LMX LDDD LDCD LDCT COCB LMX Tương quan Pearson 1
Sig. (2-tailed)
LDDD Tương quan Pearson .582** 1
Sig. (2-tailed) .000
LDCD Tương quan Pearson .566** .470** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000
LDCT Tương quan Pearson .483** .341** .269** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000
COCB Tương quan Pearson .531** .576** .447** .329** 1
Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000
**. Tương quan ở mức ý nghĩa 0.01 (2-tailed).
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Từ kết quả phân tích tương quan tại Bảng 4.9 nêu trên, ta có thể thấy mối tương quan giữa biến phụ thuộc sự trao đổi lãnh đạo - nhân viên với các biến độc lập: (1) lãnh đạo đạo đức, (2) lãnh đạo chuyển dạng, (3) lãnh đạo chuyển tác; mối tương quan giữa biến phụ thuộc hành vi công dân tổ chức hướng về thay đổi với biến độc lập sự trao đổi lãnh đạo - nhân viên. Những mối liên hệ này là cùng chiều vì mang dấu dương và các giá trị sig. đều nhỏ < 0.05, do vậy có thể đưa các biến độc lập vào mơ hình hồi qui để giải thích cho sự thay đổi của biến phụ thuộc.
4.4.2 Đánh giá sự phù hợp của mơ hình
4.4.2.1 Đánh giá sự phù hợp của mơ hình hồi qui bội
Kết quả phân tích hồi qui bội (Bảng 4.10) cho thấy hệ số xác định R2 = 0.517 ≠ 0 cho thấy mơ hình nghiên cứu phù hợp. Kết quả cũng cho thấy R² điều chỉnh = 0.509, nghĩa là mức độ phù hợp của mơ hình là 50.9%. Nói cách khác, 3 nhân tố là LDDD, LDCD, LDCT giải thích được 50.9% biến phụ thuộc là sự trao đổi lãnh đạo - nhân
viên, còn 49,1% sự trao đổi lãnh đạo - nhân viên xuất phát từ các yếu tố khác chưa đưa vào mơ hình.
Bảng 4.10: Đánh giá độ phù hợp của mơ hình hồi qui bội
Mơ hình R R2 R 2 điều chỉnh Ước lượng độ lệch chuẩn Durbin-Watson 1 .719a .517 .509 .45621 2.182
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
4.4.2.2 Đánh giá sự phù hợp của mơ hình hồi qui đơn
Kết quả phân tích hồi qui đơn (Bảng 4.11) cho thấy hệ số xác định R2 = 0.281 ≠ 0 cho thấy mơ hình nghiên cứu phù hợp; R² điều chỉnh = 0.277, tức là nhân tố sự trao đổi lãnh đạo - nhân viên giải thích được 27.7% biến phụ thuộc hành vi công dân tổ chức hướng về thay đổi.
Bảng 4.11: Đánh giá độ phù hợp của mơ hình hồi qui đơn
Mơ hình R R2 R 2 điều chỉnh Ước lượng độ lệch chuẩn Durbin-Watson 1 .531a .281 .277 .70948 2.033
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
4.4.3 Kiểm định độ phù hợp của mơ hình
4.4.3.1 Kiểm định độ phù hợp của mơ hình hồi qui bội
Kiểm định F sử dụng trong bảng phân tích phương sai kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mơ hình hồi qui tuyến tính. Kết quả nhận được từ bảng ANOVA (Bảng 4.12) cho thấy trị F = 63.536 với giá trị Sig. rất nhỏ (0,000 < 0,05). Như vậy, có thể kết luận rằng mơ hình hồi qui bội thỏa mãn các điều kiện đánh giá và kiểm định độ phù hợp với dữ liệu và có thể sử dụng được.
Bảng 4.12: Kiểm định độ phù hợp của mơ hình hồi qui bội ANOVAa Mơ hình Tổng bình phương df Trung bình của bình phương F Sig. 1 Hồi qui 39.671 3 13.224 63.536 .000b Phần dư 37.047 178 .208 Tổng 76.717 181 a. Biến phụ thuộc: LMX b. Biến độc lập: LDDD, LDCD, LDCT
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
4.4.3.2 Kiểm định độ phù hợp của mơ hình hồi qui đơn
Kết quả nhận được từ bảng ANOVA (Bảng 4.13) cho thấy trị F = 70.511 với giá trị Sig. rất nhỏ (0,000 < 0,05). Như vậy, có thể kết luận rằng mơ hình hồi qui đơn thỏa mãn các điều kiện đánh giá và kiểm định độ phù hợp với dữ liệu và có thể sử dụng được.
Bảng 4.13: Kiểm định độ phù hợp của mơ hình hồi qui đơn ANOVAb Mơ hình Tổng bình phương df Trung bình của bình phương F Sig. 1 Hồi qui 35.492 1 35.492 70.511 .000b Phần dư 90.605 180 .503 Tổng 126.097 181
a. Biến phụ thuộc: COCB b. Biến độc lập: LMX
4.4.4 Kết quả phân tích hồi qui và đánh giá mức độ ảnh hưởng của từng nhân tố nhân tố
4.4.4.1 Kết quả phân tích hồi qui bội và đánh giá mức độ ảnh hưởng của từng nhân tố từng nhân tố
Trọng số hồi qui β của các biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê, các giá trị Sig. đều bằng 0.000 nhỏ hơn 0.05. Về kiểm định đa cộng tuyến, hệ số phóng đại phương sai VIF có giá trị thấp nhất là 1.152 và cao nhất là 1.371 đều nhỏ hơn 10 cho thấy hiện tượng đa cộng tuyến không bị vi phạm. Như vậy, mối quan hệ giữa các biến độc lập khơng ảnh hưởng đến việc giải thích mơ hình hồi qui tuyến tính bội.
Bảng 4.14: Kết quả phân tích hồi qui tuyến tính bội
Mơ hình Hệ số hồi qui chưa chuẩn hóa Hệ số hồi qui đã chuẩn hóa t Sig. Đa cộng tuyến B Độ lệch chuẩn Beta (β) Dung sai VIF 1 (Constant) .387 .247 1.568 .119 LDDD .272 .050 .328 5.384 .000 .730 1.371 LDCD .354 .063 .336 5.647 .000 .766 1.306 LDCT .266 .053 .281 5.023 .000 .868 1.152 a. Biến phụ thuộc: LMX
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Kết quả phân tích hồi qui bội cho thấy 03 nhân tố gồm: lãnh đạo đạo đức (LDDD), lãnh đạo chuyển dạng (LDCD), lãnh đạo chuyển tác (LDCT) có ảnh hưởng đến sự trao đổi lãnh đạo - nhân viên với hệ số β đều dương nên ba nhân tố này đều ảnh hưởng cùng chiều đến sự trao đổi lãnh đạo - nhân viên. Mơ hình hồi qui bội sau đây đặc trưng cho mơ hình nghiên cứu phù hợp với dữ liệu thực tế:
LMX = 0.328LDDD + 0.336LDCD + 0.281LDCT
Phương trình hồi qui cho thấy, sự trao đổi lãnh đạo - nhân viên chịu tác động dương bởi 3 nhân tố: (1) lãnh đạo chuyển dạng, (2) lãnh đạo đạo đức, (3) lãnh đạo chuyển tác. Trong đó nhân tố lãnh đạo chuyển dạng tác động mạnh nhất đến sự trao đổi lãnh đạo - nhân viên.
4.4.4.2 Kết quả phân tích hồi qui tuyến tính đơn và đánh giá mức độ ảnh hưởng hưởng
Với kết quả phân tích hồi qui tuyến tính đơn (Bảng 4.15), giá trị Sig. tương ứng với biến LMX < 0.05, vì vậy, có thể khẳng định biến này có ý nghĩa trong mơ hình.
Bảng 4.15: Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính đơn
Mơ hình Hệ số hồi qui chưa chuẩn hóa Hệ số hồi qui đã chuẩn hóa t Sig. Đa cộng tuyến B Độ lệch chuẩn Beta (β) Dung sai VIF 1 (Constant) 1.193 .304 3.921 .000 LMX .680 .081 .531 8.397 .000 1.000 1.000
a. Biến phụ thuộc: COCB
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Với kết quả phân tích hồi qui tuyến tính đơn, hệ số phóng đại phương sai (VIF) có giá trị là 1 < 10, như vậy, mối quan hệ giữa biến độc lập (LMX) không ảnh hưởng đến việc giải thích mơ hình hồi qui tuyến tính đơn.
Với kết quả thu được ở Bảng 4.15 thì phương trình hồi qui đơn thể hiện sự trao đổi lãnh đạo - nhân viên ảnh hưởng đến hành vi cơng dân tổ chức hướng về thay đổi có dạng: COCB = 0.531*LMX
Mơ hình nghiên cứu sau khi phân tích hồi qui sẽ được biểu diễn lại như sau:
Hình 4.1: Mơ hình nghiên cứu sau khi phân tích hồi qui
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Kiểm định giả thuyết
Giả thuyết H1 cho rằng lãnh đạo chuyển tác có ảnh hưởng tích cực đến sự trao đổi lãnh đạo - nhân viên. Căn cứ vào kết quả phân tích hồi qui, giả thuyết này được chấp nhận với hệ số Beta là 0.281 mức ý nghĩa Sig. = 0.000 < 0.05. Như vậy, khi người lãnh đạo đưa ra những phản hồi tích cực, khen thưởng khi nhân viên hoàn thành tốt nhiệm vụ sẽ nâng cao chất lượng sự trao đổi lãnh đạo - nhân viên.
Kết quả phân tích hồi qui chấp nhận giả thuyết H2 lãnh đạo chuyển dạng có ảnh hưởng tích cực đến sự trao đổi lãnh đạo - nhân viên với hệ số Beta là 0.336, mức ý nghĩa Sig. = 0.000 < 0.05. Như vậy, khi lãnh đạo chỉ ra tương lai tốt đẹp của tổ chức để khơi dậy sự nhiệt tình của nhân viên, hướng dẫn nhân viên thơng qua những ví dụ thực tiễn, làm gương trong việc thay đổi và cùng tham gia làm việc vì lợi ích của tổ chức sẽ nâng cao chất lượng sự trao đổi lãnh đạo - nhân viên.
Với mức ý nghĩa Sig. = 0.000 < 0.05 và hệ số Beta = 0.328, kết quả phân tích hồi qui chấp nhận giả thuyết H3 lãnh đạo đạo đức có ảnh hưởng tích cực đến sự trao đổi lãnh đạo - nhân viên. Do đó, khi lãnh đạo lắng nghe ý kiến của các nhân viên ở bộ
Lãnh đạo chuyển tác Lãnh đạo chuyển dạng Lãnh đạo đạo đức Sự trao đổi
lãnh đạo- nhân viên
Hành vi công dân tổ chức hướng vềthay đổi +0.531 +0.336 +0.281 +0.328
phận, nghĩ đến lợi ích của nhân viên, cơng bằng trong việc ra các quyết định, có lối sống đạo đức, tạo được sự tin tưởng cho nhân viên sẽ nâng cao chất lượng sự trao đổi lãnh đạo - nhân viên.
Cuối cùng, giả thuyết H4 sự trao đổi lãnh đạo - nhân viên có ảnh hưởng tích cực đến hành vi cơng dân tổ chức hướng về thay đổi được chấp nhận với mức ý nghĩa Sig. = 0.000 < 0.05 và hệ số Beta = 0.531. Khi sự trao đổi lãnh đạo - nhân viên có chất lượng sẽ thúc đẩy nhân viên cố gắng cải tiến các quy trình cơng việc, đưa ra các ý kiến sáng tạo, thay đổi cách làm việc để mang lại hiệu quả cao hơn cho tổ chức và vượt ra ngồi vai trị nhiệm vụ cá nhân được giao.
Kiểm định lý thuyết về phân phối chuẩn
Kiểm tra giả định về phân phối chuẩn của phần dư (Hình 4.2) cho thấy độ lệch chuẩn 0.99168 xấp xỉ bằng 1 và Mean xấp xỉ 0 do đó giả thuyết phân phối chuẩn của phần dư chuẩn hóa khi xây dựng mơ hình ảnh hưởng của lãnh đạo chuyển tác, lãnh đạo chuyển dạng, lãnh đạo đạo đức đến sự trao đổi lãnh đạo - nhân viên không bị vi phạm.
Hình 4.2: Biểu đồ Histogram tần số của phần dư chuẩn hóa đối với mơ hình ảnh hưởng của lãnh đạo chuyển tác, lãnh đạo chuyển dạng, lãnh đạo đạo đức đến
sự trao đổi lãnh đạo - nhân viên.
Hình 4.3: Biểu đồ Histogram tần số của phần dư chuẩn hóa đối với mơ hình ảnh hưởng của sự trao đổi lãnh đạo - nhân viên đến
hành vi công dân tổ chức hướng về thay đổi.
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Kiểm tra giả định về phân phối chuẩn của phần dư (Hình 4.3) cho thấy độ lệch chuẩn 0.99723 xấp xỉ bằng 1 và Mean xấp xỉ 0 do đó giả thuyết phân phối chuẩn của phần dư chuẩn hóa khi xây dựng mơ hình ảnh hưởng của sự trao đổi lãnh đạo - nhân viên đến hành vi công dân tổ chức hướng về thay đổi không bị vi phạm.
Dựa vào biểu đồ P-P Plot (Hình 4.4 và Hình 4.5) cho thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng, nên có thể kết luận là giả thuyết phân phối chuẩn không bị vị phạm.
Hình 4.4: Biểu đồ P-P Plot đối với mơ hình ảnh hưởng của lãnh đạo chuyển tác, lãnh đạo chuyển dạng, lãnh đạo đạo đức đến sự trao đổi lãnh đạo - nhân viên.
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Hình 4.5: Biểu đồ P-P Plot đối với mơ hình ảnh hưởng của sự trao đổi lãnh đạo - nhân viên đến hành vi công dân tổ chức hướng về thay đổi.
Hình 4.6: Biểu đồ Scatterplot đối với mơ hình ảnh hưởng của lãnh đạo chuyển tác, lãnh đạo chuyển dạng, lãnh đạo đạo đức đến sự trao đổi lãnh đạo - nhân viên.
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Hình 4.7: Biểu đồ Scatterplot đối với mơ hình ảnh hưởng của sự trao đổi lãnh đạo - nhân viên đến hành vi công dân tổ chức hướng về thay đổi.
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Dựa vào biểu đồ Biểu đồ Scatterplot (Hình 4.6, Hình 4.7) cho thấy phần dư đã chuẩn hóa phân tán ngẫu nhiên trên đồ thị, khơng tạo thành hình dạng nhất định nào.
Như vậy, giá trị dự đoán và phần dư độc lập nhau và phương sai của phần dư khơng đổi. Mơ hình hồi qui là phù hợp.
4.5 Thảo luận kết quả nghiên cứu
Bảng 4.16: Thống kê mô tả các giá trị thang đo
Nhỏ nhất Lớn nhất Trung bình Độ lệch chuẩn Lãnh đạo đạo đức (LDDD) 2.00 5.00 3.8889 .78724 Lãnh đạo chuyển dạng (LDCD) 1.00 5.00 3.7242 .61847 Lãnh đạo chuyển tác (LDCT) 1.00 5.00 3.5311 .68748
Sự trao đổi lãnh đạo - nhân viên (LMX) 1.00 5.00 3.6992 .65104 Hành vi công dân tổ chức hướng về thay đổi (COCB) 2.00 5.00 3.7088 .83467
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Theo kết quả nghiên cứu, lãnh đạo chuyển dạng có tác động mạnh nhất đến sự trao đổi lãnh đạo - nhân viên với hệ số β = 0.336 và công chức làm việc tại Cục Hải quan Tây Ninh đánh giá ở mức trung bình bằng 3.72. Điều này phù hợp với thực tế hiện nay của Cục Hải quan Tây Ninh. Đa số lãnh đạo của Cục Hải quan Tây Ninh là người truyền cảm hứng làm việc cho công chức trong đơn vị. Tuy nhiên, việc chia sẻ tầm nhìn, mục tiêu hoạt động của đơn vị chưa được lãnh đạo quan tâm. Lãnh đạo là người thường xuyên tham gia các cuộc họp bàn về việc duy trì hoạt động, phương hướng phát triển, là người nắm rõ nhất mục tiêu, sứ mệnh của tổ chức nhưng chưa có sự chia sẻ với nhân viên để tạo được sự đồng thuận trong tổ chức. Một số lãnh đạo cịn có cách làm việc rập khuôn, ngại sự thay đổi nên không chủ động nghiên cứu các quy trình nghiệp vụ, các phần mềm ứng dụng quản lý đã được ngành triển khai. Trong xu thế hội nhập, ngành Hải quan đang từng bước cải cách hiện đại hóa các quy trình thủ tục hành chính, các trang thiết bị và tác phong làm việc, hành vi ứng xử của người công chức hải quan. Người lãnh đạo có vai trò quan trọng để dẫn dắt đơn vị hoàn thành mục tiêu đề ra. Để làm được điều đó, lãnh đạo phải tạo được sự đồng thuận của
các nhân viên trong đơn vị thông qua việc chia sẻ tầm nhìn, động viên, kích thích sự phát triển trí tuệ của nhân viên, làm gương trong mọi hoạt động ... tạo nên mối quan hệ gắn bó, hợp tác giữa lãnh đạo và nhân viên.
Lãnh đạo đạo đức là yếu tố tác động mạnh thứ 2 đến sự trao đổi lãnh đạo - nhân
viên với hệ số β = 0.328 và được công chức đánh giá ở mức trung bình bằng 3.89. Đa số lãnh đạo của Cục Hải quan Tây Ninh là những người có đạo đức do khi tuyển vào ngành phải đáp ứng được các tiêu chuẩn khắt khe và phải có đủ phẩm chất đạo đức, năng lực trình độ mới được bổ nhiệm vào vị trí lãnh đạo. Tuy nhiên, khi đã ngồi ở vị trí lãnh đạo, người lãnh đạo hầu như khơng cịn chủ động nghiên cứu các lĩnh vực công tác nghiệp vụ vì vậy xa rời nhân viên, xa rời thực tế cơng việc. Và ở một khía cạnh nào đó, người lãnh đạo khơng cịn đặt lợi ích của nhân viên lên trên vì có nhiều sự tác động ảnh hưởng đến quyết định của người lãnh đạo. Lãnh đạo chưa thật sự quan tâm đến việc trị chuyện trao đổi, tìm hiểu tâm tư, nguyện vọng, tìm hiểu khó khăn, sở trường cơng tác của từng cơng chức để bố trí cơng tác phù hợp với khả năng của mỗi người. Một người lãnh đạo có cuộc sống cá nhân, cách làm việc đạo đức dễ tạo được lòng tin với nhân viên. Người lãnh đạo có đạo đức, biết lắng nghe, ln quan tâm đến lợi ích của nhân viên, công bằng trong các quyết định sẽ làm cho nhân viên dễ mở lòng và mối quan hệ giữa lãnh đạo với nhân viên trở nên gần gũi, gắn kết.
Lãnh đạo chuyển tác là yếu tố tác động ít nhất đến sự trao đổi lãnh đạo - nhân
viên với hệ số β = 0.281 và chỉ được cơng chức đánh giá ở mức trung bình bằng 3.53.