bình
Thành phần Giá trị thấp nhất Giá trị trung bình Giá trị cao nhất
1. Sự gắn kết vì tình cảm 1.25 4.69 7.00
2. Sự gắn kết vì lợi ích 1.00 4.01 7.00
3. Sự gắn kết vì đạo đức 1.00 3.86 6.75
Dựa trên kết quả mơ tả sự gắn kết của nhân viên đối với ngân hàng thơng qua giá trị trung bình, kết quả cho thấy đa số nhân viên đánh giá chung về sự gắn kết khơng cao. Thành phần sự gắn kết vì tình cảm được nhân viên nhận thức là cao nhất (4.69),
trong khi đĩ thành phần phong cách lãnh đạo ân cần là 4.01 và thành phần phong cách lãnh đạo khuyến khích đổi mới là 3.86.
3.4 Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính
Bước đầu tiên khi tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính bội là xem xét mối
quan hệ tương quan giữa các biến phong cách lãnh đạo là: phong cách lãnh đạo ân cần (CLI); phong cách lãnh đạo khuyến khích đổi mới (CLII); phong cách lãnh đạo cĩ xu hướng thiên về nhiệm vụ (TL) và các biến thành phần của sự gắn kết với tổ chức như sự gắn kết vì tình cảm (AC), sự gắn kết vì lợi ích (CC), sự gắn kết vì đạo đức (NC), hệ số tương quan tuyến tính được trình bày trong bảng 3.3 và hệ số này chỉ được sử dụng
để biểu thị mức độ chặt chẽ của liên hệ tương quan tuyến tính. Kiểm định bằng hệ số
tương quan Peason hầu như tất cả các Sig đều nhỏ hơn 0.05 trừ Sig của biến sự gắn kết vì lợi ích (CC) lớn hơn 0.05. Do đĩ, qua kiểm định Spearman giữa biến CC với các
biến cịn lại của mơ hình ta thấy kết quả khơng thể bác bỏ giả thuyết H0 (Hệ số tương quan hạng của tổng thể bằng 0), đây là một thơng tin tốt để kết luận phương sai của sai số khơng đổi. Cịn lại ta phải chấp nhận giả thuyết phương sai của sai số thay đổi.
Bảng 3.7: Hệ số tương quan Pearson giữa 3 biến phong cách lãnh đạo với các thành phần của sự gắn kết với tổ chức. CLI CLII TL AC CC NC Hệ số Pearson 1.000 .692** .603** .574** .021 .389** CLI Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .739 .000 Hệ số Pearson .692** 1.000 .583** .562** .044 .384** CLII Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .480 .000 Hệ số Pearson .603** .583** 1.000 .485** .082 .305** TL Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .189 .000 Hệ số Pearson .574** .562** .485** 1.000 .187** .484** AC Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .003 .000 Hệ số Pearson .021 .044 .082 .187** 1.000 .428** CC Sig. (2-tailed) .739 .480 .189 .003 .000 Hệ số Pearson .389** .384** .305** .484** .428** 1.000 NC Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000
Nhìn vào bảng 3.7 ta thấy sự gắn kết vì tình cảm (AC) cĩ liên hệ khá chặt với phong cách lãnh đạo ân cần (CLI), phong cách lãnh đạo khuyến khích đổi mới (CLII), phong cách lãnh đạo cĩ xu hướng thiên về nhiệm vụ (TL); sự gắn kết vì lợi ích (CC) cĩ liên hệ khá yếu với phong cách lãnh đạo ân cần (CLI), phong cách lãnh đạo khuyến khích đổi mới (CLII), phong cách lãnh đạo cĩ xu hướng thiên về nhiệm vụ (TL); sự
gắn kết vì đạo đức (NC) cĩ liên hệ khơng chặt với phong cách lãnh đạo ân cần (CLI), phong cách lãnh đạo khuyến khích đổi mới (CLII), phong cách lãnh đạo cĩ xu hướng thiên về nhiệm vụ (TL). Do đĩ, ta cĩ thể kết luận rằng các biến độc lập phong cách
lãnh đạo ân cần (CLI), phong cách lãnh đạo khuyến khích đổi mới (CLII), phong cách lãnh đạo cĩ xu hướng thiên về nhiệm vụ (TL) cĩ thể đưa vào mơ hình giải thích cho sự gắn kết vì tình cảm (AC), sự gắn kết vì lợi ích (CC) và sự gắn kết vì đạo đức (NC).
Trên cơ sở của mối tương quan trên, ta xem xét tác động của 3 biến phong cách lãnh đạo ân cần (CLI), phong cách lãnh đạo khuyến khích đổi mới (CLII), phong cách lãnh đạo cĩ xu hướng thiên về nhiệm vụ (TL) lên các biến sự gắn kết vì tình cảm (AC),
sự gắn kết vì lợi ích (CC) và sự gắn kết vì đạo đức (NC) thơng qua các mơ hình hồi
quy tuyến tính sau.
Mơ hình hồi quy 1: Xem xét tác động của các phong cách lãnh đạo đến biến sự
gắn kết vì tình cảm (AC). Biến phụ thuộc của mơ hình là biến sự gắn kết vì tình cảm (AC), biến phong cách lãnh đạo ân cần (CLI), phong cách lãnh đạo khuyến khích đổi mới (CLII), phong cách lãnh đạo cĩ xu hướng thiên về nhiệm vụ (TL) là 3 biến độc lập.
AC = d1 + a1*CLI + b1*CLII + c1*TL
Mơ hình hồi quy 2: Xem xét tác động của các phong cách lãnh đạo đến biến sự
gắn kết vì lợi ích (CC). Biến phụ thuộc của mơ hình là biến sự gắn kết vì lợi ích (CC), biến phong cách lãnh đạo ân cần (CLI), phong cách lãnh đạo khuyến khích đổi mới (CLII), phong cách lãnh đạo cĩ xu hướng thiên về nhiệm vụ (TL) là 3 biến độc lập.
CC = d2 + a2*CLI + b2*CLII + c2*TL
Mơ hình hồi quy 3: Xem xét tác động của các phong cách lãnh đạo đến biến sự
gắn kết vì đạo đức (NC). Biến phụ thuộc của mơ hình là biến sự gắn kết vì đạo đức
(NC), biến phong cách lãnh đạo ân cần (CLI), phong cách lãnh đạo khuyến khích đổi mới (CLII), phong cách lãnh đạo cĩ xu hướng thiên về nhiệm vụ (TL) là 3 biến độc lập.
NC = d3 + a3*CLI + b3*CLII + c3*TL
3.4.1 Phân tích ảnh hưởng và so sánh mức độ tác động của các phong cách lãnh đạo đến sự gắn kết vì tình cảm đối với tổ chức của nhân viên lãnh đạo đến sự gắn kết vì tình cảm đối với tổ chức của nhân viên
3.4.1.1 Kiểm định các giả định của mơ hình hồi quy
Theo Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), phân tích hồi quy
khơng phải chỉ là việc mơ tả các dữ liệu quan sát được. Từ các kết quả quan sát được trong mẫu, bạn phải suy rộng kết luận cho mối quan hệ giữa các biến trong tổng thể. Sự chấp nhận và diễn dịch kết quả hồi quy khơng thể tách rời các giả định cần thiết và
những chuẩn đốn về sự vi phạm các giả định đĩ. Nếu các giả định bị vi phạm thì các kết quả được khơng đáng tin cậy nữa. Sự suy rộng các kết quả của mẫu cho các giá trị của tổng thể phải trên cơ sở các giả định cần thiết sau:
- Liên hệ tuyến tính và phương sai của các phần dư khơng đổi - Các phần dư cĩ phân phối chuẩn.
- Khơng cĩ hiện tượng đa cộng tuyến. - Khơng cĩ tương quan giữa các phần dư.
a) Giả định liên hệ tuyến tính và giả định phương sai của các phần dư khơng đổi
Ở giả định này, chúng ta xem xét tất cả các kiểu biến thiên mà ta quan sát được.
Khi tìm hồi quy tuyến tính và mơ tả phần dư cùng giá trị dự đốn lên đồ thị mà thấy phần dư của chúng thay đổi theo một trật tự nào đĩ như cong dạng bậc 2 Parapol, cong
dạng bậc 3 Cubic… thì mơ hình hồi quy tuyến tính mơ tả quan hệ đường thẳng là
khơng phù hợp và giả định cĩ quan hệ tuyến tính bị vi phạm (Hồng Trọng và Chu
Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Quan sát đồ thị phân tán ở phụ lục 10, ta thấy đồ thị của phần dư chuẩn hĩa theo giá trị dự báo của biến phụ thuộc AC phân tán ngẫu nhiên chứ khơng tạo nên hình dạng gì như vậy khơng cĩ hiện tượng tương quan giữa các phần dư.
Nhìn vào đồ thị phân tán ở phụ lục 10 ta thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên xung
quanh đường đi qua tung độ 0 chứ khơng tạo nên hình dạng nào. Như vậy, giả định
phương sai khơng đổi của mơ hình hồi quy khơng bị vi phạm. b) Giả định các phần dư cĩ phân phối chuẩn
Phần dư cĩ thể khơng tuân theo phân phối chuẩn vì những lý do như: sử dụng sai mơ hình, phương sai khơng phải là hằng số, số lượng các phần dư khơng đủ nhiều
để phân tích…(Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008) Vì vậy chúng ta nên
thực hiện nhiều cách khảo sát khác nhau để kiểm định phân phối chuẩn của phần dư như biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hĩa, biểu đồ tần số Q-Q, P-P.
Nhìn phụ lục 10, ta thấy phần dư cĩ phân phối chuẩn với độ lệch chuẩn bằng
0.994 gần bằng 1 và biểu đồ tần số Q-Q Plot và P-P Plot khơng phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng, nên ta cĩ thể kết luận là giả thuyết phân phối chuẩn khơng bị vi phạm.
c) Khơng cĩ hiện tượng đa cộng tuyến
Trong mơ hình hồi quy tuyến tính bội, ta giả định các biến độc lập của mơ hình
khơng cĩ hiện tượng đa cộng tuyến. Hiện tượng này dẫn đến những hậu quả nghiêm
trọng trong phân tích hồi quy như kiểm định t khơng cĩ ý nghĩa, dấu các ước lượng hệ số hồi quy cĩ thể sai,…Hiện tượng này cĩ thể phát hiện thơng qua hệ số phĩng đại phương sai VIF (variance inflation factor). Khi vượt quá 10, đĩ là dấu hiệu đa cộng
tuyến (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Nhìn vào bảng 3.8 ta thấy VIF đều nhỏ hơn 10 nên ta cĩ thể kết luận khơng cĩ hiện tượng đa cộng tuyến.