CHƢƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.4 Phân tích nhân tố khám phá EFA
4.4.1 Phân tích nhân tố khám phá các thành phần của biến độc lập
“Sau khi thực hiện kiểm định độ tin cậy thang đo bằng Cronbach’s Alpha của 5 biến độc lập: Động lực nội tại, Tự chủ trong công việc; Tự chủ trong sáng tạo, Phong cách tư duy sáng tạo và Sự hỗ trợ của tổ chức
Biến
Giá trị trung bình nếu loại
biến
Phƣơng sai thang đo nếu
loại biến Hệ số tƣơng quan biến tổng Cronbach’s Alpha khi loại biến ST1 13.84 4.908 .626 .788 ST2 13.81 4.853 .644 .782 ST3 13.79 4.990 .582 .801 ST4 13.82 4.930 .606 .793 ST5 13.80 5.009 .637 .785
Hệ số Cronbach’s Alpha của Thang đo Sự sáng tạo = 0.824
Ban đầu thang đo của 5 thành phần này có 23 biến quan sát. Sau khi kiểm định độ tin cậy bằng Cronbach’s Alpha thì cịn 21 biến đủ điều kiện (loại biến DL5 và TCST5). Phân tích nhân tố khám phá EFA được sử dụng để đánh giá mức độ hội tụ của các biến quan sát này theo các thành phần. Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA lần thứ 1 cho thấy biến HTTC4 cùng tải lên 2 nhân tố nên sẽ xem xét loại hai biến này và tiến hành phân tích lại EFA lần 2.”
Kết quả lần 2 cho thấy hệ số 0.5 < KMO = 0.868 < 1 thỏa mãn điều kiện, nên phân tích EFA là phù hợp với dữ liệu thực tế. Kiểm định Bartlett’s Test có hệ số Sig = 0.000 < 0.05, thể hiện rằng các biến quan sát có tương quan tuyến tính với yếu tố đại diện.
Bảng 4.10: Kết quả kiểm định KMO và kiểm định Bartlett
Kiểm định Kaiser - Meyer - Oklin (KMO) 0.868
Kiểm định Bartlett
Hệ số chi bình phương 1364.927
Độ tự do 190
Sig. 0.000
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS
“- Phương sai trích lũy tiến bằng 62.592 thể hiện rằng sự biến thiên của các yếu tố được phân tích có thể giải thích được 62.592% sự biến thiên của dữ liệu khảo sát ban đầu, đây là mức ý nghĩa ở mức khá.
- Hệ số Eigenvalues của yếu tố thứ 5 bằng 1.166> 1, thể hiện sự hội tụ của phép phân tích dừng ở yếu tố thứ 5, hay kết quả phân tích cho thấy có yếu tố được trích ra từ dữ liệu khảo sát.
- Hệ số tải yếu tố của mỗi biến quan sát thể hiện các yếu tố đều lớn hơn 0.5 cho thấy rằng các biến quan sát đều thể hiện được mối ảnh hưởng với các yếu tố mà các biến này thể hiện.”
Bảng 4.11: Kết quả phân tích nhân tố EFA cho thang đo biến độc lập Biến Nhân tố Biến Nhân tố 1 2 3 4 5 HTTC1 .752 HTTC2 .727 HTTC6 .711 HTTC3 .677 HTTC5 .668 TCST3 .770 TCST4 .763 TCST2 .737 TCST1 .710 TCCV3 .765 TCCV4 .759 TCCV2 .736 TCCV1 .729 DL2 .793 DL1 .743 DL4 .715 DL3 .631 PC1 .799 PC3 .749 PC2 .672 Phương sai trích lũy tiến (%) 31.911 40.859 49.394 56.761 62.592 Hệ số Eigenvalue 6.382 1.790 7.707 1.473 1.166
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS
4.4.2 Phân tích nhân tố khám phá thang đo Sự sáng tạo
Thang đo Sự sáng tạo của cán bộ, công chức gồm 5 biến quan sát. Sau khi đạt độ tin cậy bằng kiểm tra Cronbach’s Alpha, thang đo ST với tổ chức còn lại 5 biến quan sát. Phân tích nhân tố khám phá EFA được sử dụng để kiểm định lại mức độ hội tụ của các biến quan sát.
Kết quả cho thấy hệ số 0.5 < KMO = 0.833 <1 thỏa mãn điều kiện, nên phân tích EFA là phù hợp với dữ liệu thực tế. Kiểm định Bartlett’s Test có hệ số Sig = 0.000 < 0.05, thể hiện rằng các biến quan sát có tương quan tuyến tính với yếu tố đại diện.
Bảng 4.12: Kết quả kiểm định KMO và kiểm định Bartlett
Kiểm định Kaiser - Meyer - Oklin (KMO) 0.833
Kiểm định Bartlett
Hệ số chi bình phương 299.029
Độ tự do 10
Sig. 0.000
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS
“- Phương sai trích lũy tiến bằng 58.845 thể hiện rằng sự biến thiên của các yếu tố được phân tích có thể giải thích được 58.845 % sự biến thiên của dữ liệu khảo sát ban đầu, đây là mức ý nghĩa trung bình.
- Hệ số Eigenvalues của yếu tố thứ 1 bằng 2.942> 1 thể hiện sự hội tụ của phép phân tích dừng ở yếu tố thứ 1, hay kết quả phân tích cho thấy có 01 yếu tố được trích ra từ dữ liệu khảo sát.
- Hệ số tải của mỗi biến quan sát thể hiện các yếu tố đều lớn hơn 0.7, cho thấy rằng các biến quan sát đều thể hiện được sự ảnh hưởng với các yếu tố mà các biến này biểu diễn.”
Bảng 4.13: Kết quả phân tích nhân tố EFA cho thang đo Sự sáng tạo
Biến Hệ số tải Biến Hệ số tải
ST2 .790 ST4 .755
ST5 .783 ST3 .734
ST1 .773
Phương sai trích = 58.845% Hệ số Eigenvalues = 2.942
4.5 Phân tích hồi quy
“Từ kết quả phân tích nhân tố khám phá cho thấy có 05 yếu tố tác động đến Sự sáng tạo của cán bộ, cơng chức. Tiếp theo, phân tích hồi quy nhằm xác định sự tương quan tuyến tính và mức độ quan trọng của từng yếu tố ảnh hưởng đến Sự sáng tạo của cán bộ, công chức tại các phịng chun mơn thuộc Ủy ban nhân dân Quận 3.
Phân tích hồi quy được thực hiện với 5 biến độc lập bao gồm: Động lực nội tại (DL), Tự chủ trong công việc (TCCV), Tự chủ trong sáng tạo (TCST), Phong cách tư duy sáng tạo (PC), và Sự hỗ trợ của tổ chức (HTTC) và 01 biến phụ thuộc Sự sáng tạo (ST).”
4.5.1 Kiểm định tƣơng quan
Trước khi tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính, tác giả thực hiện phân tích mối tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc và biến độc lập để chứng minh chúng có mối quan hệ với nhau. Bảng 4.14 cho thấy yếu tố Sự sáng tạo của cán bộ, cơng chức có tương quan tuyến tính với các biến độc lập và có Sig. < 0.005, theo đó biến độc lập Sự hỗ trợ của tổ chức có tương quan mạnh nhất đến biến phụ thuộc Sự sáng tạo. Tuy nhiên, giữa các biến độc lập cũng hệ số tương quan khá lớn. Để xác định có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập, nghiên cứu sẽ sử dụng hệ số V.I.F
Bảng 4.14: Kết quả kiểm định tƣơng quan
ST TCCV DL TCST HTTC PC ST 1 .626** .496** .546** .646** .541** TCCV 1 .354** .459** .413** .389** DL 1 .416** .394** .430** TCST 1 .413** .338** HTTC 1 .451** PC 1
4.5.2 Phân tích hồi quy
Kết quả phân tích hồi quy nhằm xác định mức độ ảnh hưởng của từng yếu tố trong mô hình với biến phụ thuộc là Sự sáng tạo của cán bộ, công chức. Các mức độ ảnh hưởng này được xác định thông qua hệ số hồi quy. Mơ hình hồi quy như sau:
ST =β0 +β1DL + β2TCCV + β3TCST+ β4PC +β5HTTC + α
Kết quả phân tích hồi quy tại Bảng 4.15 cho thấy giá trị R2 hiệu chỉnh là 0.634 có nghĩa là mơ hình này giải thích được 63.4% sự biến thiên của biến phụ thuộc Sự sáng tạo của cán bộ, công chức bị tác động bởi các biến độc lập.
Bảng 4.15: Đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình
R R2 R2 hiệu chỉnh Độ lệch chuẩn Hệ số Durbin- Waston
.803 .644 .634 .32888 2.064
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS
Giá trị thống kê F = 64.791 tại mức ý nghĩa Sig = 0.000 < 0.05 nên có thể kết luận hệ số hồi quy của các biến độc lập là khác khơng.
Bảng 4.16: Phân tích ANOVA Mơ hình Tổng bình Mơ hình Tổng bình phƣơng df Bình phƣơng trung bình F Mức ý nghĩa Sig. 1 Regression 35.040 5 7.008 64.791 .000 Residual 19.361 179 .108 Total 54.401 184
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS
Kết quả hồi quy tại Bảng 4.17 cho thấy 5 biến độc lập có mức ý nghĩa Sig. nhỏ hơn 0.05. Như vậy, các biến độc lập tương quan có ý nghĩa thống kê với biến phụ thuộc với mức ý nghĩa 5%. Độ phóng đại phương sai (VIF) của các biến độc lập đều nhỏ hơn 2, chứng tỏ khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
Bảng 4.17: Kết quả phân tích hồi quy
Mơ hình
Hệ số hồi quy chƣa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy chuẩn hóa t Sig. Hệ số Tolerance Hệ số V.I.F Giá trị B Sai số chuẩn Beta Hằng số .314 .180 1.747 .082 TCCV .240 .042 .308 5.759 .000 .694 1.441 DL .084 .038 .117 2.208 .029 .707 1.415 TCST .129 .043 .163 3.027 .003 .684 1.461 HTTC .296 .049 .330 6.097 .000 .678 1.475 PC .133 .043 .167 3.116 .002 .692 1.444
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS
Theo kết quả ở Bảng 4.17 thì ta có phương trình thể hiện mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập lên biến phụ thuộc Sự sáng tạo của cán bộ, công chức thuộc Ủy ban nhân dân Quận 3 như sau:
ST = 0.330*HTTC + 0.308*TCCV + 0.167*PC+ 0.163*TCST+
0.117*DL
Viết lại như sau:
Sự sáng tạo = 0.330*Sự hỗ trợ của tổ chức + 0.308*Tự chủ trong
công việc + 0.167*Phong cách tƣ duy sáng tạo + 0.163*Tự chủ trong sáng tạo+ 0.117*Động lực nội tại.
“Từ phương trình hồi quy cho thấy yếu tố Sự hỗ trợ của tổ chức (HTTC) có ảnh hưởng mạnh nhất đến sự sáng tạo của cán bộ, công chức tại Ủy ban nhân dân Quận 3, tiếp theo là Tự chủ trong công việc (TCCV), Phong cách tư duy sáng tạo (PC), Tự chủ trong sáng tạo (TCST), và cuối cùng là yếu tố Động lực nội tại (DL). Các yếu tố trên đều tác động cùng chiều (+) đến sự
sáng tạo của cán bộ, công chức. Các giả thuyết nghiên cứu đều được chấp nhận:”
Bảng 4.18: Tóm tắt kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Giả
thuyết Nội dung Sig. kiểm định Kết quả
H1 Động lực nội tại có ảnh hưởng cùng chiều
đến sự sáng tạo của cán bộ, công chức .029 Chấp nhận giả thuyết H2 Tự chủ trong cơng việc có ảnh hưởng cùng
chiều đến sự sáng tạo của cán bộ, công chức .000 Chấp nhận giả thuyết H3 Tự chủ trong sáng tạo có ảnh hưởng cùng
chiều đến sự sáng tạo của cán bộ, công chức. .003 Chấp nhận giả thuyết H4
Phong cách tư duy sáng tạo có ảnh hưởng cùng chiều đến sự sáng tạo của cán bộ, công chức.
.002 Chấp nhận giả thuyết H5 Sự hỗ trợ của tổ chức có ảnh hưởng cùng
chiều đến sự sáng tạo của cán bộ, công chức. .000 Chấp nhận giả thuyết
Nguồn: Tác giả tổng hợp
4.5.3 Dị tìm các vi phạm giả định cần thiết - Kiểm định phân phối chuẩn của phần dƣ
Phƣơng sai của phần dƣ khơng đổi
“Hình 4.1 cho thấy phần dư chuẩn hóa được phân tán ngẫu nhiên xung quanh đường thẳng đi qua tung độ 0 mà khơng tn theo một quy luật nào. Vì thế kết luận, phương sai của phần dư là khơng đổi
Hình 4.1 Biểu đồ phần dƣ chuẩn hóa P-P lot
- Phần dư chuẩn hóa phân tán ngẫu nhiên trên đồ thị Hình 4.2 khơng tạo thành hình dạng nhất định nào. Như vậy, giá trị dự đoán và phần dư độc lập nhau và phương sai phần dư khơng đổi. Mơ hình hồi quy là phù hợp.
Hình 4.2: Biểu đồ Scatter
Nguồn: Kết quả xử lý SPSS
- Kiểm định phân phối chuẩn của phần dƣ
“Biểu đồ Histrogram trong Hình 4.3 cho thấy đường cong phân phối chuẩn có dạng hình chng, phù hợp với dạng đồ thị của phân phối chuẩn. Mơ hình hồi quy có kết quả độ lệch chuẩn = 0.986 xấp xỉ gần bằng 1 và phân phối chuẩn của phần dư (mean) = 0 rất nhỏ gần bằng 0. Vì vậy, xác định phần dư có phân phối chuẩn được chấp nhận.”
Hình 4.3: Biểu đồ Histogram
4.5.4 Thảo luận kết quả hồi quy
Bảng 4.19: Đánh giá của cán bộ, công chức về các yếu tố ảnh hƣởng đến sự sáng tạo Nhỏ nhất Lớn nhất Trung bình Hệ số Beta chuẩn hóa HTTC 1.40 5.00 3.64 0.330 TCCV 1.75 5.00 3.65 0.308 PC 1.80 5.00 3.64 0.167 TCST 1.75 5.00 3.61 0.163 DL 1.00 5.00 2.81 0.117
Từ phương trình hồi quy trên cho thấy yếu tố “Sự hỗ trợ của tổ chức” (HTTC) có ảnh hưởng lớn nhất đến sự sáng tạo của cán bộ, công chức tại Ủy ban nhân dân Quận 3, tiếp theo là “Tự chủ trong công việc” (TCCV), “Phong cách tư duy sáng tạo” (PC), “Tự chủ trong sáng tạo” (TCST), và cuối cùng là yếu tố “Động lực nội tại” (DL). Các nhân tố trên đều tác động cùng chiều đến Sự sáng tạo của cán bộ, công chức (ST).
- Sự hỗ trợ của tổ chức
“Sự hỗ trợ của tổ chức là yếu tố được quan tâm khi nghiên cứu về sự sáng tạo của người lao động. Nhìn chung, sự hỗ trợ của tổ chức là cảm nhận của nhân viên về sự khích lệ, tạo điều kiện, cơng nhận và khen thưởng cho sự sáng tạo của nhân viên.
Kết quả nghiên cứu đã khẳng định lại cơ sở lý thuyết, khái niệm này là yếu tố tác động mạnh nhất đến sự sáng tạo (β =0.330). Kết quả này tương động với nghiên cứu của Houghton & Diliello (2009); Zhou & George (2001). Điều này cho thấy tại Ủy ban nhân dân Quận 3, chính sự hỗ trợ từ mơi trường làm việc là chất xúc tác mạnh cho cán bộ, cơng chức có thể sáng tạo
hơn trong cơng việc. Kết quả này rất có ý nghĩa thực tiễn, vì sự hỗ trợ của tổ chức là yếu tố hồn tồn có thể điều chỉnh được.”
- Tự chủ trong công việc
Trong nghiên cứu này, tự chủ trong công việc là khái niệm chỉ sự tự tin vào khả năng, kiến thức để thực hiện một công việc nào đó. Như đã trình bày, tự chủ trong cơng việc được nhiều tác giả xem là nền tảng để nhân viên có thể sáng tạo. Kết quả trên tương đồng với các nghiên cứu trước khi chỉ ra rằng tự chủ công việc tác động cùng chiều (β =0.308) đến sự sáng tạo của người lao động. Giá trị trung bình của biến này ở mức 3.65. Bản thân cán bộ, công chức cho thấy khuynh hướng muốn làm việc theo một cách sáng tạo và hiệu quả hơn. Tuy vậy, cán bộ, công chức Quận 3 thực sự chưa có nhiều cơ hội để thể hiện sự sáng tạo của mình.
- Phong cách tư duy sáng tạo
“Về lý thuyết, phong cách tư duy sáng tạo là khái niệm nói về khuynh hướng ưa thích của cá nhân về việc nhận thức vấn đề và giải quyết vấn đề một cách sáng tạo. Các tác giả Woodman & cộng sự (1993); Eder & Sawyer (2008) cho rằng phong cách tư duy sáng tạo có mối liên hệ mật thiết với sự sáng tạo của nhân viên. Kết quả nghiên cứu này cũng chứng minh điều đó với hệ số β =0.167. Kết quả này phù hợp với giả thuyết ban đầu cũng như tương động với nghiên cứu của Houghton & Diliello (2009). Kết quả này cho thấy, mặc dù người lao động phải tuân thủ nhiều quy định chặt chẽ nhưng khơng ít trong số họ tự tin vào khả năng sáng tạo của bản thân.”
- Tự chủ sáng tạo
“Khái niệm tự chủ sáng tạo thể hiện sự tự tin và là đánh giá chủ quan của một người về khả năng sáng tạo của bản thân. Trong mơ hình của Amabile, tự chủ trong sáng tạo thuộc về thành phần kỹ năng liên quan sáng tạo và có ảnh hưởng tích cực đến sự sáng tạo của người lao động. Tự chủ sáng
tạo có tác động cùng chiều đến sự sán tạo trong công việc với hệ số β =0.163.”
- Động lực nội tại
“Theo lý thuyết, động lực nội tại là một thành phần quan trọng tạo nên sự sáng tạo của nhân viên và kết quả nghiên cứu đã khẳng định lý thuyết này. Động lực nội tại có tác động cùng chiều đến sự sáng tạo của cán bộ, công chức Ủy ban nhân dân Quận 3. Kết quả nghiên cứu tương đồng với nghiên cứu của Coelho & cộng sự (2011), Suh & Shin (2008). Trung bình của biến này ở mức 2.81 là mức điểm thấp. Kết quả này xét theo thực tế là hợp lý. Bản thân cán bộ, công chức cho thấy khuynh hướng muốn làm việc theo một cách sáng tạo và hiệu quả hơn. Tuy vậy, cán bộ, cơng chức thực sự chưa có nhiều cơ hội để thể hiện sự sáng tạo của mình, cũng có thể do những quy định chặt chẽ của cơ quan, áp lực sẵn có từ nội quy, quy chế của cơ quan, công việc.. đã