CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.2 Kiểm định độ tin cậy thang đo thông qua hệ số Cronbach alpha
4.2.1 Kiểm định các thang đo ảnh hưởng đến thái độ đối với sự thay đổi tổ
chức
Kết quả Cronbach alpha của các thang đo 3 thành phần ảnh hưởng đến thái độ đối với sự thay đổi (xem Phụ lục 5A) được thể hiện trong Bảng 4.2.
Các thang đo được thể hiện bằng 11 biến quan sát. Các thang đo này đều có hệ số tin cậy Cronbach alpha đạt yêu cầu (> 0,7). Cụ thể, Cronbach alpha của hài lịng cơng
việc đối với thay đổi của tổ chức là 0,778, của sự gắn kết với tổ chức là 0,902 và của hỗ trợ từ cấp trên là 0,906.
Hơn nữa các hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0,30 - cho thấy các thang đo này có tương quan chặc chẽ với nhau trong từng nhóm biến, cho nên các biến đo lường các khái niệm nghiên cứu đều được sử dụng trong phân tích EFA kế tiếp.
Bảng 4.2: Cronbach alpha các thành phần ảnh hưởng đến thái độ đối với sự thay đổi của tổ chức
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến
Tương quan biến – tổng
Cronbach alpha nếu loại biến
Hài lịng cơng việc đối với thay đổi của tổ chức: alpha = 0,778
HL01 7,55 1,353 ,527 ,845 HL02 7,45 1,501 ,695 ,615 HL03 7,51 1,729 ,683 ,660 Sự gắn kết với tổ chức: alpha = 0,902 GK01 7,86 1,534 ,819 ,851 GK02 7,83 1,688 ,843 ,832 GK03 7,85 1,714 ,762 ,896 Hỗ trợ từ cấp trên: alpha = 0,906 HT01 14,88 8,516 ,769 ,885 HT02 14,81 8,518 ,728 ,893 HT03 14,90 8,340 ,745 ,889 HT04 14,88 7,813 ,816 ,874 HT05 14,79 7,637 ,774 ,885
4.2.2 Kiểm định thang đo về thái độ đối với sự thay đổi tổ chức
Kết quả Cronbach alpha của thái độ đối với sự thay đổi của tổ chức (xem phụ lục 5B) được thể hiện trong Bảng 4.3.
Thang đo này đều có hệ số tin cậy Cronbach alpha đạt yêu cầu. Cụ thể, cronbach alpha của thái độ đối với sự thay đổi của tổ chức là 0,871. Hơn nữa các hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0,50 – cho thấy các thang đo này có tương quan chặc chẽ với nhau trong từng nhóm biến. Và hầu hết các hệ số alpha nếu loại biến đều nhỏ hơn hệ số alpha của các thang đo tương ứng, trừ biến TD01. Nếu loại các biến này thì hệ số Cronbach alpha sẽ tăng lên, tuy nhiên vì tương quan biến tổng đều đạt yêu cầu lớn hơn 0,30, cho nên các biến đo lường các khái niệm nghiên cứu đều được sử dụng trong phân tích EFA kế tiếp.
Bảng 4.3: Cronbach alpha thành phần thang đo thái độ của nhân viên đối với sự thay đổi tổ chức
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến
Tương quan biến – tổng
Cronbach alpha nếu loại biến
Thái độ của nhân viên đối với sự thay đổi: alpha = 0,871
TD01 19,33 7,855 ,516 ,873 TD02 19,67 6,890 ,702 ,843 TD03 19,86 6,834 ,771 ,831 TD04 19,98 7,229 ,689 ,846 TD05 20,05 7,449 ,659 ,851 TD06 19,44 6,909 ,692 ,845
4.3 Kiểm định giá trị thang đo thơng qua phân tích nhân tố khám phá EFA
4.3.1 Kiểm định giá trị thang đo các yếu tố ảnh hưởng đến thái độ đối với sự
thay đổi tổ chức
Giả thuyết Ho được đặt ra là ma trận tương quan giữa 11 biến quan sát trong tổng thể là ma trận đơn vị, có nghĩa là giữa các biến khơng có mối tương quan với nhau. Kiểm định KMO và Barlett ta có kết quả sig = 0,000 và hệ số KMO = 0,842> 0,5, do đó, từ chối giả thuyết Ho (ma trận tương quan là ma trận đơn vị), đồng thời khẳng định các biến có mối tương quan với nhau và việc phân tích nhân tố khám phá (EFA) là phù hợp trong nghiên cứu này.
Bảng 4.4. Kiểm định KMO và Barlett thang đo các yếu tố ảnh hưởng đến thái độ của nhân viên đối với sự thay đổi của tổ chức
KMO and Bartlett's Test
Kiểm định Kaiser-Meyer-Olkin Adequacy. ,842
Kiểm định Bartlett Approx. Chi-Square 1783,199
df 55
Mức ý nghĩa Sig. ,000
Nguồn: Số liệu điều tra 2014, chiết suất từ SPSS
Kết quả phân tích nhân tố EFA (xem Phụ Lục 6A) cho thang đo các thành phần ảnh hưởng đến thái độ của nhân viên đối với sự thay đổi có 3 yếu tố được trích tại giá trị Eigen là 1,415 và tổng phương sai trích được là 76,157% - đạt yêu cầu. Tất cả các biến quan sát đều đo lường nhân tố đã được thiết lập ban đầu với mức trọng số tải nhân tố > 0,5, do đó giá trị thang đo là phù hợp với mơ hình nghiên cứu.
Bảng 4.5 Kết quả phân tích nhân tố khám phá của thang đo các yếu tố ảnh hưởng đến thái độ của nhân viên đối với sự thay đổi của tổ chức
Ma trận nhân tố xoay Biến quan sát
Nhân tố
1 2 3
HL01_Tơi hài lịng với cơng việc ,653
HL02_Tơi hài lịng với các đồng nghiệp ,875
HL03_Công việc tôi được liệt kê một cách rõ ràng, dễ dàng
để xử lý ,884
GK01_Tôi thực sự cảm thấy những vấn đề của tổ chức cũng
là những vấn đề của bản thân tôi ,893
GK02_Tôi cảm thấy tôi là một phần của tổ chức ,898
GK03_Tổ chức này có rất nhiều ý nghĩa đối với cá nhân tôi ,868
HT01_Tơi ln ln có sự hỗ trợ từ cấp trên trực tiếp ,795
HT02_Cấp trên luôn luôn hỗ trợ tôi khi vấn đề vừa nẩy sinh ,782
HT03_Tôi thường nhận được sự hỗ trợ của cấp trên khi sự
việc xấu đi ,807
HT04_Có sự giao tiếp tốt giữa nhân viên và cấp trên ,872
HT05_Cấp trên luôn tỏ ra thân thiện và dễ tiếp cận ,841
Giá trị Eigen 5,202 1,760 1,415
Phương sai trích % 47,293 16,002 12,862
Phương pháp trích: Principal Component Analysis.
Nguồn: Số liệu điều tra 2014, chiết suất từ SPSS
4.3.2 Kiểm định giá trị thang đo thái độ đối với sự thay đổi của tổ chức
Kết quả kiểm định KMO và Barlett (xem phụ lục 6B) cho thấy tất cả các chỉ số đều đạt yêu cầu, cụ thể: kiểm định KMO và Barlett có kết quả sig = 0,000 và hệ số KMO = 0,801 > 0,5.
Kết quả phân tích EFA cho thấy, có 1 yếu tố được trích tại mức giá trị Eigen = 3,663, và phương sai trích được là 61,058%, Như vậy phương sai trích đạt yêu cầu. Thêm vào đó, các biến quan sát đều đo lường nhân tố đã được thiết lập ban đầu với
mức trọng số tải nhân tố > 0,6, do đó ta có thể kết luận thang đo thái độ của nhân viên đối với sự thay đổi tổ chức đã đạt giá trị hội tụ.
Bảng 4.6. Kiểm định KMO và Barlett thang đo thái độ của nhân viên đối với sự thay đổi của tổ chức
Kiểm định KMO và Bartlett
Kiểm định Kaiser-Meyer-OlkinAdequacy. ,801
Kiểm định Bartlett Approx. Chi-Square 824,873
df 15
Mức ý nghĩa Sig. ,000
Nguồn: Số liệu điều tra 2014, chiết suất từ SPSS
Bảng 4.7 Kết quả phân tích nhân tố khám phá của thang đo thái độ của nhân viên đối với sự thay đổi của tổ chức
Ma trận nhân tố Biến quan sát
Nhân tố 1 TD01_Phần lớn thay đổi nhằm mục đích hỗ trợ/ giải quyết
những vấn đề của tổ chức. ,628
TD02_Tôi tin những thay đổi sẽ làm cho tổ chức tôi hoạt động
hiệu quả hơn. ,805
TD03_Tôi tin sát nhập tổ chức sẽ giúp công ty đạt được
những mục tiêu trong tương lai. ,862
TD04_Tơi hài lịng với những nổ lực thay đổi trong tổ chức. ,808
TD05_Nỗ lực thay đổi là phù hợp với chiến lược của tổ chức ,778
TD06_Tơi sẽ hỗ trợ và làm hết mình cho sự sát nhập của tổ
chức. ,788
Giá trị Eigen 3,663
Phương sai trích 61,058
Phương pháp trích: Principal Component Analysis.
Kết quả phân tích nhân tố cho thấy các biến độc lập và biến phụ thuộc trong mơ hình nghiên cứu đều đạt giá trị hội tụ và giá trị phân biệt chấp nhận được. Như vậy, thơng qua việc phân tích nhân tố khám phá EFA, tác giả đã xác định được các nhân tố rút trích được từ các biến trong mơ hình đều đạt yêu cầu. Tuy nhiên phân tích EFA chỉ khám phá được các nhân tố nhưng chưa cho biết được sự quan trọng của từng nhân tố. Để hiểu rõ được điều này tác giả đi vào phân tích hồi quy ở bước tiếp theo.
4.4 Phân tích hồi quy tuyến tính
Sau khi các thang đo được kiểm định, tác giả tiến hành bước phân tích dữ liệu để chuẩn bị phân tích hồi qui cho mơ hình nghiên cứu. Giá trị của các biến độc lập và phụ thuộc trong phân tích hồi qui là giá trị trung bình của các biến quan sát trong từng thang đo.
4.4.1 Phân tích hồi quy
Từ kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA), các giả thuyết cần được kiểm định lại bằng phương pháp hồi quy. Phương pháp thực hiện hồi quy là đưa vào lần lượt
(Enter). Để đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình, hệ số R2 (R Square) thường được
sử dụng, hệ số xác định R2 được chứng minh là hàm không giảm theo số biến độc lập
được đưa vào mơ hình, tuy nhiên khơng phải phương trình càng có nhiều biến sẽ càng
phù hợp hơn với dữ liệu, R2 có khuynh hướng là một yếu tố lạc quan của thước đo sự
phù hợp của mơ hình đối với dữ liệu trong trường hợp có 1 biến giải thích trong mơ
hình. Như vậy, trong hồi quy tuyến tính bội thường dùng hệ số R2 điều chỉnh để đánh
giá độ phù hợp của mơ hình vì nó không thổi phồng mức độ phù hợp của mơ hình. Ngồi ra, hiện tượng tương quan giữa các phần dư được kiểm tra bằng hệ số Durbin – Watson(1< Durbin-Watson < 3 ) và không có hiện tượng đa cộng tuyến bằng hệ số phóng đại phương sai VIF (VIF < 2). Bên cạnh đó, hệ số Beta chuẩn hố được dùng để đánh giá mức độ quan trọng của từng yếu tố (Hoàng Trọng & Mộng Ngọc, 2008).
Bảng 4.8 Bảng tóm tắt kết quả mơ hình hồi quy Tóm tắt mơ hình Tóm tắt mơ hình Mơ hình R R bình phương R bình phương hiệu chỉnh Sai số chuẩn của dự báo Durbin- Watson 1 ,629a ,395 ,388 ,41427 1,672
Nguồn: Số liệu điều tra 2014, chiết suất từ SPSS
Về độ thích hợp của mơ hình, hệ số R2 hiệu chỉnh là 0,388, đồng nghĩa là 38,8%
sự biến thiên của biến thái độ của nhân viên đối với sự thay đổi tổ chức được giải thích bởi các biến độc lập trong mơ hình.
Bảng 4.9 Bảng kiểm định sự phù hợp của mơ hình
ANOVAa Mơ hình Tổng bình phương Độ lệch chuẩn Trung bình bình phương F Mức ý nghĩa Sig. 1 Hồi quy 28,501 3 9,500 55,357 ,000b Phần dư 43,591 254 ,172 Tổng 72,093 257 a. Biến phụ thuộc: TD b. Biến dự báo: (Hằng số), HT, GK, HL
Nguồn: Số liệu điều tra 2014, chiết suất từ SPSS
Bảng 4.10 Các hệ số của phương trình hồi quy
Coefficientsa
Mơ hình
Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa
t Sig.
Đa cộng tuyến B
Sai số
chuẩn Beta Tolerance VIF
1 (Hằng số) 1,681 ,203 8,265 ,000
HL ,281 ,051 ,311 5,482 ,000 ,741 1,350
GK ,019 ,046 ,022 ,412 ,680 ,804 1,244
HT ,306 ,043 ,408 7,078 ,000 ,718 1,393
a. Biến phụ thuộc: TD
Kết quả phân tích ANOVA cho thấy kiểm định F = 55,357 có mức ý nghĩa sig = 0,000 < 0,05. Điều này chứng tỏ 3 biến độc lập trên được sử dụng trong mơ hình là hồn tồn phù hợp. Đồng thời, kết quả cho thấy hệ số phóng đại phương sai (VIF) nhỏ hơn 2. Do vậy, khơng có xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa 3 biến độc lập trong mơ hình hồi quy này. Hệ số Durbin-Watson đạt 1,672 đạt yêu cầu (1< Durbin-Watson<3) khơng có hiện tượng tương quan giữa các phần dư.
Kết quả phân tích hồi quy đã chỉ ra rằng biến hài lịng cơng việc và hỗ trợ từ cấp trên có tác động cùng chiều vào thái độ của nhân viên đối với sự thay đổi tổ chức với trọng số hồi qui beta của hai biến này đều có sig. < 0,05, trong đó biến hỗ trợ từ cấp trên có tác động nhiều hơn. Biến gắn kết tổ chức tuy khơng có ý nghĩa thống kê vì sig > 0,05 (sig. = 0,68), nhưng xét về mặt tương quan thì có tồn tại sự tương quan thuận giữa yếu tố gắn kết tổ chức với thái độ của nhân viên đối với sự thay đổi. Như vậy, mức độ giải thích của biến gắn kết tổ chức đã bị che khuất bởi hai biến hài lịng cơng việc và hỗ trợ từ cấp trên.
Kết quả giá trị VIF < 2, cho thấy sự đa cộng tuyến rất thấp. Cho nên, mơ hình đạt u cầu. Phương trình hồi quy dạng chuẩn hóa theo phương pháp Enter về thái độ của nhân viên đối với sự thay đổi tổ chức là
Thái độ của nhân viên đối với sự thay đổi tổ chức = 0,311 × hài lịng cơng việc đối với thay đổi tổ chức (*) + 0,022× gắn kết với tổ chức + 0,408× hỗ trợ từ cấp trên (*) Với (*): Sig < 0,01 (tác động có ý nghĩa)
4.4.2 Kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Giả thuyết 1: Hài lịng cơng việc đối với thay đổi tổ chức và thái độ đối với
thay đổi tổ chức
Giả thuyết thứ nhất phát biểu rằng “Hài lịng cơng việc đối với thay đổi tổ chức có tác động tích cực đến thái độ đối với thay đổi tổ chức của nhân viên”. Theo kết quả hồi quy, hài lịng cơng việc đối với thay đổi tổ chức là chỉ số dự báo có ý nghĩa của thái
độ đối với thay đổi tổ chức của nhân viên (β =0,311; sig < 0,01). Nói cách khác, hài lịng cơng việc đối với thay đổi tổ chức là một yếu tố quan trọng ảnh hưởng lên thái độ đối với thay đổi tổ chức của nhân viên. Giả thuyết H1 được chấp nhận.
Hài lịng cơng việc làm cho con người cảm thấy an tâm cống hiến, chú trọng đến công việc và cố gắng chứng minh giá trị của mình nhiều hơn. Do đó, đây là một trong những yếu tố tác động lớn đến thái độ đối với sự thay đổi tổ chức.
Giả thuyết 2: Gắn kết tổ chức và thái độ đối với thay đổi tổ chức
Giả thuyết thứ hai phát biểu rằng “Gắn kết tổ chức có tác động tích cực đến thái độ đối với thay đổi tổ chức của nhân viên”. Kết quả kiểm định đã chỉ ra rằng phương trình hồi quy của thái độ của nhân viên đối với thay đổi tổ chức không phụ thuộc vào gắn kết tổ chức (β =0,022; sig > 0,05), do đó giả thuyết H2 bị bác bỏ.
Mặc dù có mối tương quan giữa hai yếu tố gắn kết tổ chức và thái độ của nhân viên đối với thay đổi tổ chức, nhưng dường như chưa đủ tạo nên sự gắn kết thực sự của nhân viên đối với tổ chức, do đó yếu tố này chưa tác động nhiều đến thái độ của nhân viên đối với sự thay đổi tổ chức.
Giả thuyết 3: Hỗ trợ từ cấp trên và thái độ đối với thay đổi tổ chức
Giả thuyết thứ ba phát biểu rằng “Hỗ trợ từ cấp trên có tác động tích cực đến thái độ đối với thay đổi tổ chức của nhân viên”. Theo kết quả hồi quy, hỗ trợ từ cấp trên là chỉ số dự báo có ý nghĩa của thái độ đối với thay đổi tổ chức của nhân viên (β =0,408; sig < 0,01). Nói cách khác, hỗ trợ từ cấp trên là một yếu tố quan trọng ảnh hưởng lên thái độ đối với thay đổi tổ chức của nhân viên. Giả thuyết H3 được chấp nhận.
Vai trị của cấp trên có thể đóng góp, động viên, cơng nhận, tư vấn và hỗ trợ cho nhân viên để thực hiện mục tiêu của tổ chức, từ đó tạo nên thái độ tích cực đối với sự thay đổi của tổ chức.
Bảng 4.11: Tóm tắt kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu Giả
thuyết
Kết quả Chi tiết Phép
thống kê
Mức ý nghĩa
H1 Chấp
nhận
Hài lịng cơng việc đối với thay đổi tổ chức có tác động tích cực đến thái độ của nhân viên đối với sự thay đổi tổ chức
Hồi quy (enter)
sig < 0,01
H2 Bác bỏ Mức độ gắn kết tổ chức có tác động tích
cực đến thái độ của nhân viên đối với sự thay đổi tổ chức. Hồi quy (enter) sig > 0,05 H3 Chấp nhận Mức độ hỗ trợ của cấp trên có tác động tích cực thái độ của nhân viên đối với sự thay đổi tổ chức.