Khái niệm Thành phần Số biến quan sát Độ tin cậy (Cronbach alpha) Phương sai trích Đánh giá Sự khác biệt trong vai trò (KHACBIET) KHACBIET_FT1 4 0.785 77.398% Đạt yêu cầu KHACBIET_FT2 2 -
Sự mâu thuẫn trong vai trò (MAUTHUAN)
MAUTHUAN_FT1 3 0.818 MAUTHUAN_FT2 2 - Sự quá tải trong vai trò (QUATAI) 3 0.869 Sự rõ ràng trong vai trò (RORANG) 3 0.915
Sự điều chỉnh xuyên văn hoá (A) 8 0.861 54.739% Kết quả công việc (P) 6 0.884 64.206%
4.3 Điều chỉnh mơ hình nghiên cứu từ kết quả đánh giá thang đo
Dựa trên kết quả phân tích, đánh giá thang đo ở trên, tác giả điều chỉnh lại mơ hình như sau:
Hình 4.1: Mơ hình nghiên cứu hiệu chỉnh
Các giả thuyết của mơ hình gồm có:
H1: Thành phần thứ nhất của sự khác biệt trong vai trị (KHACBIET_FT1) càng tăng thì sự điều chỉnh xuyên văn hoá (A) càng giảm.
H2: Thành phần thứ hai của sự khác biệt trong vai trò (KHACBIET_FT2) càng tăng thì sự điều chỉnh xun văn hố (A) càng giảm.
H3: Sự rõ ràng trong vai trò (RORANG) càng tăng thì sự điều chỉnh xuyên văn hoá (A) càng tăng.
H4: Sự mâu thuẫn nguồn lực càng tăng (MAUTHUAN_FT1) thì sự điều chỉnh xuyên văn hoá (A) càng giảm.
H5: Sự mâu thuẫn tương tác càng tăng (MAUTHUAN_FT2) thì sự điều chỉnh xuyên văn hoá (A) càng giảm.
H7 Sự rõ ràng trong vai trò
(RORANG) Sự khác biệt trong vai trò (KHACBIET_FT2)
Sự mâu thuẫn nguồn lực (MAUTHUAN_FT1)
Sự mâu thuẫn tương tác (MAUTHUAN_FT2)
Sự quá tải trong vai trò (QUATAI) Sự khác biệt trong vai
trò (KHACBIET_FT1) H1 H4 H3 H2 H6 H5
Sự điều chỉnh xun văn hố (A)
Kết quả cơng việc (P)
H6: Sự q tải trong vai trị (QUATAI) càng tăng thì sự điều chỉnh xun văn hố (A) càng giảm.
H7: Sự điều chỉnh xun văn hố (A) càng tăng thì kết quả cơng việc (P) càng tăng.
4.4 Kiểm định các giả thuyết của mơ hình nghiên cứu
Mơ hình nghiên cứu điều chỉnh sau khi kiểm định các thang đo như đã được trình bày trong hình 4.1 và các giả thuyết nghiên cứu cần phải được kiểm định bằng phương pháp phân tích hồi quy được trình bày ở mục 4.4. Khi chạy hồi quy, tác giả sử dụng phương pháp đồng thời (phương pháp ENTER trong SPSS) vì bản chất của nghiên cứu này là kiểm định các giả thuyết khoa học hơn là khám phá. Có 2 phương trình hồi quy cần thực hiện:
- Phương trình thứ nhất nhằm kiểm định các giả thuyết H7 (ảnh hưởng của sự điều chỉnh xun văn hố đến kết quả cơng việc)
- Phương trình thứ hai nhằm kiểm định các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5, H6 (ảnh hưởng của các biến độc lập liên quan đến vai trò trong mơ hình đến sự điều chỉnh xun văn hố)
4.4.1 Ảnh hưởng của sự điều chỉnh xun văn hố đến kết quả cơng việc
4.4.1.1 Kiểm định sự phù hợp của mơ hình hồi qui
Kiểm định mức độ phù hợp của mơ hình chính là kiểm định giả thuyết H0: R2 = 0. Phép kiểm định F được sử dụng để kiểm định giả thuyết này. Kết quả hồi qui đơn cho thấy mơ hình hồi qui có độ phù hợp đạt yêu cầu (hệ số xác định R2
=0.508 và R2adj=0.504). Kiểm định F (Bảng 4.9) cho thấy mức ý nghĩa sig=0.000 nên ta bác bỏ giả thuyết H0, tức là hai biến A và P có mối quan hệ với nhau.
Biến độc lập sự điều chỉnh xun văn hố (A) giải thích được khoảng 50.4% phương sai của biến phụ thuộc kết quả công việc (P). Kết quả phân tích hồi qui được trình bày trong bảng 4.8-4.10.
Bên cạnh đó, tác giả cũng kiểm tra giả định về phương sai thay đổi; tức là, phương sai các sai số tại các giá trị của biến độc lập phải như nhau: Var (εi) = hằng số. Căn cứ vào sơ đồ phân phối điểm (Scatterplot) thể hiện mối quan hệ giữa biến chuẩn hoá của phần dư và giá trị qui về hồi qui của biến phụ thuộc trong mơ hình, tác giả kết luận giả thuyết này khơng bị vi phạm (xem thêm Phụ lục 6).
Bảng 4.8: Hệ số xác định trong phƣơng trình hồi qui đơn
Model R R2 R2adj
Sai lệch chuẩn SE 1 0.713 0.508 0.504 0.538
Bảng 4.9: ANOVA trong phƣơng trình hồi qui đơn
Biến thiên SS df MS F Sig. 1 Regression 42.693 1 42.693 142.425 0.000
Residual 41.367 138 0.300 Total 84.060 139
4.4.1.2 Kiểm định giả thuyết H7 của mơ hình hồi qui
Bảng 4.10: Trọng số hồi qui trong phƣơng trình hồi qui đơn
Hệ số Beta chưa chuẩn hoá
(B) SE Hệ số Beta chuẩn hoá (β) t Sig 1 Hằng số 1.945 0.320 6.084 0.000 A 0.669 0.056 .713 11.934 0.000
Xem xét bảng trọng số hồi qui 4.10, chúng ta thấy biến độc lập A tác động cùng chiều vào biến phụ thuộc P vì trọng số hồi qui B = 0.669 và có ý nghĩa thống kê (sig = 0.000). Như vậy giả thiết nghiên cứu H7 được chấp nhận. Tức là, khi sự điều chỉnh xun văn hố tăng thì kết quả công việc của EXP cũng tăng.
Kết luận: Giả thuyết H7 được chấp nhận. Tức là, khi sự điều chỉnh xuyên văn hố tăng thì kết quả cơng việc của EXP cũng tăng.
Sự điều chỉnh xun văn hố giải thích được 50.4% phương sai của biến phụ thuộc kết quả cơng việc. Điều này có nghĩa là biến độc lập này giải thích được phần lớn phương sai của kết quả cơng việc và cịn nhiều yếu tố khác chưa đề cập đến trong mơ hình này tham gia giải thích cho biến thiên của biến kết quả cơng việc. Ví dụ, yếu tố tính cách cá nhân. Trong nghiên cứu của Ramalu và cộng sự (2010), với đối tượng nghiên cứu là người nước ngoài làm việc tại Malaysia, yếu tố tính cách cá nhân (personality) có tác động đến kết quả cơng việc theo 2 cách: i) trực tiếp và ii) gián tiếp thông quan biến trung gian sự điều chỉnh xuyên văn hoá.
Mối quan hệ cùng chiều giữa sự điều chỉnh xuyên văn hoá và kết quả công việc trong nghiên cứu này trùng khớp với các kết quả nghiên cứu trước đây của Ramalu và cộng sự (2010), Kraimer và cộng sự (2001) Caliguiri và cộng sự (1997), Parker và McEvoy (1993). Tuy nhiên, trong các nghiên cứu của các tác giả này, sự điều chỉnh xun văn hố là khái niệm đa hướng (gồm có ít nhất 2 thành phần riêng biệt)
4.4.2 Ảnh hưởng của các biến độc lập đến sự điều chỉnh xuyên văn hoá
4.4.2.1 Kiểm định sự phù hợp của mơ hình hồi qui
Kết quả hồi qui bội cho thấy mơ hình hồi qui có độ phù hợp đạt yêu cầu. Hệ số xác định R2=0.583, R2adj=0.565 và kiểm định F (Bảng 4.12) cho mức ý nghĩa sig=0.000. Do đó, tác giả bác bỏ giả thuyết H0: R2 = 0. Các biến độc lập giải thích được khoảng 56.5% phương sai của biến phụ thuộc. Kết quả phân tích hồi qui được trình bày trong bảng 4.11-4.13.
Bảng 4.11: Hệ số xác định trong mơ hình hồi qui bội
Mode R R2 R2adj
Sai lệch chuẩn SE 1 0.764 0.583 0.565 0.546
Bảng 4.12: ANOVA trong mơ hình hồi qui bội
Biến thiên SS df MS F Sig. 1 Regression 55.573 6 9.262 31.030 0.000
Residual 39.699 133 0.298 Total 95.272 139
Bên cạnh đó, tác giả cũng kiểm tra 2 hiện tượng đa cộng tuyến và hiện tượng phương sai thay đổi. Theo Nguyễn Đình Thọ (2011), khi hệ số phóng đại phương sai VIF của các biến càng lớn (lúc này các biến độc lập khác có thể giải thích thay cho biến độc lập đang xem xét) và hiện tượng đa cộng tuyến sẽ xảy ra. Thông thường nếu VIF của một biến độc lập nào đó lớn hớn 10 thì biến này hầu như khơng có giá trị giải thích biến thiên của biến phụ thuộc trong mơ hình hồi qui bội. Trên thực tế nếu biến nào có VIF>2, thì các hệ số tương quan (Pearson, từng phần) của biến đó với biến phụ thuộc cần phải được xem xét để có thể so sánh chúng với trọng số hồi qui. Trong mơ hình này, các hệ số phóng đại phương sai VIF của tất cả các biến đều nhỏ hơn 2 nên hiện tượng đa cộng tuyến không xảy ra (xem bảng 4.13).
Đối với hiện tượng phương sai thay đổi, căn cứ vào sơ đồ phân phối điểm (Scatterplot) thể hiện mối quan hệ giữa biến chuẩn hoá của phần dư và giá trị qui về hồi qui của biến phụ thuộc trong mơ hình, tác giả kết luận hiện tượng này không xuất hiện (xem thêm Phụ lục 6).
Bảng 4.13: Trọng số hồi qui trong mơ hình hồi qui bội Model Hệ số B chưa chuẩn hoá Hệ số Beta chuẩn hoá (β) t Sig. Hệ số tương quan Collinearity Statistics B SE Zero-
order Partial Part Tolerance VIF 1 (Constant) 4.573 0.577 7.927 0.000 RORANG 0.415 0.072 0.410 5.801 0.000 0.514 0.449 0.325 0.628 1.593 MAUTHUAN_FT1 -0.177 0.047 -0.249 -3.764 0.000 -0.514 -0.310 -0.211 0.717 1.394 MAUTHUAN_FT2 0.140 0.036 0.255 3.879 0.000 -0.122 0.319 0.217 0.727 1.376 KHACBIET_FT1 -0.279 0.047 -0.386 -5.930 0.000 -0.567 -0.457 -0.332 0.741 1.350 KHACBIET_FT2 0.039 0.041 0.058 0.962 0.338 -0.119 0.083 0.054 0.848 1.179 QUATAI -0.188 0.047 -0.232 -4.017 0.000 -0.277 -0.329 -0.225 0.942 1.062
Bảng 4.14: Tóm tắt kết quả kiểm định các giả thuyết H1 đến H6
Giả thuyết Mối quan hệ Hệ số B Hệ số β Sig. Chấp nhận hay từ chối giả thuyết H1 KHACBIET_FT1 tác động
ngược chiều đến A -0.279 -0.386 0.000 Chấp nhận H2 KHACBIET_FT2 tác động
ngược chiều đến A 0.039 0.058 0.338 Từ chối H3 RORANG tác động cùng
chiều đến A 0.415 0.410 0.000 Chấp nhận H4 MAUTHUAN_FT1 tác động ngược chiều đến A -0.177 -0.249 0.000 Chấp nhận H5 MAUTHUAN_FT2 tác động ngược chiều đến A 0.140 0.255 0.000 Từ chối H6 QUATAI tác động ngược
4.4.2.2 Kiểm định các giả thuyết của mơ hình hồi qui
Kiểm định giả thuyết H1: Thành phần thứ nhất của sự khác biệt trong vai trị (KHACBIET_FT1) càng tăng thì sự điều chỉnh xun văn hố (A) càng giảm
Thành phần KHACBIET_FT1 có trọng số hồi qui chưa chuẩn hố B= -0.279 (sig = 0.000< 0.05). Điều này có nghĩa là KHACBIET_FT1 có tác động ngược chiều đến sự điều chỉnh xuyên văn hoá với độ tin cậy 95%. Do đó, giả thuyết H1 được chấp nhận.
Kết quả này hoàn toàn phù hợp với giả thuyết nghiên cứu ban đầu. Trong khi lý thuyết về mối quan hệ giữa sự khác biệt trong vai trò và sự điều chỉnh xuyên văn hoá được nhiều tác giả đề cập (Burr, 1972; George, 1980; Minkler và Biller, 1979; Pinder và Schroeder, 1987), trong nghiên cứu của Black và cộng sự (1987), mối quan hệ giữa 2 yếu tố này cũng không đạt độ tin cậy yêu cầu (sig = 0.05).
Kiểm định giả thuyết H2: Thành phần thứ hai của sự khác biệt trong vai trị (KHACBIET_FT2) càng tăng thì sự điều chỉnh xuyên văn hoá (A) càng giảm
Thành phần KHACBIET_FT2 có trọng số hồi qui chưa chuẩn hố B=0.039, tại độ tin cậy sig=0.338 > 0.05. Do đó, tác giả bác bỏ giả thuyết H2. Như đã đề cập ở trên, trong nghiên cứu Black và cộng sự (1987), tác giả này cũng khơng tìm thấy mối quan hệ giữa sự khác biệt trong vai trò và sự điều chỉnh xuyên văn hóa (trong nghiên cứu của tác giả này, sự khác biệt trong vai trò là khái niệm đơn hướng).
Kiểm định giả thuyết H3: Sự rõ ràng trong vai trị (RORANG) càng tăng thì sự điều chỉnh xuyên văn hoá (A) càng tăng
Sự rõ ràng trong vai trị (RORANG) có trọng số hồi qui chưa chuẩn hố B= 0.415 (sig = 0.000< 0.05). Điều này có nghĩa là RORANG có tác động cùng chiều đến sự điều chỉnh xuyên văn hoá với độ tin cậy 95%. Do đó, giả thuyết H3 được chấp nhận. Như vậy, yếu tố này tác động mạnh đến sự điều chỉnh xuyên văn hoá. Khi sự rõ ràng càng tăng, các quản trị gia càng hiểu biết chắc chắn về trách nhiệm, mục tiêu, quyền hạn…của mình. Do đó, kết quả cơng việc sẽ tăng. Bên cạnh đó, hiểu biết những gì được mong đợi từ mình và biết mình cần phải làm gì với những mục tiêu
cụ thể và rõ ràng sẽ giúp các quản trị gia tương tác tốt nhất với người Việt Nam trong công ty. Tiếp đến, sự tương tác của họ với người Việt Nam bên ngồi cơng ty cũng tăng theo và kết quả là sự điều chỉnh tương tác cũng tăng. Nghiên cứu của Black và cộng sự (1987), với biến độc lập là sự khơng rõ ràng trong vai trị, cũng đưa ra một kết quả tương tự; tức là, sự khơng rõ ràng trong vai trị tăng thì kết quả công việc giảm. Một số nghiên cứu khác của Harvey (1982), Misa và Fabricatore (1979), Pinder và Schroeder (1987), cũng cho thấy rằng nếu sự không rõ ràng trong vai trị càng tăng, thì q trình chuyển tiếp (transition) của các quản trị gia càng khó khăn hơn.
Kiểm định giả thuyết H4: Sự mâu thuẫn nguồn lực (MAUTHUAN_FT1) càng tăng thì sự điều chỉnh xun văn hố (A) càng giảm
Thành phần MAUTHUAN_FT1 có trọng số hồi qui chưa chuẩn hố B = -0.177 (sig = 0.000< 0.05). Điều này có nghĩa là MAUTHUAN_FT1 có tác động ngược chiều đến sự điều chỉnh xuyên văn hố với độ tin cậy 95%. Do đó, giả thuyết H4 được chấp nhận. Trong nghiên cứu của Black và cộng sự (1987), mối quan hệ giữa sự mâu thuẫn trong vai trị và sự điều chỉnh xun văn hố khơng được tìm thấy.
Kiểm định giả thuyết H5: Sự mâu thuẫn tương tác (MAUTHUAN_FT2) càng tăng thì sự điều chỉnh xuyên văn hố (A) càng giảm
Thành phần MAUTHUAN_FT2 có trọng số hồi qui chưa chuẩn hoá B= 0.140 (sig = 0.000< 0.05). Điều này có nghĩa là MAUTHUAN_FT2 có tác động dương đến sự điều chỉnh xuyên văn hoá với độ tin cậy 95%. Mặc dù kết quả này trái ngược giải thuyết nghiên cứu ban đầu nhưng sau khi tác giả liên hệ với thực tế thì có thể giải thích sự trái ngược này như sau. Sự mâu thuẫn tương tác được bộc lộ khi EXP làm việc với các nhóm vận hành theo các khác nhau hoặc khi nhận được những yêu cầu trái ngược nhau từ các cá nhân khác nhau. Do đó, các EXP nào có cơ hội tiếp cận với các mâu thuẫn này càng nhiều thì họ càng nhanh chóng tìm được cách thức hồ nhập và thích nghi với nhóm người xung quanh. Từ đó, sự tương tác với các nhóm người khác nhau càng dễ dàng hơn và sự điều chỉnh xuyên văn hoá cũng tăng theo.
Kiểm định giả thuyết H6: Sự quá tải trong vai trò (QUATAI) càng tăng thì sự điều chỉnh xuyên văn hoá (A) càng giảm
Sự quá tải trong vai trị (QUATAI) có trọng số hồi qui chưa chuẩn hố B = -0.188 (sig = 0.000< 0.05). Điều này có nghĩa là QUATAI có tác động ngược chiều đến sự điều chỉnh xuyên văn hoá với độ tin cậy 95%. Do đó, giả thuyết H6 được chấp nhận. Mặc dù lý thuyết trước đây cho thấy sự quá tải trong vai trò cao ảnh hưởng tiêu cực đến quá trình chuyển tiếp của các quản trị gia nước ngoài (Kahn, 1964; Karasek, 1979; Tung, 1982), chưa có một nghiên cứu thực nghiệm nào chứng minh mối quan hệ ngược chiều giữa sự quá tải trong vai trò và các thành phần của sự điều chỉnh xuyên văn hoá (kể cả nghiên cứu của Black, 1987). Một trong những nguyên nhân gây ra sự khác biệt giữa kết quả nghiên cứu này với các nghiên cứu trước đây, theo tác giả, có thể là do sự khác biệt trong việc sử dụng các thang đo khác nhau để đo lường khái niệm sự quá tải trong vai trò. Cụ thể, các tác giả trước đây sử dụng thang đo của Kahn (1964) bao gồm 3 biến quan sát (nhiều việc (excessive work load), không đủ thời gian để thực hiện công việc (insufficient time to complete work) và yêu cầu nhiều thời gian (excessive time demands). Tuy nhiên, thang đo này khi được áp dụng ở nghiên cứu này, khi được phỏng vấn định tính, các EXP đều cho rằng cả ba biến này đều có nội dung như nhau và không đo lường rõ ràng bằng việc sử dụng thang đo định lượng của Spector và Jex (1998). Do đó, tác giả đã chọn thang đo của Spector và Jex (1998) để đo lường tốt hơn khái niệm nghiên cứu.
Xác định mức độ tác động của các yếu tố đối với sự điều chỉnh xuyên văn hoá
Dựa trên kết quả kiểm định giả thuyết ở mục 4.5, tác giả thấy có 4 thành phần có tác động đến sự điều chỉnh xuyên văn hoá ở mức ý nghĩa sig = 5%. Để xác định mức độ tác động của các biến độc lập liên quan đến vai trò đến sự điều chỉnh xuyên văn hoá, tác giả căn cứ vào hệ số Beta chuẩn hoá (β).
Bảng 4.15: Mức độ tác động của các yếu tố vai trò đến sự điều chỉnh xuyên văn hoá
Yếu tố tác động đến sự điều
chỉnh xuyên văn hoá Hệ số β Mức độ tác động KHACBIET_FT1 -0.386 2
RORANG 0.410 1
MAUTHUAN_FT1 -0.249 4
QUATAI -0.232 5
MAUTHUAN_FT2 0.255 3
Sự rõ ràng trong vai trị (RORANG) có tác động mạnh nhất đến sự điều chỉnh