Chƣơng 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.2 Kiểm định các thang đo
4.2.1.1 Nhóm biến trung gian: Sự điều chỉnh xuyên văn hoá
+ Đánh giá độ tin cậy Cronbach alpha:
Căn cứ bảng 4.1, thành phần điều chỉnh công việc và điều chỉnh tổng quát có độ tin cậy đạt yêu cầu và các biến quan sát có hệ số tương quan biến-tổng hiệu chỉnh cao.
Riêng đối với thành phần điều chỉnh tương tác, tác giả không kiểm định hệ số Cronbach alpha do số lượng biến quan sát của thang đo này nhỏ hơn 3. Theo Nguyễn Đình Thọ (2011), để tính Cronbach alpha cho một thang đo thì thang đo đó phải có tối thiểu là ba biến đo lường.
Bảng 4.1: Kết quả kiểm định Cronbach alpha của sự điều chỉnh xuyên văn hoá
STT Thành phần Cronbach
alpha
Hệ số tương quan biến- tổng hiệu chỉnh 1 Điều chỉnh công việc 0.778 A11 0.665 A12 0.618 A13 0.635 2 Điều chỉnh tổng quát 0.794 A21 0.645 A22 0.487 A23 0.675 A24 0.711
+ Phân tích nhân tố khám phá và kiểm định lại độ tin cậy của thang đo cuối cùng:
Toàn bộ 8 biến quan sát đo lường 3 thành phần của khái niệm điều chỉnh xun văn hố được đưa vào phân tích nhân tố khám phá. Kết quả phân tích nhân tố khám phá cho thấy có 1 nhân tố trích được tại hệ số eigenvalue = 4.379, KMO = 0.814, kiểm định Bartlett có mức ý nghĩa 0.000, phương sai trích được là 54.739% (xem thêm Phụ Lục 4).
Căn cứ bảng 4.2, tác giả thấy tất cả các biến quan sát đều có trọng số nhân tố lớn hơn 0.5. Thang đo đạt giá trị hội tụ.
Do vậy, khái niệm điều chỉnh văn hoá là khái niệm đơn hướng gồm 1 thành phần duy nhất. Thang đo thành phần này được đo lường qua 8 biến quan sát và có độ tin cậy đạt yêu cầu (Cronbach alpha = 0.861, hệ số tương quan biến-tổng hiệu chỉnh nhỏ nhất = 0.416 – Xem thêm Phụ Lục 5).
Bảng 4.2: Ma trận trọng số nhân tố khi phân tích EFA sự điều chỉnh xun văn hố
STT Biến Tên biến quan sát
Trọng só nhân tố 1 A11
Mức độ điều chỉnh với công việc và
trách nhiệm công việc 0.774 2 A12
Mức độ điều chỉnh khi tương tác với
đồng nghiệp 0.720
3 A13 Mức độ điều chỉnh với cấp dưới 0.797 4 A21 Mức độ điều chỉnh với thức ăn 0.705 5 A22 Mức độ điều chỉnh với mua sắm 0.717 6 A23 Mức độ điều chỉnh với thời tiết 0.836 7 A24 Mức độ điều chỉnh với giao thông 0.815 8 A31
Mức độ điều chỉnh với người Việt
Nam ở bên ngồi cơng ty 0.503
4.2.1.2 Nhóm biến phụ thuộc: Kết quả cơng việc
+ Đánh giá độ tin cậy Cronbach alpha:
Căn cứ bảng 4.3, hai thang đo thành phần kết quả kỹ thuật và kết quả hoàn cảnh đều đạt yêu cầu về độ tin cậy (xem thêm Phụ lục 3).
Bảng 4.3: Kết quả kiểm định Cronbach alpha của kết quả công việc
STT Thành phần Cronbach alpha
Hệ số tương quan biến-tổng hiệu chỉnh 1 Kết quả kỹ thuật 0.855 P11 0.803 P12 0.756 P13 0.633 2 Kết quả hoàn cảnh 0.816 P21 0.823 P22 0.748 P23 0.499
+ Phân tích nhân tố khám phá:
Tồn bộ 6 biến quan sát này được đưa vào phân tích nhân tố khám phá và được kết quả như sau:
KMO = 0.840
Bartlett’s Test: Sig = 0.000
Tổng phương sai trích = 64.206%
Tại eigenvalue = 3.852, số lượng nhân tố trích được là 1.
Căn cứ bảng 4.4, các biến quan sát đều có trọng số nhân tố trên thành phần mà nó đo lường cao (>0.5).
Bảng 4.4: Ma trận trọng số nhân tố khi phân tích EFA kết quả cơng việc
STT Biến Tên biến quan sát Trọng số nhân tố
1 P11 Đạt mục tiêu 0.894 2 P12 Kết quả cơng việc nhìn chung 0.856 3 P13 Khả năng kỹ thuật 0.676 4 P21 Điều chỉnh với thói quen, tập qn văn
hố của cơng ty nước sở tại 0.875
5 P22
Thiết lập được các mối quan hệ với các mối liên hệ kinh doanh chủ yếu tại
nước sở tại 0.845
6 P23 Tương tác với các thành viên trong
công ty 0.619
Như vậy kết quả công việc là khái niệm đơn hướng (thay vì đa hướng như lý thuyết ban đầu) và thang đo này cũng đạt yêu cầu về độ tin cậy (Cronbach alpha = 0.884, hệ số tương quan biến-tổng hiệu chỉnh nhỏ nhất là 0.506 – Xem thêm phụ lục 5)
4.2.1.3 Nhóm biến độc lập: Các yếu tố liên quan đến vai trò
+ Đánh giá độ tin cậy Cronbach alpha của các thang đo
Kết quả đánh giá độ tin cậy Cronbach alpha được trình bày như ở bảng 4.5. Tồn bộ các thang đo đều có độ tin cậy đạt yêu cầu.
Bảng 4.5: Kết quả kiểm định độ tin cậy Cronbach alpha của nhóm biến độc lập
STT Thang đo Số biến quan sát
Cronbach alpha
Hệ số tương quan biến- tổng hiệu chỉnh nhỏ nhất 1 Sự khác biệt trong vai trò
(KHACBIET)
6 0.755 0.337
2 Sự mâu thuẫn trong vai trò (MAUTHUAN)
5 0.718 0.372
3 Sự quá tải trong vai trò (QUATAI) 3 0.869 0.696 4 Sự rõ ràng trong vai trò (RORANG) 3 0.915 0.790 + Phân tích nhân tố khám phá:
Sau khi kiểm định độ tin cậy của các thang đo, toàn bộ các biến quan sát của nhóm biến độc lập được đưa vào phân tích nhân tố khám phá. Hệ số KMO = 0.743 nên mơ hình EFA phù hợp. Kiểm định Bartlett có sig = 0.000 nên các biến có quan hệ với nhau. Kết quả trọng số nhân tố sau khi quay và độ tin cậy Crobach alpha của các thang đo đã điều chỉnh được trình bày trong bảng 4.6. Tại hệ số Eigenvalue = 1.008, có 6 thành phần được trích ra và các thành phần này giải thích được 77.398% biến thiên của dữ liệu. Tất cả các biến quan sát đều có trọng số nhân tố trên thành phần mà nó đo lường lớn hơn 0.5 và chênh lệch trọng số nhân tố giữa các nhân tố đều lớn hơn 0.3 nên các thang đo này đạt giá trị hội tụ và giá trị phân biệt.
Bảng 4.6: Kết quả EFA và độ tin cậy Cronbach alpha của các thang đo trong nhóm biến độc lập
Biến quan sát
Trọng số nhân tố sau khi quay
RORANG KHACBIET_FT1 QUATAI MAUTHUAN_FT1 MAUTHUAN_FT2 KHACBIET_FT2
RORANG1 .841 RORANG2 .872 RORANG3 .890 KHACBIET1 .800 KHACBIET2 .747 KHACBIET3 .682 KHACBIET4 .762 QUATAI1 .862 QUATAI2 .882 QUATAI3 .908 MAUTHUAN1 .896 MAUTHUAN2 .795 MAUTHUAN3 .742 MAUTHUAN4 .774 MAUTHUAN5 .741 KHACBIET5 .808 KHACBIET6 .803 Eigen value 4.914 2.557 2.104 1.377 1.198 1.008 Phương sai trích (%) 28.906 15.039 12.376 8.098 7.050 5.930 Cronbach alpha 0.915 0.785 0.869 0.818 - - Hệ số tương quan biến-tổng hiệu chỉnh nhỏ nhất 0.825 0.507 0.696 0.658 - -
Dựa trên kết quả EFA, trong khi sự quá tải trong vai trò (QUATAI) và sự rõ ràng trong vai trò (RORANG) là các khái niệm đơn hướng như lý thuyết ban đầu thì hai khái niệm khác biệt trong vai trò (KHACBIET) và sự mâu thuẫn trong vai trò (MAUTHUAN) lại là các khái niệm đa hướng. Cụ thể:
- KHACBIET_FT1 đo lường qua các biến quan sát KHACBIET1, KHACBIET2, KHACBIET3 và KHACBIET4. Các biến này lần lượt đo lường sự khác biệt về tiêu chuẩn cơng việc, trách nhiệm bên ngồi cơng việc, các quy định pháp lý và các quy trình thủ tục hành chính.
- KHACBIET_FT2 đo lường qua hai biến quan sát KHACBIET5 và KHACBIET6. Hai biến này lần lượt đo lường sự khác biệt về giới hạn nguồn lực và giới hạn kỹ thuật.
Do đó, sự phân tách thành hai thành phần có thể cho thấy rằng các EXP
đã sắp xếp và phân chia sự khác biệt trong vai trị thành hai nhóm với hai giá trị nội dung khác nhau (KHACBIET_FT2 đo lường sự khác biệt về các giới hạn và KHACBIET_FT1 đo lường sự khác biệt về các yếu tố khác trong công ty).
Sự mâu thuẫn trong vai trị (MAUTHUAN) gồm có 2 thành phần:
- MAUTHUAN_FT1: được đo lường qua các biến quan sát MAUTHUAN1, MAUTHUAN2 và MAUTHUAN3. Ba biến này đo lường việc khơng có nguồn lực hoặc phải làm trái luật lệ để hoàn thành nhiệm vụ.
- MAUTHUAN_FT2: được đo lường qua các biến quan sát MAUTHUAN4, MAUTHUAN5. Hai biến này đo lường mức độ các EXP phải làm việc các nhóm người trái ngược nhau hoặc nhận được các u cầu khơng tương thích từ các nhóm khác nhau.
Do có sự khác biệt trong nội dung đo lường của các biến quan sát trong
khái niệm này (MAUTHUAN_FT1 liên quan đến nguồn lực còn MAUTHUAN_FT2 liên quan đến tương tác với con người) nên thang đo đơn hướng ban đầu bị chia nhỏ thành 2 thành phần riêng biệt.
4.2.2 Nhận xét kết quả đánh giá thang đo
- Kết quả công việc (P): Theo kết quả kiểm định EFA, 2 thành phần ban đầu
nguyên như lý thuyết ban đầu. Nghiên cứu của Ramalu (2010) cũng cho kết quả tương tự. Tuy nhiên, nhiều nghiên cứu trước đây đã cho thấy kết quả công việc là thang đo đa hướng (gồm 2 thành phần trong nghiên cứu của Borman và Motomidlo, 1993; Kraimer và cộng sự, 2001 và gồm 4 thành phần trong nghiên cứu của Caligiuri, 1997). Tác giả cho rằng kết quả trong nghiên cứu này là phù hợp vì đối tượng khảo sát chủ yếu là các EXP giữ vị trí quản lý (138 EXP đảm nhận vị trí quản lý trong tổng số 140 mẫu quan sát) và theo Borman (1992) thì ở vị trí quản lý, khơng có sự phân tách rõ ràng giữa 2 thành phần kết quả cơng việc và kết quả hồn cảnh. Do đó, việc hai thang đo riêng rẻ được gom lại thành một thang đo duy nhất là hoàn toàn hợp lý.
- Sự điều chỉnh xuyên văn hoá (A): Theo lý thuyết ban đầu, sự điều chỉnh
xuyên văn hoá là khái niệm đa hướng và gồm 3 thành phần khác nhau là điều chỉnh công việc, điều chỉnh tổng quát và điều chỉnh tương tác. Trong kết quả nghiên cứu này, sự điều chỉnh xuyên văn hoá là khái niệm đơn hướng. Kết quả này hoàn toàn khác biệt với các kết quả nghiên cứu của Black và cộng sự (1987), Kraimer và cộng sự (2001), Ramalu và cộng sự (2010):
Theo kết quả nghiên cứu Black và cộng sự (1987), với đối tượng nghiên cứu là các quản trị gia cấp cao tại Nhật Bản, sự điều chỉnh xuyên văn hoá bao gồm 2 thành phần riêng biệt (điều chỉnh công việc và điều chỉnh tổng quát).
Theo kết quả nghiên cứu khác của Kraimer và cộng sự (2001) khi nghiên cứu 213 EXP cấp quản lý cấp trung làm việc tại Mỹ, Ramalu và cộng sự (2010) khi nghiên cứu 332 EXP đang làm việc tại Malaysia cho thấy sự điều chỉnh xuyên văn hoá là khái niệm gồm 3 thành phần như đúng lý thuyết ban đầu sử dụng trong nghiên cứu này.
- Sự mâu thuẫn trong vai trò (MAUTHUAN): Trong các nghiên cứu của
các tác giả trước đây (Tang và cộng sự, 2010; Black và cộng sự, 1987), sự mâu thuẫn trong vai trò là khái niệm đơn hướng. Tuy nhiên, trong nghiên cứu này, sự mâu thuẫn trong vai trò được tách thành 2 thành phần riêng biệt: MAUTHUAN_FT1 đo lường sự mân thuẫn liên quan đến các yếu nguồn lực (nhân
lực, vật lực, quy tắc, luật lệ trong công ty) và MAUTHUAN_FT2 đo lường sự mâu thuẫn liên quan đến tương tác của các EXP. Do đó, có thể gọi MAUTHUAN_FT1 là thành phần mâu thuẫn nguồn lực và MAUTHUAN_FT2 là thành phần mâu thuẫn tương tác.
- Sự khác biệt trong vai trò (KHACBIET): Tương tự như nghiên cứu trước
đây của Black và cộng sự (1987), sự khác biệt trong vai trò là khái niệm đa hướng. Trong nghiên cứu của Black và cộng sự, các biến quan sát trong thang đo này được được tách ra thành 4 thành phần khác nhau cịn ở nghiên cứu này, chỉ có 2 thành phần riêng biệt được tách ra là KHACBIET_FT1 và KHACBIET_FT2.
- Sự quá tải trong vai trò và sự rõ ràng trong vai trò: là các thang đo đơn
hướng như lý thuyết ban đầu và số lượng biến quan sát trong từng thang đo vẫn được giữ nguyên như thang đo đề xuất ở Chương 3.
- Tất cả các thang đo thành phần đều đạt yêu cầu về độ tin cậy (ngoại trừ thành phần KHACBIET_FT2 và MAUTHUAN_FT2 vì chỉ có 2 biến quan sát nên khơng kiểm tra được Cronbach alpha)
Bảng 4.7: Tóm tắt kết quả kiểm định thang đo
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 trò (KHACBIET_FT1) càng tăng thì sự điều chỉnh xun văn hố (A) càng giảm.
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.
H3: Sự rõ ràng trong vai trị (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 xun văn hố (A) càng giảm.
H5: Sự mâu thuẫn tương tác càng tăng (MAUTHUAN_FT2) thì sự điều chỉnh xun văn hố (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 xuyên văn hố (A)
Kết quả cơng việc (P)
H6: Sự q tải trong vai trị (QUATAI) càng tăng thì sự điều chỉnh xuyên văn hoá (A) càng giảm.
H7: Sự điều chỉnh xun văn hố (A) càng tăng thì kết quả công 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 trị 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 không 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