chức mà nhân viên có thể đạt được
CH5 CH_2 Nhiệt tình chia sẻ những kinh nghiệm cần thiết cho nhân viên
QUẢN LÝ BẰNG NGOẠI LỆ CHỦ ĐỘNG
NC1 NC_3 Theo dõi những sai sót để tìm cáchđiều chỉnh công việcđi đúng hướng theo đúng quy định
NC2 NC_2 Tập trung giải quyết những sai lầm, khiếu nại, và thất bại NC3 NC_4 Hướng dẫn nhân viên cách hạn chế, khắc phục các sai sót trong
công việc
KÍCH THÍCH TRÍ TUỆ
TT1 TT_1 Thường xem xét lại tính phù hợp của cách tiếp cận vấn đề cũ khi áp dụng giải quyết vấn đề hiện tại
4.3.2 Các giảthuyết theo mô hình hiệu chỉnh
Bảng 4.6 Giảthuyết theo mô hình hiệu chỉnh
Giả thuyết Phát biểu Kỳ vọng
H1 Yếu tố quan tâmkhích lệ có tác động dương đến sự
thỏa mãn công việc của nhân viên +
H2 Yếu tố lãnhđạo bị động tự do có tác độngâmđến sự
thỏa mãn công việc của nhân viên -
H3 Yếu tố ảnh hưởng hành vi phẩm chất có tác động
dương đến sự thỏa mãn công việc của nhânviên + H4 Yếu tố truyền cảm hứng có tác động dương đến sự
thỏa mãn công việc của nhân viên +
H5 Yếu tố quản lý bằng ngoại lệ chủ động có tác động
dương đến sự thỏa mãn công việc của nhân viên + H6 Yếu tố kích thích trí tuệ có tác động dương đến sự
4.4 PHÂN TÍCH HỒI QUI, KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH4.4.1 Ma trận tương quan 4.4.1 Ma trận tương quan Bảng 4.7: Ma trận tương quan Correlations QTKL BDTD HV CH NC TT_1 TM QTKL Pearson Correlation 1 .442 ** .683** .721** .405** .500** .628** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 221 221 221 221 221 221 221 BDTD Pearson Correlation .442 ** 1 .251** .369** .250** .521** .368** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 221 221 221 221 221 221 221 HV Pearson Correlation .683 ** .251** 1 .652** .474** .443** .554** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 221 221 221 221 221 221 221 CH Pearson Correlation .721 ** .369** .652** 1 .488** .407** .620** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 221 221 221 221 221 221 221 NC Pearson Correlation .405 ** .250** .474** .488** 1 .267** .432** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 221 221 221 221 221 221 221 TT_1 Pearson Correlation .500 ** .521** .443** .407** .267** 1 .448** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 221 221 221 221 221 221 221 TM Pearson Correlation .628 ** .368** .554** .620** .432** .448** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 221 221 221 221 221 221 221
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). (Nguồn: kết quả xử lý bằng phần mềm SPSS 20)
Kết quảma trận tương quan giữa các biến cho thấy:
Tương quan giữa biến phụthuộc thỏa mãn công việc với các biến nhân tố:
Nhìn chung hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc thỏa mãn công việc và biến độc lập có mối tương quan với nhau. Trong đó nhân tốquan tâm khích lệcó hệ số tương quan cao nhất là 62.8% và thấp nhất là hệsố tương quan của nhân tốlãnh đạo bị động tựdo là 36.8%.
Tương quan giữa các biến độc lập:
Dựa trên bảng ma trận hệsố tương quan giữa các biến độc lập, các biến độc lậpđều có những mối quan hệvới nhau là dấu hiệu cho thấy có thểcó hiện tượng đa cộng tuyến. Do đó, nghiên cứu sẽkiểm tra có hay không hiện tượng đa cộng tuyến.
4.4.2 Phân tích hồi quiBảng 4.8: Kết quảtổng hợp phân tích hồi qui Bảng 4.8: Kết quảtổng hợp phân tích hồi qui Model Summaryb Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate
Change Statistics Durbin
- Watso n R Square Change F Change df1 df2 Sig. F Change 1 .700a .490 .476 .51139 .490 34.253 6 214 .000 1.825 a. Predictors: (Constant), TT_1, NC, BDTD, HV, CH, QTKL b. Dependent Variable: TM Coefficients Model Unstandardize d Coefficients Standardized Coefficients
t Sig. Correlations Collinearity
Statistics B Std. Error Beta Zero- order Parti al
Part Tolerance VIF
1 (Constant) .430 .256 1.679 .095 QTKL .239 .077 .251 3.081 .002 .628 .206 .150 .359 2.784 BDTD .059 .075 .047 .787 .432 .368 .054 .038 .656 1.525 HV .095 .072 .098 1.323 .187 .554 .090 .065 .433 2.312 CH .258 .079 .251 3.266 .001 .620 .218 .159 .405 2.470 NC .112 .055 .118 2.037 .043 .432 .138 .099 .714 1.401 TT_1 .107 .055 .121 1.938 .054 .448 .131 .095 .611 1.637 a. Dependent Variable: TM (Nguồn: kết quả xử lý bằng phần mềm SPSS 20)
Y = 0.239QTKL + 0.258CH + 0.112NC
Bảng 4.6 trên cho thấycác biến độc lập có ý nghĩa thống kêở mức 5% (sig. <= 0.05), có nghĩa là các biến này có sự tác động đến biến phụ thuộc là sự thỏa mãn công việc gồm các biến: quan tâm khích lệ (sig. = 0.02), truyền cảm hứng (sig. = 0.001) và quản lý bằng ngoại lệ chủ động (sig. = 0.043).
Các biến độc lập còn lại không có ý nghĩa thống kêở mức 5% là: lãnh đạo bị động tự do (sig. = 0.4321), ảnh hưởng hành vi (sig. = 0.187 và kích thích trí tuệ (sig. = 0.054
Mô hình hồi qui các nhân tố tác động đến Mức độ thỏa mãn công việc của nhân viên tại Tổng công ty Điện lực TPHCM là:
Mô hình với β chưa chuẩn hóa
R2 hiệu chỉnh = 47.6%
Tuy nhiên, để nghiên cứu mức độ ảnh hưởng của từng nhân tố đến mức độ thỏa mãn công việc ta dùng mô hình với β chuẩn hóa.
Mô hình với βchuẩn hóa
Y = 0.251QTKL + 0.251CH + 0.118NC
R2 hiệu chỉnh = 47.6%
Trong đó:
Hệ số xác định hiệu chỉnh là 47.6%: phản ảnh các mức độ phù hợp của mô hình là 47.6% hay nói các khác 47.6% sự thay đổi mức độ thỏa mãn công việc của nhân viên là do phong cách lãnh đạo. Như vậy, gần 52.4% còn lạicủa sự thỏa mãn công việclà doảnh hưởng của các nhân tố khác.
đơn vị thì Mức độ thỏa mãn công việc của nhân viêntăng lên0.251đơn vị.
Khi các yếu tố khác không đổi, khả năng truyền cảm hứng tốt lên 1 đơn vị thì Mức độ thỏa mãn công việc của nhân viên tăng lên 0.251 đơn vị.
Khi các yếu tố khác không đổi, quản lý bằng ngoại lệ chủ động tăng lên 1 đơn vị thì Mức độ thỏa mãn công việc của nhân viên tăng lên 0.118đơn vị.
Tóm lại:
Có 3 nhân tố tác động đến Mức độ thỏa mãn công việc thuận chiều với các mức độ trọng yếu lần lượt:
Tác động mạnh nhất là 2 nhân tố Quan tâm khích lệ và Truyền cảm hứng
( = = 0.251).
Tác động mạnh thứ ba là nhân tố Quản lý bằng ngoại lệ chủ động (β3
=0.118).
4.4.3 Kiểm định mô hình
Kiểm định các giả thuyết:
Bảng 4.9 Kiểm định các giảthuyết:
Giả
thuyết Phát biểu Sig Kết luận
H1
Yếu tố quan tâm khích lệ có tác động dương đến sự thỏa mãn công việc của nhân viên
0.002 Chấp nhậnH0, tồn tại mối tương quan
H2
Yếu tố lãnhđạo bị động tự do có tác động dương đến sự thỏa mãn công việc của nhân viên
0.432 Bác bỏH0, không tồn tại mối tương quan
H3
Yếu tố ảnh hưởng hành vi phẩm chất có tác động dương đến sự thỏa mãn công việc của nhân viên
0.187 Bác bỏH0, không tồn tại mối tương quan
H4
Yếu tố truyền cảm hứng có tác động dương đến sự thỏa mãn công việc của nhân viên
0.001 Chấp nhận H0, tồn tại mối tương quan.
H5
Yếu tố quản lý bằng ngoại lệ chủ động có tác động dương đến sự thỏa mãn công việc của nhân viên
0.043 Chấp nhậnH0,tồn tại mối tương quan
H6
Yếu tố kích thích trí tuệ có tác động dương đến sự thỏa mãn công việc của nhân viên
0.054 Bác bỏH0, không tồn tại mối tương quan
Kiểm định độ phù hợp của môhình
Bảng 4.10: Kết quảkiểm định sựphù hợp của mô hình ANOVAa
Model Sum of
Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 53.748 6 8.958 34.253 .000b Residual 55.966 214 .262 Total 109.714 220 a. Dependent Variable: TM b. Predictors: (Constant), TT_1, NC, BDTD, HV, CH, QTKL (Nguồn: kết quả xử lý bằng phần mềm SPSS 20) Từ các bảng trên cho thấy:
R2= 0.490 nghĩa là mô hình hồi qui tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức 49%, nghĩa là khoảng 49% mức độ thỏa mãn công việc của nhân viên được giải thích bởiphong cách lãnhđạo.
Bảng ANOVA cho thấy giá trị thống kê F được tính từ giá trị R có giá trị sig. =0, bác bỏ giả thuyết Ho, mô hình sử dụng là phù hợp với các biến đều đạt được tiêu chuẩn chấp nhận. Vì thế toàn bộ mô hình hồiqui có thể giải thích cho biến.
Kết luận: với mức ý nghĩa 5%, đủ cơ sở kết luận mô hình là phù hợp , khoảng 49% mức độ thỏa mãn công việc của nhân viên được giải thích bởi phong cách lãnhđạo.
Kiểm định đa cộng tuyến
Bảng 4.11: Kết quả kiểm định đa cộng tuyến
Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardiz ed Coefficients
t Sig. Correlations Collinearity
Statistics
B Std. Error Beta Zero-
order
Partial Part Tolerance VIF
1 (Constant) .430 .256 1.679 .095 QTKL .239 .077 .251 3.081 .002 .628 .206 .150 .359 2.784 BDTD .059 .075 .047 .787 .432 .368 .054 .038 .656 1.525 HV .095 .072 .098 1.323 .187 .554 .090 .065 .433 2.312 CH .258 .079 .251 3.266 .001 .620 .218 .159 .405 2.470 NC .112 .055 .118 2.037 .043 .432 .138 .099 .714 1.401 TT_1 .107 .055 .121 1.938 .054 .448 .131 .095 .611 1.637 a. Dependent Variable: TM (Nguồn: kết quả xử lý bằng phần mềm SPSS 20) Từ bảng trên cho thấy:
Độchấp nhận (Tolerance), và hệsố phóng đại phương sai (VIF) của các biến đều không vượt quá 10. Giá trịVIF lớn nhất chỉlà 2.784 nên không có dấu hiệu của hiện tượng đa cộng tuyến
Kiểm định Giả định về phân phối chuẩn của phần dư
Hình 4.8: Biểu đồ phân tán phần dư
Biểu đồ phân tán giữa hai giá trị phần dư(trên trục tung) và giá trị dự đoán trên trục hoành được thể hiện như hình cho thấy phần dư được phân tán một cách ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đi qua tung độ 0 chứ không tạo thành một dạng nào. Do đó, giả định tuyến tính không bị vi phạm, nghĩa là không có sự liên hệ giữa giá trị dự đoán và phần dư. Mặt khác, hệ số Durbin – Watson = 1.825 nằm trong khoảng cho phép từ 1.5 đến 2.5 nên không có hiện tượng tương quan giữa các phần dư.
4.5 KIỂM ĐỊNH SỰ KHÁC BIỆT VỀ MỨC ĐỘ THỎA MÃN CÔNGVIỆC GIỮA CÁC NHÓM VIỆC GIỮA CÁC NHÓM
nhân viên có giới tính khác nhau.
Bảng 4.12 Kết quả kiểm định T Independent Samples Test
Levene's Test for Equality of Variances
t-test for Equality of Means
F Sig. t df Sig. (2- tailed) Mean Difference Std. Error Difference 95% Confidence Interval of the Difference Lower Upper TM Equal variances assumed 3.102 .080 -.728 219 .468 -.06974 .09583 -.25860 .11912 Equal variances not assumed -.747 218.808 .456 -.06974 .09335 -.25371 .11424 (Nguồn: kết quả xử lý bằng phần mềm SPSS 20) Từbảng trên cho thấy:
Kết quảkiểm định Leven: sig = 0.08> 0.05: dùng kết quảkiểm định T với phương sai bằng nhau.
Kết quảkiểm định T: giá trịsig = 0.468 > 0.05: chấp nhận giảthuyết H0: chưa có cơ sở kết luận có sự khác biệt về mức độ thỏa mãn công việc theo giới tính.
Kết luận: Tại mức ý nghĩa 5%, chưa có cơ sở kết luận có sự khác biệt về Mức độ thỏa mãn công việcgiữa các nhóm nhân viên có giới tínhkhác nhau.
4.5.2.Kiểm định ANOVA sựkhác biệt về mức độ thỏa mãn công việc giữa các nhóm nhân viên có thâm niên khác nhau
Bảng 4.13 Kết quả kiểm định T
Independent Samples Test
Levene's Test for Equality of
Variances
t-test for Equality of Means
F Sig. t df Sig. (2- tailed) Mean Difference Std. Error Difference 95% Confidence Interval of the Difference Lower Upper TM Equal variances assumed .312 .577 .438 215 .662 .05628 .12853 -.19707 .30962 Equal variances not assumed .424 50.373 .673 .05628 .13261 -.21002 .32258 (Nguồn: kết quả xử lý bằng phần mềm SPSS 20) Từ bảng trên cho thấy:
Kết quảkiểm định Leven: sig = 0.577 > 0.05: dùng kết quảkiểm định T với phương sai bằng nhau
Kết quảkiểm định T: giá trị sig = 0.662 > 0.05: chấp nhận gia thuyết H0: chưa có cơ sở kết luận có sự khác biệt về mức độ thỏa mãn công việc của nhân viên có kinh nghiệm dưới 5 năm và từ 5 năm trở lên.
Kết luận: Tại mức ý nghĩa 5%, có cơ sở kết luận chưacó sự khác biệt về Mức độthỏa mãn công việcgiữa 2 nhóm ngườicó thâm niên làm việc khác nhau.
4.5.3. Kiểm định sự khác biệt về mức độ thỏa mãn công việc giữa các nhómnhân viên có chức vụkhác nhau nhân viên có chức vụkhác nhau
Bảng 4.14 Kết quả ANOVA
ANOVA
TM
Sum of Squares df Mean Square F Sig.
Between Groups .429 2 .214 .428 .653
Within Groups 109.285 218 .501
Total 109.714 220
Từ bảng trên cho thấy:
+ Kết quảkiểm định F: sig = 0.653 > 0.05: Chấp nhận H0:chưa đủ cơ sở kết