Biến quan sát PLCĐ mới về chất PLCĐ tự do PLCĐ nghiệp vụ
Ảnh hưởng bằng phẩm chất .766 -.029 .157
Ảnh hưởng bằng hành vi .855 .053 .023
Truyền cảm hứng .864 .057 .057
Kích thích thơng minh .796 .088 .037
Quan tâm đến từng cá nhân .827 .049 .100
Phần thưởng .109 .119 .790 Quản lý bằng ngoại lệ chủ động .078 .042 .825 Quản lý bằng ngoại lệ bị động .066 -.006 .815 Từ chối gánh vác trách nhiệm .064 .819 .012 Trì hỗn giải quyết các vấn đề cấp bách .028 .845 .031 Tránh đưa ra các quyết định. .057 .832 .113 Sig .000
Cunmulative % Variance (phương sai trích) 68.606%
KMO .813
Tiến hành phân tích nhân tố đối với 11 biến thuộc các định nghĩa về phong cách lãnh đạo Bảng 4.4 cho kết quả: Hệ số nhân tải nhân tố ở mức lớn hơn .50 nhóm thành 3 nhóm tương ứng với ba loại phong cách lãnh đạo như lý thuyết ban đầu (phong cách lãnh đạo mới về chất, phong cách lãnh đạo nghiệp vụ và phong cách lãnh đạo tự do). Hệ số KMO là .813 nằm trong khoảng [0.5;1] và phương sai trích ở mức 68.606% biến thiên của các biến quan sát và đáp ứng được tiêu chuẩn lớn hơn 50% đối với phương sai trích. Đồng thời Eigenvalues = 2.160 > 1 đại diện cho phần biến thiên được giải thích bởi mỗi nhân tố, thì nhân tố rút ra có ý ghĩa tóm tắt thơng tin tốt nhất.
Thực hiện phân tích nhân tố với 19 biến văn hóa tổ chức, kết quả với hệ số tải nhân tố lớn hơn .50 ta được 3 nhóm nhân tố tương ứng với 3 hình thức văn hóa tổ chức (văn hóa đổi mới, văn hóa hỗ trợ, văn hóa hành chính). Hệ số KMO là .915 và ba nhân tố này giải thích được 62.008% biến thiên của các biến quan sát.
Thông qua đánh giá bằng hệ số tin cậy Cronbach alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA, các thang đo các thành phần của khái niệm đa hướng phong cách lãnh đạo và văn hóa tổ chức trong nghiên cứu này đều đạt yêu cầu về độ tin cậy và
giá trị: độ tin cậy tổng hợp, phương sai trích, giá trị hội tụ, giá trị phân biệt. Vì vậy, các thang đo này sẽ được sử dụng tiếp theo để kiểm định mô hình nghiên cứu.
Bảng 4.5 Kết quả phân tích EFA của văn hóa tổ chức
Biến quan sát Văn hóa
hành chính
Văn hóa đổi mới
Văn hóa hỗ trợ
Định hướng theo mục tiêu công việc rõ ràng -.096 .755 .216
Khuyến khích đổi mới -.123 .724 .172
Tạo hào hứng cho mọi người -.044 .751 .125
Tạo sự thách thức trong công việc với mọi người -.037 .788 .157
Có tính kinh Doanh -.095 .689 .260
Thu hút mọi người có ý kiến về những vấn đề
chung trong công ty -.140 .784 .182
Khuyến khích, động viên mọi người -.163 .188 .849
Chú trọng tự do cá nhân -.174 .158 .737
Chú trọng tính bình đẳng -.180 .099 .793
Chú trọng tính cởi mở, chia sẻ, giúp đỡ -.215 .365 .632
Tổ chức nhiều hoạt động tập như thể văn nghệ thể
thao, du lịch -.086 .368 .551
Có sự liên kết, phối hợp chặt chẽ giữa các phòng
ban, bộ phận -.044 .392 .502
Tuân thủ các thủ tục, trình tự quy định .818 -.072 -.120
Cứng nhắc, thậm chí biết sai mà vẫn làm .787 -.052 -.161
Tuyệt đối tuân thủ mệnh lệnh cấp trên .807 -.097 -.101
Bị áp đặt bởi cấp trên .812 -.098 -.180
Luôn thận trọng .788 -.061 -.115
Chỉ làm hết giờ là về, không quan tâm giải quyết
xong công việc .794 -.123 -.113
Có nhiều thủ tục rườm rà .796 -.093 -.096
Sig .000
Cunmulative % Variance (phương sai trích) 62.008%
4.5 Kết quả kiểm định hồi qui MLR
Bảng 4.6 Ma trận hệ số tương quan giữa các biến
Correlations DM HT HC TF TA LF DM Pearson Correlation 1 .560 ** -.247** .690** .422** .115* Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .032 N 350 350 350 350 350 350 HT Pearson Correlation .560 ** 1 -.368** .518** .214** -.120* Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .025 N 350 350 350 350 350 350 HC Pearson Correlation -.247 ** -.368** 1 -.496** .436** .428** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 N 350 350 350 350 350 350 TF Pearson Correlation .690 ** .518** -.496** 1 .176** .016 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .001 .773 N 350 350 350 350 350 350 TA Pearson Correlation .422 ** .214** .436** .176** 1 .569** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .001 .000 N 350 350 350 350 350 350 LF Pearson Correlation .115 * -.120* .428** .016 .569** 1 Sig. (2-tailed) .032 .025 .000 .773 .000 N 350 350 350 350 350 350 **. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
*. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
Theo bảng 4.6 thì tương quan khơng loại nhân tố nào vì sig giữa từng biến độc lập với biến phụ thuộc đều nhỏ hơn .05.
Xét mối tương quan giữa các biến ta thấy sự tồn tại tương quan giữa các biến độc lập TF, TA, LF3 với các biến phụ thuộc DM, HT, HC3 và hệ số tương quan dao động từ 0.115 đến 0.690 (Bảng 4.6). Tất cả đều đạt với mức ý nghĩa 0.01 và 0.05.
Điều này có thể kết luận rằng các biến độc lập này có thể đưa vào mơ hình hồi qui bội để giải thích cho các biến phụ thuộc. Đồng thời kết quả cũng cho thấy mối tương quan giữa các biến độc lập dao động từ 0.176 đến 0.569 với mức ý nghĩa 0.05. Vậy trong tổng thể, với mức ý nghĩa 5% tồn tại mối tương quan giữa các biến độc lập với nhau.
Kết quả xác định hệ số điều chỉnh (R2 điều chỉnh) đạt ≥ .20: R2 mô hình 1 là .776, R2 mơ hình 2 là .586, R2 mơ hình 3 là .744 (Phụ lục F – Phân tích tương quan, hồi qui). Vậy các mơ hình hồi qui tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức >20% biến thiên của biến phụ thuộc có thể được giải thích bởi sự biến thiên từ các biến độc lập.
Kiểm định mức độ phù hợp của mơ hình hồi qui MLR sử dụng phép kiểm định F trong ANOVA với giả thuyết H0: αi, βi, µi trong mơ hình đồng thời bằng 0 (H0: αi = 0, βi = 0, µi = 0). Kết quả phân tích hồi qui (Phụ lục F) cho thấy kiểm định F các mơ hình đều có mức ý nghĩa sig = 0.000b (nhỏ hơn rất nhiều so với 0.05) nên nghiên cứu hoàn toàn an toàn khi bác bỏ giả thuyết H0. Hay các mơ hình hồi qui đã xây dựng phù hợp với tổng thể.
Kiểm định giả định khơng có mối tương quan giữa các biến độc lập: tức kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến . Hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra khi dung sai T (Tolerance) của một biến độc lập nào đó càng nhỏ, hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation Factor) của biến đó sẽ càng lớn. Thông thường, nếu VIF của một biến độc lập nào đó >10 thì biến đó hầu như khơng có giá trị giải thích biến thiên của biến phụ thuộc trong mơ hình MLR (Hair et al., 2006). Theo Nguyễn Đình Thọ (2011, trang 497) nếu VIF > 2 thì nghiên cứu cần cẩn thận trong diễn giải các trọng số hồi qui. Kết quả cho thấy hệ số VIF lớn nhất đạt 1.542 < 2 (Phụ lục F – Phân tích tương quan, hồi qui) tức là quay quanh giá trị trung bình của phần dư trong một phạm vi khơng đổi. Điều này có nghĩa là phương sai của phần dư không đổi và tồn tại quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập.
Kiểm tra sự phù hợp các giả định phương sai của phần dư không đổi và quan hệ tuyến tính: nghiên cứu sử dụng đồ thị phân tán Scatterplot của phần dư đã được chuẩn hóa (standardized residual) và giá trị dự toán đã được chuẩn hóa (standardized predicted value). Quan sát đồ thị, ta thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên quanh trục 0 (Phụ lục F – Phân tích tương quan, hồi qui) tức là quay quanh giá trị trung bình của phần dư trong một phạm vi khơng đổi. Điều này có nghĩa là phương sai của phần dư không đổi và tồn tại quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập.
Bảng 4.7: Hệ số hồi qui của các mối quan hệ (chưa chuẩn hóa)
Giá thuyết
Mối quan hệ giữa các khái niệm
Ước lượng (sai lệch
chuẩn) Giá trị t Giá trị p (sig)
H1 PCLĐ => Văn hóa đổi mới 0.693 (0.126) 5.508 0.000b
H2 PCLĐ => Văn hóa hỗ trợ 1.530 (0.128) 11.984 0.000b
H3 PCLĐ => Văn hóa hành chính 2.131 (0.113) 18.780 0.000b Kết quả ước lượng hồi qui (chưa chuẩn hóa) của các tham số chính trong mơ hình lý thuyết được trình bày ở Bảng 4.7. Các kết quả cho thấy các mối quan hệ đều có ý nghĩa thống kê (p < 5%), nghĩa là các giả thuyết (H1 đến H3) về mối quan hệ giữa các khái niệm đề ra trong mơ hình nghiên cứu đều được chấp nhận.
Bảng 4.8: Mơ hình hồi qui theo hệ số chuẩn hóa
STT Giá thuyết Mơ hình hồi qui Phụ lục
H1 PCLĐ => Văn hóa đổi mới DM = 0.693 + 0.421 TF + 0. 313 TA - 0.84 LF + ε1 MLR 1 H2 PCLĐ => Văn hóa hỗ trợ HT = 1.530 + 0. 257 TF + 0. 205 TA - 0.189 LF + ε2 MLR 2 H3 PCLĐ => Văn hóa hành chính HC = 2.131 - 0.339 TF + 0.314 TA + 0.133 LF + ε3 MLR 3
Tóm lại, các mơ hình hồi qui phù hợp với tập dữ liệu, phù hợp với tổng thể, các hệ số hồi qui α, β, µ có ý nghĩa thống kê, khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập, không vi phạm giả định tuyến tính, giả định của phần dư như phương sai không đổi, phân phối chuẩn và độc lập. Chấp nhận các giả thuyết và bảng 4.8 trình bày mơ hình hồi qui.
Bảng 4.9 trình bày tổng hợp tác động giữa các khái niệm nghiên cứu. Kết quả cho thấy rằng:
Bảng 4.9: Tổng hợp kết quả nghiên cứu theo hệ số chuẩn hóa
Phong cách lãnh đạo Văn hóa đổi mới Văn hóa hỗ trợ Văn hóa hành chính
PCLĐ mới về chất .421 .257 -.339
PCLĐ nghiệp vụ .313 .205 .314
PCLĐ tự do -.84 -.189 .133
Trong các yếu tố tác động đến văn hóa tổ chức đổi mới thì phong cách lãnh đạo mới (TF) về chất có tác động cùng chiều và mạnh nhất, tiếp đến phong cách lãnh đạo nghiệp vụ (TA) cũng có tác động cùng chiều nhưng yếu hơn, còn phong cách lãnh đạo tự do (LF) có tác động ngược chiều.
Trong các yếu tố tác động đến văn hóa tổ chức hỗ trợ thì phong cách lãnh đạo mới về chất (TF) có tác động cùng chiều và mạnh nhất, tiếp đến phong cách lãnh đạo nghiệp vụ (TA) cũng có tác động cùng chiều nhưng yếu hơn, cịn phong cách lãnh đạo tự do (LF) có tác động ngược chiều. Mức độ tác động của các phong cách lãnh đạo đến văn hóa hỗ trợ thấp hơn văn hóa đổi mới.
Trong các yếu tố tác động đến văn hóa tổ chức hành chính thì phong cách lãnh đạo mới về chất (TF) có tác động ngược chiều, phong cách lãnh đạo nghiệp vụ (TA) và phong cách lãnh đạo tự do (LF) có tác động cùng chiều.
4.6 Thảo luận kết quả nghiên cứu
Phân tích tương quan cho thấy có tương quan mạnh về thống kê mối quan hệ giữa các biến của phong cách lãnh đạo và văn hóa tổ chức. Phong cách lãnh đạo mới về chất thể hiện tương quan mạnh nhất cùng chiều với văn hóa đổi mới, văn hóa hỗ trợ và ngược chiều với văn hóa hành chính. Trong khi đó phong cách lãnh đạo nghiệp vụ thể hiện tương quan cùng chiều với cả ba hình thức văn hóa tổ chức. Ngược lại phong cách lãnh đạo tự do thể hiện tương quan ngược chiều với văn hóa đổi mới, văn hóa hỗ trợ và cùng chiều với văn hóa hành chính. Phong cách lãnh đạo mới về chất giúp tăng thu nhập có tác động tích cực trong khi văn hóa hành chính có tác động tiêu cực nên ngược chiều nhau. Dựa trên kết quả thống kê này, giả thuyết được chấp nhận là tồn tại mối quan hệ giữa phong cách lãnh đạo của cấp quản lý và văn hóa tổ chức theo cảm nhận của nhân viên ngân hàng.
Hệ số tương quan giữa phong cách lãnh đạo mới về chất và văn hóa tổ chức cao hơn nhiều so với hệ số tương quan giữa phong cách lãnh đạo nghiệp vụ, phong cách lãnh đạo tự do và văn hóa tổ chức. Do vậy tồn tại mối quan hệ giữa phong cách lãnh đạo mới về chất của cấp quản lý và các hình thức của văn hóa mạnh có thể dẫn đến sự hiệu quả của tổ chức, thể hiện qua sự đánh giá cao về kết quả thực hiện của ngân hàng. Bên cạnh đó, tương quan ngược chiều mạnh giữa phong cách lãnh đạo tự do với văn hóa đổi mới và văn hóa hỗ trợ cho thấy rằng sự vắng mặt của sự lãnh đạo hoặc vắng mặt có chủ định về tương tác giữa lãnh đạo và nhân viên (Avolio and Bass, 2044; McGuire and Kennerly, 2006) khơng định hình hoặc tạo ra bất cứ đặc điểm của văn hóa tổ chức ngân hàng. Hậu quả là sự tương tác kém hiệu quả, các nhà lãnh đạo theo phong cách tự do tạo ra kết quả hoạt động kém (McGuire and Kennerly, 2006).
Kết quả của phân tích tương quan cũng chỉ ra rằng phong cách lãnh đạo mới về chất và các thành phần của nó tương quan cùng chiều với văn hóa đổi mới và văn hóa hỗ trợ. Do vậy, dữ liệu đã chấp nhận giả thuyết nhận thức của nhân viên về văn hóa tổ chức tại ngân hàng về văn hóa đổi mới và văn hóa hỗ trợ có tương quan cùng
chiều với phong cách lãnh đạo mới về chất của cấp quản ý. Các phát hiện này cho rằng cấp quản lý thường xuyên thể hiện phong cách lãnh đạo mới về chất đối với nhân viên của họ gần như tác động đến văn hóa tích cực và linh hoạt trong đó đặc biệt hiệu quả trong văn hóa đổi mới rồi đến văn hóa hỗ trợ. Theo Denison (2005), các tổ chức với một đặc điểm thích ứng mạnh cho phép các thành viên trong tổ chức (như nhân viên) thể hiện sự thay đổi nhu cầu kinh Doanh, trong khi các tổ chức với một văn hóa đổi mới hoặc hỗ trợ mạnh thì các nhân viên hiểu rõ về ý nghĩa chiến lược dài hạn của tổ chức và có động lực cống hiến hơn. Ngồi ra, các nhân viên có ý thức tập trung vào một định hướng đổi mới phát triển. Mơ hình Denison cũng đo lường sự năng động bên ngoài của đặc điểm văn hoá đổi mới và hỗ trợ của tổ chức. Thuộc tính này của tổ chức tập trung vào mối quan hệ giữa tổ chức và mơi trường bên ngồi (Denison et al., 2003; Denison, 2005), là cái thiết yếu trong việc đạt được các kết quả mong muốn của tổ chức. Kết luận có thể đưa ra rằng văn hóa tổ chức năng động tồn tại trong ngân hàng dựa trên sự tương quan mạnh và cùng chiều giữa phong cách lãnh đạo mới về chất với văn hóa đổi mới và văn hóa hỗ trợ trong nghiên cứu này. Sự tồn tại của tính năng động có thể được cho là việc có những nhân viên ngân hàng có ít sự kháng cự với thay đổi, có thể thích ứng với nhu cầu trong môi trường ngân hàng và có thể đáp ứng những nhu cầu của khách hàng (người gửi tiền, người vay tiền và người sử dụng dịch vụ ngân hàng).
Trong môi trường cạnh trạnh giữa các ngân hàng hiện nay, cấp quản lý trong ngân hàng luôn luôn bị thách thức trong việc duy trì sự thoản mãn cơng việc của nhân viên, môi trường làm việc tốt và giữ chân được nhân viên. Để đạt được và duy trì tính hiệu quả của tổ chức trong cung cấp dịch vụ ngân hàng hiện đại, các ngân hàng cần mức độ cao ở thể hiện văn hóa đổi mới và văn hóa hỗ trợ, người quản lý thường xuyên sử dụng hành vi của phong cách lãnh đạo mới về chất. Do vậy, sự cấp thiết đối với cấp quản lý tạo ra hay định hình văn hóa của đơn vị ln cải tiến và thích nghi với việc cung cấp dịch vụ của ngân hàng. Cấp quản lý, người xây dựng văn hóa và kết nối chúng đến cấp dưới biểu lộ điển hình một ý thức về văn hóa đổi mới và văn hóa hỗ trợ. Ngồi ra, phong cách lãnh đạo mới về chất làm cho nhân
viên ngân hàng có một sự hiểu biết nhiều về các áp lực bên ngoài ảnh hưởng tới ngân hàng hiện nay.