Ma trận Pattern Factor 1 2 3 4 5 KM6 0.892 KM4 0.854 KM3 0.744 KM1 0.728 KM2 0.714 KM12 0.663 KM10 0.592 KM8 0.524 KM5 0.507 MC4 0.903 MC6 0.821 MC1 0.772 MC5 0.751 MC2 0.689 MC3 0.659 KTI3 0.965 KTI2 0.813 KTI1 0.714 KTI4 0.606 OE2 0.883 OE3 0.739 OE1 0.582 OE4 0.517 SP3 0.863 SP2 0.743 SP1 0.658 Eigen value 6.870 4.979 2.432 1.666 1.135 Tổng phương sai trích (%) 24.655% 42.241% 50.202% 54.975% 57.981% Cronbach’s Alpha 0.895* 0.892 0.853 0.786 0.844
Extraction Method: Principal Axis Factoring.
Rotation Method: Promax with Kaiser Normalization. a. Rotation converged in 6 iterations.
(* Hệ số Cronback’s Alpha của KM sau khi loại 3 biến quan sát KM7, KM9, KM11)
Kiểm định Cronback’s Alpha cho biến “Quản trị tri thức”
Sau khi loại 3 biến quan sát KM7, KM9 và KM11, tác giả tiến hành kiểm định lại thang đo cho biến “Quản trị tri thức”. Kết quả như sau: Cronbach’s Alpha KM =0.895 (Xem thêm Phụ lục 2).
Phân tích nhân tố EFA cho khái niệm “Hiệu quả tổ chức”
Khái niệm “Hiệu quả tổ chức” là các khái niệm đơn hướng nên có thể áp dụng phương pháp trích nhân tố Principal Components với phép xoay Varimax vì phương pháp trích này sẽ làm cho tổng phương sai trích tốt hơn. Đưa lần lượt các biến quan sát của thang đo này vào phân tích nhân tố EFA ta được kết quả sau:
- Hệ số KMO đạt 0.736.
- Kiểm định Bartlett: Đạt yêu cầu (Sig=0.000 < 0.05).
- Tại giá trị Eigenvalues = 3.356 với phương pháp rút trích Principal Components và phép xoay Varimax có 1 nhân tố được trích với phương sai trích được là 55.927 % (> 50%), đạt yêu cầu. Điều này thể hiện rằng 1 nhân tố được trích ra này có thể giải thích được gần 56% biến thiên của dữ liệu, đây là kết quả đạt yêu cầu.
Sáu thang đo trong nhân tố này đều có hệ số tải nhân tố > 0.5, đạt yêu cầu. Tức là thang đo cho nhân tố “Hiệu quả tổ chức” đã đạt được giá trị hội tụ và giá trị phân biệt.
Bảng 4. 5. Kết quả phân tích EFA cho khái niệm “Hiệu quả tổ chức”
Component Matrixa
Biến quan sát Nhân tố
1 OP2 0.900 OP1 0.834 OP6 0.755 OP5 0.738 OP3 0.653 OP4 0.556 Eigen value 3.356 Tổng phương sai trích (%) 55.927% Cronbach’s Alpha 0.816
Extraction Method: Principal Component Analysis. a. 1 components extracted.
(Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu điều tra của tác giả)
Bảng 4. 6. Bảng tóm tắt kết quả kiểm định thang đo sau khi kiểm định EFA
Thành phần Số biến quan sát Cronbach’s Alpha
Trước Sau
Quản trị tri thức 12 9 0.895
Trách nhiệm quản lý 6 6 0.892
Quan điểm hệ thống 3 3 0.844
Sự cởi mở và thử nghiệm 4 4 0.786
Chuyển giao tri thức và hội nhập 4 4 0.853
Hiệu quả tổ chức 6 6 0.816
(Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả)
Các thành phần này sẽ được tiếp tục đưa vào phân tích nhân tố khẳng định CFA.
4.4. Phân tích nhân tố khẳng định CFA
Để đo lường mức độ phù hợp của mô hình với thông tin thi ̣ trường, nghiên cứu sử dụng các chỉ tiêu Chi - bình phương, Chi - bình phương điều chỉnh theo bâ ̣c tự do, chỉ số thích hợp so sánh CFI, chỉ số TLI và chỉ số RMSEA. Mô hình được go ̣i là thích hợp khi phép kiểm đi ̣nh Chi - bình phương có giá tri ̣ P > 0.05, giá tri ̣ TLI và CFI từ 0.9 đến 1, CMIN/df ≤ 2, RMSEA ≤ 0.08 (Nguyễn Đình Thọ và Nguyễn Thị Mai Trang, 2007). Theo nghiên cứu của Kettinger và Lee (1995), mô hình có thể phù hợp với dữ liê ̣u thi ̣ trường khi CMIN/df < 5 nếu N > 200, hoă ̣c CMIN/df < 3 nếu N < 200.
- Hệ số tin câ ̣y tổng hợp ≥ 0.5 - Tổng phương sai trích được ≥ 0.5 - Tính đơn hướng
- Giá tri ̣ hô ̣i tụ, tro ̣ng số đã chuẩn hóa ≥ 0.5
- Giá tri ̣ phân biê ̣t, các hê ̣ số tương quan và sai lê ̣ch chuẩn cho thấy chúng đều khác so với 1
- Giá tri ̣ liên hê ̣ lý thuyết
4.4.1. Phân tích nhân tố khẳng định CFA cho các yếu tố chính ảnh hưởng đến hiệu quả tổ chức
Kết quả CFA (Hình 4.1) thu được Chi - bình phương là 625.381 với 265 bâ ̣c tự do, giá tri ̣ P = 0.000. Nếu điều chỉnh theo bâ ̣c tự do có CMIN/df = 2.360 < 5, đa ̣t yêu cầu cho đô ̣ tương thích. Các chỉ tiêu khác như TLI = 0.900 >= 0.9, CFI = 0.911 > 0.9 và RMSEA = 0.068 < 0.08 đều đa ̣t yêu cầu.
Hình 4. 1. Kết quả CFA cho các yếu tố chính ảnh hưởng đến hiệu quả tổ chức
4.4.2. Phân tích nhân tố khẳng định CFA cho mơ hình tới hạn
Để kiểm đi ̣nh giá tri ̣ phân biê ̣t của tất cả các khái niê ̣m nghiên cứu trong nghiên cứu này, mô hình tới ha ̣n được thiết lâ ̣p. Trong mô hình tới ha ̣n, tất cả các khái niê ̣m nghiên cứ u được tự do quan hê ̣ với nhau (Phụ lục 4).
Mức độ phù hợp chung: Kết quả phân tích khẳng định cho thấy mô hình có giá tri ̣ thố ng kê Chi - bình phương là 869.207 với 419 bâ ̣c tự do, giá tri ̣ P = 0.000. Nếu điều chỉnh theo bậc tự do có CMIN/df = 2.311 < 5, đa ̣t yêu cầu cho độ tương thích. Các chỉ tiêu khác như TLI = 0.881 >= 0.9, CFI = 0.893> 0.9 và RMSEA = 0.066 < 0.08.(Xem phụ lục 4)
Tuy nhiên, có 1 biến quan sát OP4 có hệ số chuẩn hóa < 0.5 ( λOP4 = 0.486 ) nên bị loại ra khỏi mơ hình.
Sau khi loại biến quan sát OP4, tác giả tiếp tục thực hiện kiểm định CFA cho mơ hình tới hạn lần 2. Kết quả CFA cho mơ hình tới hạn có hiệu chỉnh (Hình 4.2) như sau:
Hình 4. 2. Kết quả CFA cho mơ hình tới hạn lần 2 (có hiệu chỉnh).
Mức độ phù hợp chung: Kết quả phân tích khẳng định lần 2 cho thấy mô hình có giá tri ̣ thống kê Chi - bình phương là 753.554 với 388 bâ ̣c tự do, giá tri ̣ P = 0.000. Nếu điều chỉnh theo bâ ̣c tự do có CMIN/df = 1.942 < 5, đa ̣t yêu cầu cho đô ̣ tương thích. Các chỉ tiêu khác: TLI = 0.918 > 0.9, CFI = 0.927 > 0.9 và RMSEA = 0.056 < 0.08 đều đa ̣t yêu cầu.
Giá trị hội tụ: Các tro ̣ng số (đã chuẩn hóa) đều > 0.5, các trọng số chưa chuẩn hóa
đều có ý nghĩa thống kê nên thang đo đa ̣t được giá tri ̣ hội tụ (Xem phụ lục 4).
Giá trị phân biệt: Các giá trị P-value đều < 0.05 nên hệ số tương quan của từng cặp
khái niệm khác biệt so với 1 ở độ tin cậy 95% (Xem bảng 4.6). Do đó, các khái niệm nghiên cứu đều đạt được giá trị phân biệt.
Bảng 4. 6. Kết quả kiểm đi ̣nh giá tri ̣ phân biê ̣t giữa các biến.
Correlations: (Group number 1 - Default model)
R
Estimate SE= SQRT((1-r2)/(n-2)) CR= (1-r)/SE P-value
KM <--> MC 0.235 0.056400892 13.5636153 5.46473E-33 KM <--> KTI 0.125 0.057570773 15.19868415 4.74051E-39 KM <--> OE -0.004 0.058025421 17.30276111 5.84597E-47 KM <--> SP 0.052 0.057947381 16.35966941 2.08245E-43 MC <--> KTI 0.55 0.048461168 9.285785182 3.40649E-18 MC <--> OE -0.055 0.057938055 18.2091029 2.26253E-50 MC <--> SP -0.068 0.057891574 18.44828056 2.85375E-51 KTI <--> OE 0.089 0.057795617 15.76244097 3.65914E-41 KTI <--> SP 0.251 0.056168308 13.33492197 3.75289E-32 OE <--> SP 0.205 0.05679353 13.99807337 1.3779E-34 KM <--> OP 0.181 0.057067477 14.35143164 6.78999E-36 MC <--> OP 0.439 0.052135507 10.76042087 4.8441E-23 KTI <--> OP 0.524 0.049421706 9.631395513 2.67759E-19 OE <--> OP 0.399 0.053206889 11.29552974 7.06191E-25 SP <--> OP 0.433 0.05230418 10.84043373 2.58805E-23
Tính đơn hướng: Mơ hình đo lường này phù hợp với dữ liệu thị trường, và khơng
có tương quan giữa các sai số đo lường nên nó đạt được tính đơn hướng.
Độ tin cậy: Kết quả kiểm định độ tin cậy thông qua các hệ số sau: (1) Hệ số tin cậy
tổng hợp (composite reliability); (2) Tổng phương sai trích (variance extracted) và (3) Cronbach’s Alpha. Các thang đo đều có hệ số tin cậy tổng hợp > 0.5, tổng phương sai trích đều > 0.5, hệ số Cronbach’s Alpha cũng đều > 0.5 nên các thang đo đều đạt độ tin cậy (Xem phụ lục 4).
Bảng 4. 7. Tó m tắt kết quả kiểm đi ̣nh thang đo
Thành phần quan saSố biến ́ t
Đô ̣ tin câ ̣y
Phương
sai trích Giá tri ̣
Cronbach’s Alpha Tổng hợp Quản trị tri thức 8 0.898* 0.736 0.510 Đạt yêu cầu Trách nhiệm quản lý 6 0.885 0.849 0.648 Quan điểm hệ thống 3 0.844 0.845 0.693 Sự cởi mở và thử nghiệm 4 0.786 0.794 0.579
Chuyển giao tri thức và hội
nhập 4
0.853
0.867 0.676
Hiệu quả tổ chức 5 0.820* 0.807 0.597
(Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả)
Bảng 4.7 cho thấy các thang đo khác đều đa ̣t được đô ̣ tin câ ̣y.
*Hệ số Cronback’s Alpha của thành phần “Quản trị tri thức” và “Hiệu quả tổ chức” sau khi loại 4 biến quan sát KM5, KM7, KM9, KM11 và OP4 (Xem thêm phụ lục 4).
4.5. Kiểm định mơ hình nghiên cứu
Những thang đo trong mơ hình lý thuyết của nghiên cứu này đã được đánh giá và cho kết quả bằng phương pháp kiểm định mơ hình cấu trúc tuyến tính (SEM). SEM cho phép các nhà nghiên cứu khám phá những sai số đo lường và hợp nhất những khái niệm trừu tượng và khó phân biệt. Nó khơng chỉ liên kết lý thuyết với dữ liệu, nó cịn đối chiếu lý thuyết với dữ liệu (Fornell, 1982, trích từ Nguyen, 2002).
4.5.1. Kiểm định mô hình lý thuyết chính thức
Kết quả phân tích cấu trúc tuyến tính cho thấy mô hình này có giá tri ̣ thống kê Chi- bình phương là 912.164 với 398 bâ ̣c tự do, giá tri ̣ P = 0.000. Nếu điều chỉnh theo bâ ̣c tự do có CMIN/df = 2.321 < 5, đa ̣t yêu cầu cho đô ̣ tương thích. Các chỉ tiêu khác như TLI =
0.885 gần > 0.9, CFI = 0.896 gần > 0.9, RMSEA = 0.067 < 0.08 đạt yêu cầu. Vì vâ ̣y có thể kết luâ ̣n mô hình phù hợp với dữ liê ̣u thi ̣ trường (Xem hình 4.3).
Hình 4. 3. Kết quả SEM cho mơ hình chuẩn hóa lần 1
4.5.2. Kiểm định giả thuyết
Các giả thuyết đưa ra ở chương 2 sẽ được kiểm định bằng cách xem xét mối quan hệ nhân quả giữa các khái niê ̣m nghiên cứu. Kết quả được thể hiện ở bảng 4.8 sau:
Bảng 4. 8. Kết quả kiểm đi ̣nh mối quan hê ̣ nhân quả giữa các khái niê ̣m nghiên cứ u trong mô hình (Chuẩn hóa)
STT Mối quan hệ Ước
lượng SE CR P- value 1 OE <-- KM 0.058 0.013974484 67.40857256 0.386 H1c bị bác bỏ 2 MC <-- KM 0.095 0.017884779 50.60168761 0.127 H1a bị bác bỏ 3 SP <-- KM 0.558 0.043344987 10.1972577 *** H1b được chấp nhận 4 KTI <-- KM 0.378 0.035675303 17.43503042 *** H1d được chấp nhận 5 OP <-- MC 0.215 0.026905496 29.1761949 *** H3a được chấp nhận 6 OP <-- OE 0.167 0.023712646 35.12893556 *** H3c được chấp nhận 7 OP <-- KTI 0.423 0.037739137 15.28916805 *** H3d được chấp nhận 8 OP <-- SP 0.260 0.029587512 25.01055162 *** H3b được chấp nhận 9 OP <-- KM 0.267 0.02998316 24.44705607 0.001 H2 được chấp nhận
(Nguồn: Kết quả xử lý từ dữ liệu điều tra của tác giả)
Kết quả kiểm đi ̣nh cho thấy mối quan hệ của “Quản trị tri thức” với “Sự cởi mở và thử nghiệm” có trọng số là dương nhưng lại khơng có ý nghĩa thống kê (P-value = 0.386
> 0.05). Nên có thể kết luận là quản trị tri thức gần như khơng có tác động tích cực đến sự cởi mở và thử nghiệm.
Tương tự như vậy, tác động của “Quản trị tri thức” đến “Trách nhiệm quản lý”
luận là giả thuyết “Quản trị tri thức có tác động tích cực đến trách nhiệm quản lý” cũng bị bác bỏ.
Nghiên cứu đưa ra giả thuyết về khả năng quản trị tri thức có thể thúc đẩy các hoạt động thực hiện hành vi học tập của của tổ chức: Trách nhiệm quản lý, quan điểm hệ thống, sự cởi mở và thử nghiệm, chuyển giao trị thức và hội nhập. Trong kết quả nghiên cứu, có 2 thành phần “Trách nhiệm quản lý’ và “Sự cởi mở và thử nghiệm” là có tác động nhưng rất ít, gần như bằng khơng nên khơng có ý nghĩa thống kê, có khác biệt so với nghiên cứu của Liao và Wu (2009). Điều này cũng dễ dàng nhận thấy do ngành Du lịch lữ hành là ngành khá đặc thù, các nhân viên lâu năm làm việc có kinh nghiệm thì rất ít và ngại chia sẻ với người khác. Hơn nữa việc thu nhận kiết thức là tích lũy bản thân qua nhiều năm kinh qua kinh nghiệm thực tế chứ thông qua tấp huấn hay huấn luyện là chưa đủ. Chính vì vậy mà thành phần “Trách nhiệm quản lý” gần như không chịu tác động từ “Quản trị tri thức”. Tuy khơng có giá trị tác động trung gian nhưng “Trách nhiệm quản lý” lại có tác động trực tiếp đến “Hiệu quả tổ chức” và điều này là phù hợp với nghiên cứu của Liao và Wu (2009).
Bên cạnh đó, thành phần “Sự cởi mở và thử nghiệm” cũng gần như không chịu sự tác động của “Quản trị tri thức”. Do nghiên cứu thực hiện khảo sát ở những Doanh nghiệp Du lịch lữ hành thuộc top hàng đầu nên quan niệm về cởi mở cũng như thử nghiệm cũng có sự khác biệt. Việc các Doanh nghiệp nhỏ trong ngành ra sức tìm tịi khám phá cái mới, thử nghiệm cái mới, thì các Doanh nghiệp lớn thành cơng vẫn rất ít chấp nhận những rủi ro cho sự đổi mới, họ vẫn duy trì những thành tự đã và đang đạt được, việc thử nghiệm sẽ vô cùng hạn chế. Trên thực tế, quản tri ̣ tri thức có thể tác động lên kiến thức và nghiê ̣p vụ củ a các nhân viên ta ̣i các doanh nghiê ̣p lữ hành, ảnh hưởng lên cách quảng bá, làm thương hiệu, kinh doanh sản phẩm từ hình thức truyền thống (báo giấy, ấn phẩm quảng cáo, hội chợ, triển lãm…) đến các hình thức trực tuyến (website, truyền thơng mạng xã hội, Google Adwords, SEO, Blog…), ảnh hưởng đến cách quản lý thơng tin khách hàng, cách tính tốn giá tour, cách quản lý kế toán (từ file excel đến CRM, ERP, Master Tour của Eventric, các công cụ của Gigwell, Kalatech…). Tuy nhiên, các đơn vị hoạt động lâu năm trong ngành, thường chỉ bắt đầu thay đổi khi thấy được hiệu quả thực tế của một phương thức mới mẻ.
Mặc dù khơng có tác động trung gian giữa “Quản trị tri thức” và “Hiệu quả tổ chức” nhưng “Sự cơi mở và thử nghiệm” vẫn có tác động tích cực mạnh đến “Hiệu quả tổ chức”, đây cũng là kết quả phù hợp với những nghiên cứu trước đây.
Trong bối cảnh ngành du lịch lữ hành tại Tp. Hồ Chí Minh hiện nay nói riêng và cả nước nói chung có thể xem là tiệm cận với thị trường cạnh tranh hồn hảo: (1) Có nhiều người mua và bán độc lập nhau; (2) Sản phẩm gần như đồng nhất; (3) Thơng tin là hồn hảo và (4) Việc gia nhập và rút ra có chi phí thấp. Các doanh nghiệp bất kể quy mơ lớn hay nhỏ, thuộc loại hình doanh nghiệp nào muốn tồn tại lâu dài, hoạt động ổn định cũng phải hướng đến việc xây dựng cho tổ chức của mình những quy định tác nghiệp nhất quán, nền văn hóa đặc thù, các tiêu chuẩn khen thưởng thống nhất rõ ràng, mục tiêu phấn đấu cụ thể, khả quan… và quan trọng nhất là phải kết nối được sức mạnh tập thể đoàn kết của nguồn nhân lực. Nếu các doanh nghiệp nhỏ, nhân viên ít xây dựng và phát huy quan điểm hệ thống có phần trực tiếp hơn thông qua những buổi họp, tập huấn, khảo sát, chia sẻ kinh nghiệm… tạo luồng giao tiếp thường xuyên giữa lãnh đạo và nhân viên, thì các doanh nghiệp lớn càng chứng tỏ sự chuyên nghiệp và quy mô hơn thông qua việc phổ biến hệ thống nhận diện thương hiệu trong hoạt động kinh doanh tiếp thị, tổ chức các hoạt động nâng cao niềm tự hào thương hiệu, tham gia các hội chợ, triễn lãm, họp giao ban định kỳ… để định hướng, chỉ đạo công tác được cụ thể và thực tế. Tầm nhìn sứ ma ̣ng, giá tri ̣ cốt lõi và chiến lược phát triển trong tương lai cũng như các giá tri ̣ mà công ty muốn mang la ̣i cho khách hàng như sự tâ ̣n tâm, sự hài lòng và những trải nghiê ̣m tuyê ̣t vời bên gia đình,