TQ CT HT CĐ TN BD KN QG HL TQ 1 CT .370** 1 HT .407** .414** 1 CĐ .326** .169** .291** 1 TN .470** .349** .509** .181** 1 BD .369** .393** .322** .168** .334** 1 KN .055 .236** .106 -.194** .126* .085 1 QG .062** .095 .057 -.164** .188** .186** .504** 1 HL .620** .592** .523** .293** .575** .479** .208** .237** 1 Ghi chú: Ký hiệu **: p < 10%
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Từ kết quả trên, ta có thể thấy mối tương quan giữa biến độc lập và biến phụ thuộc đều khác 1. Như vậy, khơng xảy ra hiện tượng tương quan hồn toàn giữa biến độc lập và biến phụ thuộc, với giá trị Sig < 0.01. Do đó có thể đưa biến độc lập vào mơ hình hồi quy để giải thích cho sự thay đổi của biến phụ thuộc.
4.4.2 Phân tích hồi quy ảnh hưởng của phong cách lãnh đạo phụng sự đến sự hài lịng trong cơng việc sự hài lịng trong cơng việc
4.4.2.1 Đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình ảnh hưởng của phong cách lãnh đạo phụng sự đến sự hài lịng trong cơng việc
Bảng 4.11: Đánh giá sự phù hợp của mơ hình ảnh hưởng của phong cách lãnh đạo
phụng sự đến sự hài lịng trong cơng việc
Mơ
hình Hệ số R Hệ số R
2 Hệ số R2 hiệu chỉnh Độ lệch chuẩn Durbin-Watson
1 .801a .642 .632 .46238 1.690
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Hệ số xác định R2 khác 0, cho thấy mơ hình nghiên cứu phù hợp. Hệ số R2 hiệu chỉnh nhỏ hơn hệ số R2, hệ số này được dùng để đánh giá độ phù hợp của mơ hình an tồn, chính xác hơn vì nó khơng thổi phồng độ phù hợp của mơ hình. Như vậy, khoảng 63.2% phương sai của sự hài lịng trong cơng việc được giải thích bởi phương sai của 08 biến độc lập.
4.4.2.2 Kiểm định mức độ phù hợp của mơ hình ảnh hưởng của phong cách lãnh đạo phụng sự đến sự hài lịng trong cơng việc
Phương pháp kiểm định đại lượng F để đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính tổng thể.
Giá trị F = 62.830 và mức ý nghĩa Sig. = 0.000 < 0.05, như vậy giả thuyết H0 : B0= B1=B2…Bn = 0 bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 5%, và ta có thể kết luận rằng mơ hình này phù hợp có ý nghĩa thống thống kê (có ít nhất một hệ số Beta khác 0). Mơ hình hồi quy tuyến tính đưa ra là phù hợp với mơ hình và dữ liệu nghiên cứu.
Bảng 4.12: Kiểm định độ phù hợp của mơ hình ảnh hưởng của
phong cách lãnh đạo phụng sự đến sự hài lòng trong cơng việc
ANOVAa Mơ hình Tổng bình phương df Trung bình của bình phương F Sig. 1 Hồi quy 107.460 8 13.432 62.830 .000b Phần dư 59.862 280 .214 Tổng 167.321 288 a. Biến phụ thuộc: HL b. Dự báo: (Hằng số), QG, HT, CD, BD, CT, KN, TQ, TN
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
4.4.2.3 Kết quả phân tích hồi quy và đánh giá mức độ ảnh hưởng của phong cách lãnh đạo phụng sự đến sự hài lịng trong cơng việc
Bảng 4.13: Các thơng số của mơ hình hồi quy Coefficientsa
Mơ hình Hệ số chưa
chuẩn hoá
Hệ số chuẩn hoá
t Sig. Đại lượng
thống kê B Std. Error Beta Toler ance VIF 1 Hằng số .203 .180 1.129 .260 Trao quyền .228 .034 .295 6.678 .000 .654 1.528 Chính trực .227 .034 .290 6.737 .000 .688 1.452 Hậu thuẫn .085 .035 .109 2.427 .016 .632 1.581 Can đảm .065 .030 .087 2.176 .030 .800 1.249 Tín nhiệm .141 .032 .198 4.390 .000 .626 1.597 Bao dung .092 .034 .114 2.760 .006 .744 1.345 Khiêm nhường .022 .032 .030 .696 .487 .681 1.469 Tinh thần quản gia .093 .032 .126 2.931 .004 .695 1.438 a. Biến phụ thuộc: HL
Hệ số phóng đại phương sai VIF = [1.249; 1.597] < 2, kết luận khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
Tại mức ý nghĩa 0.05, từ Bảng 4.13 cho thấy có 07 nhân tố tác động tích cực đến sự hài lịng trong cơng việc của nhân viên (Hệ số Beta dương), đó là: TQ, CT, HT, CĐ, TN, BD, QG.
4.4.3 Kiểm định lý thuyết về phân phối chuẩn
Theo hình 4.1, đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số. Đường cong này có dạng hình chng, phù hợp với dạng đồ thị của phân phối chuẩn. Giá trị trung bình rất nhỏ gần bằng 0 (Mean = 3.09E-16) và độ lệch chuẩn xấp xỉ gần bằng 1 (Std. Dev = 0.98601) nên giả thiết phân phối chuẩn khơng bị vi phạm.
Hình 4.1: Biểu đồ tần số Histogram của sự hài lịng trong cơng việc
4.4.4 Kiểm định giả thuyết
Giả thuyết H1 cho rằng trao quyền có tác động tích cực đến hài lịng trong cơng
việc của nhân viên. Căn cứ vào kết quả hồi quy, giả thuyết này được chấp nhận với hệ số Beta là 0.295, giá trị Sig. = 0.000 < 0.05. Kết quả này hoàn toàn đồng thuận với nghiên cứu của Akdol & Arikboga (2015) và Dierendonck & Nuijiten (2011). Khi nhà lãnh đạo thực hiện trao quyền, nhân viên sẽ hài lịng hơn trong cơng việc. Ngồi ra, hệ số Beta chuẩn hoá của biến Trao quyền đạt giá trị lớn nhất, khẳng định nghiên cứu của Akdol & Arikboga (2015); Dierendonck & Nuijiten (2011) cho rằng trao quyền là thành phần tác động mạnh nhất đến sự hài lịng trong cơng việc.
Giả thuyết H2 cho rằng hậu thuẫn có tác động tích cực đến hài lịng trong cơng
việc của nhân viên. Căn cứ vào kết quả hồi quy, giả thuyết này được chấp nhận với hệ số Beta là 0.109, giá trị Sig. = 0.016 < 0.05. Kết quả này hoàn toàn đồng thuận với nghiên cứu của Akdol & Arikboga (2015) và Dierendonck & Nuijiten (2011), cho rằng đây là một trong những thành phần tác động mạnh đến sự hài lịng trong cơng việc của nhân viên. Như vậy, khi nhà lãnh đạo càng hậu thuẫn, giúp đỡ và đề cao công trạng của nhân viên, nhân viên càng cảm thấy hài lịng trong cơng việc.
Giả thuyết H3 cho rằng tín nhiệm có tác động tích cực đến hài lịng trong cơng
việc của nhân viên. Căn cứ vào kết quả hồi quy, giả thuyết này được chấp nhận với hệ số Beta là 0.198, giá trị Sig. = 0.000 < 0.05. Đây là thành phần có tác động mạnh thứ ba đến sự hài lịng trong cơng việc của nhân viên tại các doanh nghiệp phát triển công nghệ tại TP. HCM, sau thành phần Trao quyền và Chính trực. Kết quả này đồng thuận với nghiên cứu của Akdol & Arikboga (2015) và Dierendonck & Nuijiten (2011). Khi lãnh đạo thực hiện sự tín nhiệm nơi nhân viên sẽ tăng cường sự nhận diện bản thân với cơng việc, với vai trị và với tổ chức, qua đó nhân viên càng hài lịng hơn với cơng việc.
Giả thuyết H4 cho rằng bao dung có tác động tích cực đến hài lịng trong cơng
việc của nhân viên. Căn cứ vào kết quả hồi quy, giả thuyết này được chấp nhận với hệ số Beta là 0.114, Sig. = 0.006 < 0.05. Kết quả này khác biệt so với nghiên cứu của Akdol & Arikboga (2015) và đồng thuận với kết quả nghiên cứu kế thừa của Dierendonck & Nuijiten (2011) cho thấy sự bao dung có tác động tích cực đến hài lịng trong cơng việc của nhân viên. Điều này cho thấy, tại các doanh nghiệp phát triển công nghệ TP. HCM, sự thấu hiểu nhân viên và trí tuệ cảm xúc của lãnh đạo đã nâng cao hài lịng trong cơng việc cho nhân viên.
Giả thuyết H5 cho rằng can đảm có tác động tích cực đến sự hài lịng trong cơng việc của nhân viên. Căn cứ vào kết quả hồi quy, giả thuyết này được chấp nhận với hệ số Beta là 0.087, giá trị Sig. = 0.030 < 0.05. Kết quả này đồng thuận với nghiên cứu của Akdol & Arikboga (2015) và Dierendonck & Nuijiten (2011). Điều này cho thấy tại các doanh nghiệp phát triển cơng nghệ tại TP. HCM, khi lãnh đạo quyết đốn trong công tác, chấp nhận rủi ro thực hiện cải tiến và đổi mới đã nâng cao hài lịng trong cơng việc cho nhân viên. Không ngần ngại đổi mới để nâng cao hiệu quả công việc và cải thiện cuộc sống cho tổ chức, nhân viên đã đem lại hiệu quả và càng làm nhân viên hài lịng trong cơng việc.
Giả thuyết H6 cho rằng chính trực có tác động tích cực đến sự hài lịng trong
cơng việc của nhân viên. Căn cứ vào kết quả hồi quy, giả thuyết này được chấp nhận với hệ số Beta là 0.290, giá trị Sig. = 0.000 < 0.05. Kết quả này đồng thuận với nghiên cứu của Akdol & Arikboga (2015) và Dierendonck & Nuijiten (2011). Tại các doanh nghiệp phát triển công nghệ trên TP. HCM, đây là thành phần có tác động mạnh thứ hai đến sự hài lòng trong cơng việc. Như vậy, khi nhà lãnh đạo có đạo đức, ngay thẳng và chính trực, nhân viên càng cảm thấy hài lịng trong cơng việc.
Giả thuyết H7 cho rằng khiêm nhường có tác động tích cực đến sự hài lòng trong công việc của nhân viên. Căn cứ vào kết quả hồi quy, giả thuyết này bị bác bỏ với hệ số Beta là 0.30, giá trị Sig. = 0.487 > 0.05. Kết quả này khác biệt với nghiên cứu
khiêm nhường tác động khơng có ý nghĩa đến hài lịng trong cơng việc. Đối với sự khiêm nhường, thang đo của Dierendonck & Nuijiten (2011) vẫn chưa khai thác rõ yếu tố hiểu biết điểm mạnh, yếu của nhân viên và giúp nhân viên vượt lên giới hạn của họ (Dennis & Bocarnea, 2005), mà tập trung nhiều vào khía cạnh tiếp thu góp ý và cố gắng rút kinh nghiệm của người lãnh đạo (KN1, KN2, KN3, KN5). Điều này chưa gợi lên được toàn vẹn mối liên hệ nhân quả giữa phong cách lãnh đạo phụng sự và sự hài lòng trong cơng việc của nhân viên. Đây có thể là lý do hai biến này có tác động khơng có ý nghĩa thống kê đến nhau. Trong ý nghĩa nội dung, việc nhà lãnh đạo thể hiện sự khiêm nhường, nhìn nhận các mặt hạn chế của mình và tiếp thu góp ý từ nhân viên tuy có thể tạo thiện cảm ban đầu cho nhân viên, nhưng càng về sau, cảm giác nhà lãnh đạo thiếu bản lĩnh, cương quyết trong hành động sẽ càng hiện hữu, dẫn đến nhân viên có sự so sánh về năng lực cá nhân nhân viên và năng lực nhà lãnh đạo, từ đó phát sinh nhiều diễn biến trái ngược với sự hài lòng. Điều này càng rõ hơn khi văn hố Á Đơng nói chung và Việt Nam nói riêng, đã từ lâu xem sự mạnh mẽ, cương quyết và khắt khe trong việc soi xét sai phạm là một tiêu chuẩn cho một người để họ có thể được nhìn nhận ở vị trí lãnh đạo. Suy cho cùng, người lãnh đạo là người đứng đầu, sự thành bại của tổ chức gắn liền với trách nhiệm của người đứng đầu, do đó, nếu nhà lãnh đạo nhiều sai sót và mãi sữa chữa sai sót thì uy tín bị giảm dần, dẫn đến nhân viên thiếu tin tưởng và càng giảm điều kiện để cảm thấy hài lịng trong cơng việc.
Giả thuyết H8 cho rằng tinh thần quản gia có tác động tích cực đến sự hài lịng
trong công việc của nhân viên. Căn cứ vào kết quả hồi quy, giả thuyết này được chấp nhận với hệ số Beta là 0.126, giá trị Sig. = 0.004 < 0.05. Kết quả này khác biệt với nghiên cứu của Dierendonck & Nuijiten (2011). Trong nghiên cứu này, có thể khẳng định khi lãnh đạo khuyến khích đặt tinh thần tập thể lên trên, người lãnh đạo dẫn bước nhân viên đặt lợi ích bản thân trong lợi ích tập thể, xem trách nhiệm đối với thành công của tập thể cũng như trách nhiệm đối với thành cơng của mình sẽ càng làm nhân viên cảm thấy hài lịng trong cơng việc. Bên cạnh đó, khi lãnh đạo đề cao trách nhiệm công
việc của nhân viên gắn với trách nhiệm xã hội, nhân viên sẽ thấy cơng việc có ý nghĩa hơn và càng hài lịng trong cơng việc.
4.5 Kiểm định sự khác biệt về hài lịng trong cơng việc giữa các nhóm theo phương thức phân loại theo phương thức phân loại
Sử dụng kỹ thuật kiểm định giả thuyết về trị trung bình của hai tổng thể (Independent-samples T-test) để kiểm định sự khác biệt về hài lịng trong cơng việc giữa hai nhóm giới tính và kỹ thuật phân tích phương sai (ANOVA) để kiểm định sự khác biệt hài lịng trong cơng việc giữa các nhóm theo các tiêu chí: (1) trình độ học vấn; (2) tổng số năm làm việc; (3) thâm niên tại công ty hiện tại. Kết quả cho thấy, khơng có sự khác biệt giữa các nhóm theo 04 tiêu thức trên, với độ tin cậy 95%.
4.5.1 Kiểm định sự khác biệt theo tiêu thức Giới tính
Bảng 4.14: Kết quả kiểm định sự khác biệt trung bình giữa hai nhóm giới tính
Levene's Test for Equality of
Variances
t-test for Equality of Means
F Sig. t df Sig. (2- tailed) Mean Difference Std. Error Difference 95% Confidence Interval of the Difference Lower Upper HL Equal variances assumed .542 .462 .196 287 .845 .01758 .08991 -.15939 .19456 Equal variances not assumed .196 286.159 .845 .01758 .08977 -.15911 .19427
Giá trị Sig. trong kiểm định Levene (kiểm định F) = 0.462 > 0.05, ta chấp nhận giả thuyết hai phương sai của hai mẫu bằng nhau. Giá trị Sig. trong kiểm định t = 0.845 > 0.05, ta kết luận chưa có sự khác biệt có ý nghĩa về trị trung bình giữa 2 nhóm giới tính, hay sự hài lịng trong cơng việc là khơng khác nhau giữa hai nhóm giới tính, với độ tin cậy 95%.
4.5.2 Kiểm định sự khác biệt theo tiêu thức Trình độ học vấn
Bảng 4.15: Kết quả kiểm định phương sai đồng nhất giữa các nhóm trình độ học vấn
HL
Levene Statistic df1 df2 Sig.
1.046 3 285 .373
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Kết quả kiểm định phương sai đồng nhất cho thấy giá trị Sig. của phép kiểm định Levene = 0.373 > 0.05, có thể nói phương sai của hài lịng trong cơng việc giữa 04 nhóm trình độ học vấn khơng khác nhau một cách có ý nghĩa thống kê. Như vậy, kết quả phân tích ANOVA có thể sử dụng tốt.
Bảng 4.16: Kết quả phân tích ANOVA theo nhóm trình độ học vấn
HL
Loại biến thiên Biến thiên df Trung bình biến
thiên F Sig. Giữa nhóm .551 3 .184 .314 .815 Trong nhóm 166.770 285 .585
Tổng 167.321 288
Kết quả phân tích ANOVA, với mức ý nghĩa quan sát Sig. = 0.815 > 0.05, cho thấy chưa có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê giữa các nhóm. Ta có thể kết luận, khơng có sự khác biệt về hài lịng trong cơng việc giữa 04 nhóm trình độ học vấn, , với độ tin cậy 95%.
4.5.3 Kiểm định sự khác biệt theo tiêu thức Tổng số năm làm việc
Bảng 4.17: Kết quả kiểm định phương sai đồng nhất giữa các nhóm tổng số năm
làm việc HL
Levene Statistic df1 df2 Sig.
.244 3 285 .866
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Kết quả kiểm định phương sai đồng nhất cho thấy giá trị Sig. của phép kiểm định Levene = 0.866 > 0.05, có thể nói phương sai của hài lịng trong cơng việc giữa 04 nhóm tổng số năm làm việc khơng khác nhau một cách có ý nghĩa thống kê. Như vậy, kết quả phân tích ANOVA có thể sử dụng tốt.
Bảng 4.18: Kết quả phân tích ANOVA theo nhóm tổng số năm làm việc
HL
Loại biến thiên Biến thiên df Trung bình
biến thiên F Sig.
Giữa nhóm 2.097 3 .699 1.206 .308
Trong nhóm 165.224 285 .580
Tổng 167.321 288
Kết quả phân tích ANOVA, với mức ý nghĩa quan sát Sig. = 0.308 > 0.05, cho thấy chưa có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê giữa các nhóm. Ta có thể kết luận, khơng có sự khác biệt về hài lịng trong cơng việc giữa 04 nhóm tổng số năm làm việc, với độ tin cậy 95%.
4.5.4 Kiểm định sự khác biệt theo tiêu thức Thâm niên tại công ty hiện tại
Bảng 4.19: Kết quả kiểm định phương sai đồng nhất giữa các nhóm thâm niên tại cơng
ty hiện tại HL
Levene Statistic df1 df2 Sig.
.916 3 285 .434
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
Kết quả kiểm định phương sai đồng nhất cho thấy giá trị Sig. của phép kiểm định Levene = 0.434 > 0.05, có thể nói phương sai của hài lịng trong cơng việc giữa 04 nhóm thâm niên tại cơng ty hiện tại khơng khác nhau một cách có ý nghĩa thống kê.