Biến quan sát Trung bình
thang đo nếu loại biến
Phƣơng sai thang đo nếu loại biến Tƣơng quan biến-tổng Alpha nếu loại biến Thành phần Hấp dẫn hd: alpha =.801 hd1 12.34 16.653 .600 .760 hd2 12.71 17.035 .612 .752 hd3 12.62 16.542 .678 .720 hd4 12.67 18.347 .572 .771 Thành phần cống hiến ch: alpha=.805 ch1 12.46 17.535 .628 .752 ch2 11.81 18.078 .604 .764 ch3 12.00 17.519 .646 .743 ch4 12.05 18.069 .602 .765 Thành phần Uy tín yt: alpha = .879 yt1 19.47 24.755 .717 .853 yt2 19.25 23.741 .713 .853 yt3 19.24 24.022 .688 .860 yt4 19.31 23.911 .732 .849 yt5 19.37 23.977 .712 .854 Thành phần Nhạy cảm nc: alpha=.925 nc1 24.27 87.248 .621 .925 nc2 24.68 83.000 .776 .913 nc3 24.72 81.843 .808 .910 nc4 24.42 86.416 .674 .921 nc5 25.31 84.567 .724 .917 nc6 24.68 83.153 .753 .915 nc7 25.05 82.760 .799 .911 nc8 24.87 80.916 .809 .910 Thành phần độc đốn cc: alpha=.927 cc1 34.51 111.165 .733 .919 cc2 34.33 105.242 .913 .907 cc3 34.36 105.611 .909 .907 cc4 34.31 105.805 .890 .908
cc6 34.07 116.281 .643 .924
cc7 33.89 115.459 .622 .926
cc8 35.56 122.086 .416 .938
cc9 34.15 115.640 .662 .923
Thành phần thơng minh tm: alpha=.909
tm1 26.73 49.291 .854 .881 tm2 26.62 54.427 .658 .902 tm3 26.73 49.750 .831 .884 tm4 26.74 49.458 .812 .886 tm5 26.80 50.760 .785 .889 tm6 26.51 55.699 .547 .914 tm7 26.77 55.205 .599 .908 Thành phần mạnh mẽ mm: alpha=.814 mm1 10.45 4.440 .641 .769 mm2 10.66 4.293 .635 .777 mm3 10.41 4.301 .723 .687
Thành phần sự thỏa mãn trong cơng việc sas: alpha = .866
sas1 17.44 28.038 .685 .839
sas2 17.76 29.277 .690 .837
sas3 17.07 27.190 .726 .828
sas4 16.86 30.557 .619 .854
sas5 16.74 28.706 .721 .830
Qua kết quả kiểm định độ tin cậy Cronbach Alpha cho thấy các biến thuộc thang đo các thành phần đều đạt độ tin cậy lớn hơn .50, tương quan biến tổng của từng biến quan sát >.30. Vì thế, bốn mươi biến quan sát đều đạt độ tin cậy để sử dụng cho phân tích nhân tố khám phá EFA trong bước tiếp theo.
4.1.2 Phân tích nhân tố khám phá EFA
Kết quả của phương pháp nhân tố được đánh giá qua hệ số KMO, hệ số truyền tải, sự khác biệt giữa hai nhân tố trở lên, Eigenvalue và tổng phương sai trích.
Bảng 4.3: Kết quả ma trận nhân tố với phép quay varimax Nhân tố Thành phần Nhân tố Thành phần 1 2 3 4 5 6 7 cc2 .812 Độc đốn cc3 .789 cc9 .788 cc4 .782 cc7 .748 cc5 .727 cc1 .710 nc7 .813 Nhạy cảm nc8 .804 nc3 .767 nc6 .736 nc2 .720 nc5 .663 tm4 .905 Thơng minh tm3 .894 tm1 .871 tm5 .821 yt1 .781 Uy tín yt5 .771 yt4 .745 yt3 .682 yt2 .659 mm3 .881 Mạnh mẽ mm2 .840 mm1 .825 ch1 .789 Cống hiến ch2 .778 ch3 .651 hd1 .817 Hấp dẫn hd3 .815 hd2 .751 Eigenvalues 11.845 2.445 2.279 2.146 1.634 1.525 1.284 Phương sai trích 74.701
Sau khi đưa 39 biến quan sát vào phân tích Cronbach Alpha, cĩ 8 biến bị loại. Ba mươi hai biến thuộc mơ hình nhà lãnh đạo lý tưởng tiếp tục được đưa vào phân tích nhân tố khám EFA theo tiêu chuẩn Eigenvalue lớn hơn 1 và cĩ 7 nhân tố được rút trích. Hệ số KMO =0.894 > 0.5 nên các biến đều đạt yêu cầu. Tổng phương sai trích đạt 74.7%, tức là 7 nhân tố được rút trích này giải thích được 74.7% biến thiên của dữ liệu và đạt yêu cầu. Với phép quay Varimax, hệ số truyền tải lên các nhân tố đều lớn hơn 0.5 và thỏa điều kiện về phân tích nhân tố. Vì thế, 31 biến quan sát này đều được chấp nhận và tiếp tục được đưa vào phân tích hồi quy bội để xem xét mức độ tác động của biến độc lập đến biến phụ thuộc của mơ hình nghiên cứu.
4.1.3 Đặt tên và giải thích nhân tố
Các biến quan sát sau khi được xử lý và loại bỏ phù hợp, các biến cĩ hệ số truyền tải (factor loading) lớn nằm cùng trong một nhân tố sẽ là các biến giải thích cho chính nhân tố đĩ. Kết quả sau khi phân tích nhân tố, cĩ 07 nhân tố được rút trích và tên các nhân tố được giữ nguyên.
4.2 Mơ hình và giả thuyết điều chỉnh
Với mơ hình ban đầu của Offermann và cộng sự (1994), các khái niệm và thang đo được phân tích trong buổi thảo luận nhĩm tập trung của các chuyên gia là lãnh đạo ngành truyền thơng. 8 thành phần trong mơ hình nhà lãnh đạo lý tưởng được điều chỉnh cịn 7 thành phần, bao gồm : uy tín, nhạy cảm, thơng minh, cống hiến, mạnh mẽ, hấp dẫn và độc đốn. Trong kết quả nghiên cứu định lượng bằng kỹ thuật phát bảng câu hỏi phỏng vấn trực tiếp, các biến đều đạt độ tin cậy theo yêu cầu. Ba mươi hai biến quan sát được rút trích thành 7 nhân tố theo đúng tên và thang đo nháp 2. Dựa vào kết quả phân tích nhân tố, mơ hình và giả thuyết nghiên cứu được giữ nguyên với biến độc lập là bảy thành phần trong mơ hình nhà lãnh đạo lý tưởng tác động đến biến phụ thuộc là “sự thỏa mãn chung trong cơng việc”.
4.3 Đo lƣờng ảnh hƣởng của các biến độc lập và biến phụ thuộc trong mơ hình nghiên cứu nghiên cứu
4.3.1 Kiểm định hệ số tƣơng quan (r) Bảng 4.4 Ma trận hệ số tƣơng quan Bảng 4.4 Ma trận hệ số tƣơng quan SAS CC NC YT HD TM CH MM Pearson Correlation SAS 1.000 CC .529 1.000 NC .625 .626 1.000 YT .652 .601 .584 1.000 HD .277 .267 .372 .255 1.000 TM .508 .445 .472 .432 .233 1.000 CH .497 .409 .488 .449 .340 .321 1.000 MM .041 -.037 -.009 .026 -.027 -.061 .060 1.000
Trước khi phân tích hồi quy, việc kiểm định mối quan hệ tương quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập, giữa các biến độc lập với nhau là điều cần thiết. Hệ số tương quan giữa các biến lớn chứng tỏ mối quan tương quan giữa chúng càng cao và phân tích hồi quy mới phù hợp. Hệ số tương quan Pearson Correlation thể hiện mối quan hệ tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập, cũng như mối quan hệ giữa các biến độc lập với nhau. Gía trị tuyệt đối của hệ số tương quan nằm trong khoảng -1 đến 1. Gía trị này càng gần đến 1 thể hiện mối quan hệ tuyến tính càng cao, /r/ > 0.8 thể hiện mối quan hệ tuyến tính rất mạnh, /r/ <0.2 thể hiện mối tương quan tuyến tính rất yếu hay khơng cĩ tương quan. Theo kết quả phân tích cho thấy, mối quan hệ giữa các biến uy tín, nhạy cảm, thơng minh, cống hiến, mạnh mẽ, hấp dẫn, độc đốn và biến “sự thỏa mãn trong cơng việc của nhân viên” cĩ mối tương quan tương đối chặt chẽ. Trong đĩ, biến uy tín và nhạy cảm cĩ mối tương quan mạnh nhất với sự thỏa mãn (hệ số tương quan pearson đạt 0.652), thấp nhất là thành phần mạnh mẽ với hệ số tương quan peason đạt 0.041. Thành phần mạnh mẽ cĩ hệ số tương quan nhỏ 0.2 nên nĩ khơng cĩ mối tương quan đến biến phụ thuộc. Vì vậy, thành phần này được loại bỏ.
4.3.2 Kiểm định các giả định của mơ hình hồi quy tuyến tính
Trong kỹ thuật phân tích hồi quy, việc kiểm định các giả định là cần thiết cho việc chấp nhận và diễn giải kết quả hồi quy để từ kết quả quan sát được cĩ từ mẫu, ta sẽ cĩ thể kết luận suy rộng ra cho một tổng thể. Nếu việc kiểm định các giả định bị vi phạm thì các kết quả ước lượng của mẫu khơng cịn giá trị. Vì vậy, để kết quả của phân tích cĩ ý nghĩa suy rộng từ mẫu sang tổng thể, đề tài tiếp tục thực hiện bước kiểm định các giả định của mơ hình hồi quy.
Để khơng cĩ hiện tƣợng đa cộng tuyến, ta tiến hành các kiểm định sau
Để thực hiện bước phân tích hồi quy tuyến tính, mơ hình phải đảm bảo khơng cĩ hiện tượng đa cộng tuyến, tức là phải cĩ quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và biến độc lập. Vì “đa cộng tuyến khiến cho đánh giá của chúng ta về tác động của từng biến độc lập lên biến phụ thuộc cĩ thể bị sai lệch” (Hồng Trọng-Chu
Nguyễn Mộng Ngọc, 2008, trang 372).
Kiểm định khơng cĩ hiện tượng đa cộng tuyến được nhận biết qua hệ số tương quan r và hệ số hiệu chỉnh R2
khá nhỏ, hệ số phĩng đại phương sai VIF của các nhân tố từ 1.01 đến 2.1 (<5) nên đạt yêu cầu . Cĩ thể kết luận rằng khơng cĩ hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra.
Bảng 4.5: Kiểm định đa cộng tuyến
Trong các biến trên khơng cĩ hiện tượng đa cộng tuyến vì giá trị VIF nằm trong khoảng nhỏ. Tuy nhiên, ta thấy rằng, trong 6 biến độc lập trên, chỉ cĩ 4 biến là “nhạy cảm”, “uy tín”, “thơng minh” và “cống hiến” cĩ tác động cĩ ý nghĩa thống kê đến “sự thỏa mãn cơng việc”. Hai nhân tố “hấp dẫn” và “độc đốn” khơng cĩ tác động mang ý nghĩa thống kê. Từ đây cũng cĩ thể khẳng định lại rằng hệ số hiệu chỉnh trên chỉ ra rằng 56.1% phương sai của sự thỏa mãn trong cơng việc được giải thích bởi 4 biến “nhạy cảm”, “uy tín”, “thơng minh” và “cống hiến” trong mơ hình nhà lãnh đạo lý tưởng ngành truyền thơng tại TP.Hồ Chí Minh.
Mơ hình
Hệ số hồi qui chưa chuẩn hĩa
Hệ số chuẩn hĩa t Mức ý nghĩa (Sig.) Thống kê đa cộng tuyến B Độ lệch
chuẩn Beta Tolerance VIF
1 (Constant) .267 .300 .890 .375 CC .021 .060 .022 .344 .732 .510 1.961 NC .239 .065 .249 3.678 .000 .468 2.136 YT .377 .069 .346 5.457 .000 .536 1.864 HD -.004 .047 -.005 -.091 .928 .827 1.210 TM .169 .051 .182 3.328 .001 .719 1.390 CH .143 .052 .154 2.760 .006 .690 1.449
Phƣơng sai phần dƣ khơng đổi
Phương sai phần dư thay đổi cĩ thể khơng làm cho hệ số ước lượng hồi quy khơng chênh lệch nhưng kết quả hồi quy khơng phải là đúng nhất vì nĩ chưa phải là kết quả phù hợp nhất. Với điều này làm cho việc kiểm định giả thuyết khơng cịn chất lượng nữa.
Theo đồ thị phân tán Scatterplot (Phụ lục 3, trang GGG), ta thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên xung quanh đường đi qua tung độ 0 và khơng tạo ra một hình dáng cụ thể nào. Vậy, ta cĩ thể khẳng định khơng cĩ hiện tượng phương sai phần dư thay đổi.
Phần dƣ cĩ phân phối chuẩn
Qua biểu đồ Histogram (Phụ lục 3, trang FFF), ta thấy đường cong phân phối chuẩn chồng lên trên biểu đồ tần số và được xem như phần dư phân phối gần chuẩn và giả định phần dư cĩ phân phối chuẩn khơng bị vi phạm.
Hình 4.3 Đồ thị P-P plot
Theo biểu đồ P-P Plot (Phụ lục 3, trang GGG), ta thấy các điểm quan sát phân phối dọc theo đường thẳng kỳ vọng nên cĩ thể khẳng định một lần nữa về giải định phần dư cĩ phân phối chuẩn.
4.4 Phân tích hồi quy bội
Phân tích hồi quy được thực hiện với 06 biến độc lập, bao gồm các biến: hấp dẫn, cống hiến, thơng minh, uy tín, nhạy cảm, độc đốn và một biến phụ thuộc là “sự thỏa mãn trong cơng việc”. Phương pháp enter được dùng để thực hiện phân tích mối quan hệ này. Các biến cĩ mức ý nghĩa < 0.05 thì được chọn. Kết quả mơ hình hồi quy được tĩm tắt qua bảng 4.12:
Bảng 4.6 : Mơ hình tĩm tắt sử dụng phƣơng pháp Enter Model Summaryb Model Summaryb
Mơ
hình R R2 R2 hiệu chỉnh Ứơc lượng độ lệch chẩn Durbin-Watson
1 .749a .561 .548 .88671 1.961
a. Biến độc lập: HD, CH, NC, YT, TM, CC b. Biến phụ thuộc: SAS
Từ kết quả ta thấy rằng hệ số hiệu chỉnh R2=.561 tức là cĩ khoảng 56.1% phương sai “sự thỏa mãn trong cơng việc” được giải thích bởi các biến độc lập. Hằng số B nhỏ, khơng cĩ ý nghĩa thống kê nên ta khơng đưa vào phương trình hồi quy.
Vậy, phương trình hồi quy tuyến tính chuẩn hĩa thể hiện mối quan hệ giữa mức độ thỏa mãn trong cơng việc với các yếu tố của mơ hình nhà lãnh đạo lý tưởng như sau:
Sự thỏa mãn = 0.346 uy tín + 0.249 nhạy cảm + 0.182 thơng minh + 0.154 cống hiến
Hình 4.1 Kết quả hồi quy
Nguồn: tác giả Sự thỏa mãn trong cơng việc Uy tín Nhạy cảm Thơng minh Cống hiến 0.346(Sig=.000) (Sig(sig=0,000) 0.249(Sig=.000) (sig=0,001) 0.182(Sig=.001) (sig=0,000) 0.154(Sig=.006)
Giải thích phƣơng trình hồi quy
1. Khi các điều kiện khác khơng đổi, mức độ đánh giá yếu tố nhạy cảm của nhà lãnh đạo lý tưởng tăng 1 đơn vị lệch chuẩn thì sự thỏa mãn của nhân viên tăng 0.249 đơn vị lệch chuẩn.
2. Khi các điều kiện khác khơng đổi, mức độ đánh giá yếu tố uy tín của nhà lãnh đạo lý tưởng tăng 1 đơn vị lệch chuẩn thì sự thỏa mãn của nhân viên tăng 0.346 đơn vị lệch chuẩn.
3. Khi các điều kiện khác khơng đổi, mức độ đánh giá yếu tố thơng minh của nhà lãnh đạo lý tưởng tăng 1 đơn vị lệch chuẩn thì sự thỏa mãn của nhân viên tăng 0.182 đơn vị lệch chuẩn.
4. Khi các điều kiện khác khơng đổi, mức độ đánh giá yếu tố bản cống hiến của nhà lãnh đạo lý tưởng tăng 1 đơn vị lệch chuẩn thì sự thỏa mãn của nhân viên tăng 0.154 đơn vị lệch chuẩn.
4.5 Kiểm định giả thuyết Giả thuyết H1: Giả thuyết H1:
Hệ số B = -.004, sig. = .928 (>.05) giả thuyết H1 bị loại: Vì vậy, mức độ hấp dẫn của nhà lãnh đạo khơng cĩ mối tương quan với mức độ thỏa mãn chung trong cơng việc theo cảm nhận của CBNV ngành truyền thơng tại TP.Hồ Chí Minh.
Giả thuyết H2:
Với hệ số B = 0.143, sig. = .006, giả thuyết H2 được chấp nhận: Mức độ cống hiến của nhà lãnh đạo tương quan cùng chiều với mức độ thỏa mãn chung trong cơng việc theo cảm nhận của CBNV ngành truyền thơng tại TP.Hồ Chí Minh.
Giả thuyết H3:
Với hệ số B = 0.377, sig = .000, giả thuyết H3 được chấp nhận: Mức độ uy tín của nhà lãnh đạo tương quan cùng chiều với mức độ thỏa mãn chung trong cơng việc theo cảm nhận của CBNV ngành truyền thơng tại TP.Hồ Chí Minh.
Với hệ số B = 0.239, Sig = .000, giả thuyết H4 được chấp nhận: Mức độ nhạy cảm của nhà lãnh đạo tương quan cùng chiều với mức độ thỏa mãn chung trong cơng việc theo cảm nhận của CBNV ngành truyền thơng tại TP.Hồ Chí Minh.
Giả thuyết H5:
Với hệ số B = 0.169, Sig = .001, giả thuyết H5 được chấp nhận: Mức độ thơng minh của nhà lãnh đạo tương quan cùng chiều với mức độ thỏa mãn chung trong cơng việc theo cảm nhận của CBNV ngành truyền thơng tại TP.Hồ Chí Minh.
Giả thuyết H6:
Thành phần mạnh mẽ cĩ hệ số tương quan Pearson Correlation r = 0.041 thể hiện khơng cĩ mối tương quan giữa với thành phần mạnh mẽ và biến phụ thuộc, giả thuyết H6 bị loại. Vì vậy, Mức độ mạnh mẽ của nhà lãnh đạo khơng cĩ mối tương quan với mức độ thỏa mãn chung trong cơng việc theo cảm nhận của CBNV ngành truyền thơng tại TP.Hồ Chí Minh.
Giả thuyết H7:
Hệ số beta = 0.021, Sig = 732, giả thuyết H7 bị loại. Như vậy, mức độ độc đốn của nhà lãnh đạo khơng cĩ mối tương quan với mức độ thỏa mãn chung trong cơng việc theo cảm nhận của CBNV ngành truyền thơng tại TP.Hồ Chí Minh.
Tĩm tắt
Chương này kiểm định thang đo và mơ hình hồi quy tuyến tính. Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA với 39 biến quan sát, 8 biến được loại bỏ, cịn lại 31 biến quan sát thuộc 7 thành phần độc lập. Ba mươi hai biến được chấp nhận và rút trích thành 7 nhân tố gồm : hấp dẫn, cống hiến, uy tín, thơng minh, mạnh mẽ, nhạy cảm và độc đốn. Trong kiểm định hệ số tương quan, hệ số tương quan pearson correlation thể hiện khơng cĩ mối tương quan giữa nhân tố mạnh mẽ và biến phụ thuộc nên thành phần mạnh mẽ bị loại. Phân tích hồi quy thơng qua phần mềm SPSS 16.0 bằng phương pháp Enter, kết quả cho thấy cĩ 4 nhân tố tác động đến “sự thỏa mãn trong cơng việc của nhân viên” là “uy tín”, “cống hiến”, “nhạy cảm” và “thơng minh” cĩ mối tương quan cùng chiều với sự thỏa mãn cơng việc. Điều này tương ứng với các giả thuyết H2, H3, H4, H5 được chấp nhận.