Thang đo TG : Cronbach alpha = 0.802
Biến quan sát Tương quan biến - tổng Cronbach alpha nếu loại biến
TG1 0.551 0.772 TG2 0.546 0.773 TG3 0.584 0.765 TG4 0.675 0.745 TG5 0.457 0.797 TG6 0.553 0.772
Thang đo lãnh đạo (LD) với 4 biến quan sát, có Cronbach alpha là 0.825, đạt yêu cầu. Các hệ số tương quan biến – tổng đều cao, thấp nhất là 0.627. Các hệ số Cronbach alpha nếu loại biến đều thấp hơn 0.825 (xem bảng 4.4). Do đó, các biến quan sát của thang đo này đều được giữ lại cho các phân tích tiếp theo.
Bảng 4. 4: Kết quả Cronbach alpha của thang đo lãnh đạo
Thang đo LD : Cronbach alpha = 0.825
Biến quan sát Tương quan biến - tổng Cronbach alpha nếu loại biến
LD1 0.636 0.785
LD2 0.627 0.791
LD3 0.653 0.778
LD4 0.694 0.76
Thang đo mục tiêu (MT) với 5 biến quan sát, có Cronbach alpha là 0.851, đạt yêu cầu. Các hệ số tương quan biến – tổng đều cao, thấp nhất là 0.618. Các hệ số
Cronbach alpha nếu loại biến đều thấp hơn 0.851 (xem bảng 4.5). Do đó, các biến quan sát của thang đo này đều được giữ lại cho các phân tích tiếp theo.
Bảng 4. 5: Kết quả Cronbach alpha của thang đo mục tiêu
Thang đo MT : Cronbach alpha = 0.851
Biến quan sát Tương quan biến - tổng Cronbach alpha nếu loại biến
MT1 0.69 0.813
MT2 0.692 0.813
MT3 0.708 0.811
MT4 0.627 0.829
MT5 0.618 0.837
Thang đo khả năng thích ứng (KN) với 5 biến quan sát, có Cronbach alpha là 0.823, đạt yêu cầu. Các hệ số tương quan biến – tổng đều cao, thấp nhất là 0.501. Các hệ số Cronbach alpha nếu loại biến đều thấp hơn 0.823 (xem bảng 4.6). Do đó, các biến quan sát của thang đo này đều được giữ lại để cho các phân tích tiếp theo.
Bảng 4. 6: Kết quả Cronbach alpha của thang đo khả năng thích ứng
Thang đo KN : Cronbach alpha = 0.823
Biến quan sát Tương quan biến - tổng Cronbach alpha nếu loại biến
KN1 0.501 0.82
KN2 0.664 0.777
KN3 0.701 0.762
KN4 0.636 0.784
KN5 0.606 0.795
Thang đo phần thưởng và sự công nhận (PT) với 4 biến quan sát, có Cronbach alpha là 0.8, đạt yêu cầu. Các hệ số tương quan biến – tổng đều cao, thấp nhất là 0.542. Các hệ số Cronbach alpha nếu loại biến đều thấp hơn 0.800 (xem bảng 4.7).
41
Do đó, các biến quan sát của thang đo này được giữ lại cho các phân tích tiếp theo.
Bảng 4. 7 : Kết quả Cronbach alpha của thang đo phần thưởng và sự công nhận
Thang đo PT : Cronbach alpha = 0.800
Biến quan sát Tương quan biến - tổng Cronbach alpha nếu loại biến
PT1 0.542 0.783
PT2 0.644 0.738
PT3 0.663 0.725
PT4 0.614 0.752
Thang đo thỏa mãn công việc (TM) với 5 biến quan sát, có Cronbach alpha là 0.767, đạt yêu cầu. Các hệ số tương quan biến – tổng đều cao, thấp nhất là 0.42. Hệ số Cronbach alpha nếu loại biến thấp hơn 0.767 (xem bảng 4.8). Do đó, các biến quan sát của thang đo này đều được giữ lại để cho các phân tích tiếp theo.
Bảng 4. 8 : Kết quả Cronbach alpha của thang đo thỏa mãn công việc
Thang đo TM : Cronbach alpha = 0.767
Biến quan sát Tương quan biến - tổng Cronbach alpha nếu loại biến
TM1 0.606 0.701
TM2 0.42 0.762
TM3 0.657 0.684
TM4 0.575 0.712
TM5 0.442 0.758
Thang đo gắn kết với công ty (GK) với 6 biến quan sát, có Cronbach alpha là 0.865, đạt yêu cầu. Các hệ số tương quan biến – tổng đều cao, thấp nhất là 0.551. Hệ số Cronbach alpha nếu loại biến thấp hơn 0.865 (xem bảng 4.9). Do đó, các biến quan sát của thang đo này đều được giữ lại để phân tích EFA và các phân tích tiếp theo.
Bảng 4. 9: Kết quả Cronbach alpha của thang đo gắn kết với tổ chức
Thang đo GK : Cronbach alpha = 0.865
Biến quan sát Tương quan biến - tổng Cronbach alpha nếu loại biến
GK1 0.551 0.861 GK2 0.604 0.852 GK3 0.544 0.862 GK4 0.73 0.83 GK5 0.754 0.825 GK6 0.78 0.82
4.2.2 Phân tích nhân tố khám phá EFA
Kết quả phân tích EFA được trình bày đầy đủ trong Phụ lục 5
4.2.2.1 Phân tích nhân tố thang đo các thành phần văn hóa
Với giả thuyết Ho đặt ra trong phân tích này là giữa 29 biến quan sát trong tổng thể khơng có mối tương quan với nhau. Kiểm định KMO và Bartlett’s trong phân tích nhân tố cho thấy giả thuyết này bị bác bỏ (sig = 0.000); hệ số KMO là 0.862 (> 0.5). Kết quả này chỉ ra rằng các biến quan sát trong tổng thể có mối tương quan với nhau và phân tích nhân tố (EFA) là thích hợp.
Sau đó, tác giả tiến hành phương pháp trích nhân tố và phương pháp xoay nhân tố. Kết quả phân tích EFA cho thấy với phương pháp trích nhân tố principal component, phép quay Varimax cho phép trích được 6 nhân tố từ 29 biến quan sát tại eigenvalue là 1.134 và phương sai trích được là 60,987% của các biến đo lường ( đạt yêu cầu > 50%).
43
Bảng 4. 10: Kết quả phân tích nhân tố- Thang đo các thành phần văn hóa
Biến quan sát Nhân tố Tên nhân tố
1 2 3 4 5 6 TD1 0.713 Trao đổi thông tin TD2 0.708 TD3 0.745 TD4 0.718 TD5 0.747 TG1 0.711 Tham gia TG2 0.644 TG3 0.685 TG4 0.768 TG5 0.585 TG6 0.733 LD1 0.658 Lãnh đạo LD2 0.792 LD3 0.743 LD4 0.668 MT1 0.787 Mục tiêu MT2 0.82 MT3 0.714 MT4 0.657 MT5 0.627 KN1 0.575 Khả năng thích ứng KN2 0.802 KN3 0.724 KN4 0.736 KN5 0.685 PT1 0.601 Phần thưởng và sự công nhận PT2 0.69 PT3 0.732 PT4 0.69
4.2.2.2 Phân tích nhân tố thang đo sự thỏa mãn công việc
Với giả thuyết Ho đặt ra trong phân tích này là giữa 5 biến quan sát trong tổng thể khơng có mối tương quan với nhau. Kiểm định KMO và Bartlett’s trong phân tích nhân tố cho thấy giả thuyết này bị bác bỏ (sig = 0.000); hệ số KMO là 0.773 (> 0.5). Kết quả này chỉ ra rằng các biến quan sát trong tổng thể có mối tương quan với nhau và phân tích nhân tố (EFA) là thích hợp.
Sau đó, tác giả tiến hành phương pháp trích nhân tố và phương pháp xoay nhân tố. Kết quả phân tích EFA cho thấy với phương pháp trích nhân tố principal component, phép quay Varimax đã trích được một nhân tố duy nhất với 5 biến quan sát tại eigenvalue là 2.615 và phương sai trích được là 52.305% (đạt yêu cầu (> 50%)).
Bảng 4. 11: Kết quả phân tích nhân tố- Thang đo thỏa mãn công việc
Biến quan sát Nhân tố Tên nhân tố
TM1 0.779
Thỏa mãn công việc
TM2 0.618
TM3 0.818
TM4 0.751
TM5 0.627
4.2.2.3 Phân tích nhân tố thang đo sự gắn kết với tổ chức
Với giả thuyết Ho đặt ra trong phân tích này là giữa 5 biến quan sát trong tổng thể khơng có mối tương quan với nhau. Kiểm định KMO và Bartlett’s trong phân tích nhân tố cho thấy giả thuyết này bị bác bỏ (sig = 0.000); hệ số KMO là 0.807 (> 0.5). Kết quả này chỉ ra rằng các biến quan sát trong tổng thể có mối tương quan với nhau và phân tích nhân tố (EFA) là thích hợp.
Sau đó, tác giả tiến hành phương pháp trích nhân tố và phương pháp xoay nhân tố. Kết quả phân tích EFA cho thấy với phương pháp trích nhân tố principal
45
component, phép quay Varimax đã trích được một nhân tố duy nhất với 6 biến quan sát tại eigenvalue là 3.597 và phương sai trích được là 59.90% (đạt yêu cầu (> 50%)).
Bảng 4. 12 : Kết quả phân tích nhân tố- Thang đo sự gắn kết với tổ chức
Biến quan sát Nhân tố Tên nhân tố
GK1 0.673 Gắn kết với tổ chức GK2 0.721 GK3 0.671 GK4 0.831 GK5 0.853 GK6 0.87
4.3 Phân tích hồi quy
4.3.1 Phân tích mơ hình hồi quy 1
Trước hết, tác giả kiểm định mơ hình hồi quy 1, đó là tác động của trao đổi thơng tin (TD), tham gia (TG), lãnh đạo (LD), mục tiêu (MT), khả năng thích ứng (KN), phần thưởng và sự cơng nhận (PT) đến sự thỏa mãn công việc của nhân viên (TM).
Trong mơ hình hồi quy 1, biến phụ thuộc là sự thỏa mãn công việc của nhân viên(TM) và sáu biến độc lập là: trao đổi thông tin (TD), tham gia (TG), lãnh đạo (LD), mục tiêu (MT), khả năng thích ứng (KN), phần thưởng và sự cơng nhận (PT).
4.3.1.1 Xem xét mối tương quan của các biến thành phần
Hệ số tương quan biến phụ thuộc là thỏa mãn công việc của nhân viên và các biến độc lập khác tương đối cao, sơ bộ ta có thể kết luận các biến độc lập này có thể đưa vào mơ hình để giải thích cho biến thỏa mãn cơng việc của nhân viên (xem bảng 4.13)
Bảng 4. 13: Ma trận hệ số tương quan – hồi quy 1 TD TG LD MT KN PT TM TD TG LD MT KN PT TM TD 1 0.476** 0.081 0.033 0.07 0.094 0.102 TG 1 0.032 -0.026 0.088 0.07 0.096 LD 1 0.602** 0.543** 0.649** 0.619** MT 1 0.559** 0.580** 0.607** KN 1 0.522** 0.594** PT 1 0.667** TM 1
4.3.1.2 Phân tích mơ hình hồi quy 1 a/ Kiểm tra các giả định của mơ hình hồi quy 1 a/ Kiểm tra các giả định của mơ hình hồi quy 1
• Giả định liên hệ tuyến tính
Với phần dư trên trục tung và giá trị dự đốn trên trục hồnh, đồ thị phân tán giữa các phần dư và giá trị dự đoán cho thấy các giá trị được phân phối một cách ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đi qua tung độ 0 (xem phụ lục 6 : Phân tích hồi qui 1). Do đó, giả định liên hệ tuyến tính được thỏa mãn.
• Kiểm tra khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập
Hiện tượng đa cộng tuyến khơng có ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mơ hình này với VIF của mỗi biến lớn nhất bằng 2.086 (<10) ( Bảng 4.14). Kết luận khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập với nhau.
47
Bảng 4. 14: Hệ số phương trình – hồi quy 1
Kiểu mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Đa cộng tuyến B Độ lệch chuẩn Beta Độ chấp nhận VIF 1 Hằng số 0.203 0.214 0.952 0.342 TDMEAN 0.01 0.033 0.014 0.317 0.751 0.768 1.302 TGMEAN 0.039 0.037 0.047 1.071 0.285 0.761 1.314 LDMEAN 0.139 0.045 0.168 3.06 0.002 0.479 2.086 MTMEAN 0.195 0.052 0.196 3.724 0 0.523 1.913 KNMEAN 0.208 0.047 0.219 4.432 0 0.595 1.68 PTMEAN 0.303 0.05 0.325 6.065 0 0.503 1.986
• Kiểm tra phương sai của phân phối phần dư là không đổi
Quan sát đồ thị phân tán (phụ lục 6) ta thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên xung quanh đường đi qua tung độ 0 và khơng tạo nên hình dạng nào. Như vậy, giả định phương sai khơng đổi của mơ hình hồi quy khơng bị vi phạm.
• Kiểm tra các phần dư có phân phối chuẩn
Quan sát biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa (phụ lục 6) cho thấy phân phối phần dư có giá trị trung bình mean xấp xỉ bằng 0, độ lệch chuẩn xấp xỉ bằng 1 và biểu đồ Q-Q có các điểm quan sát tập trung sát đường chéo. Do đó, có thể kết luận rằng giá trị phân phối chuẩn của phần dư là khơng vi phạm.
• Kiểm tra khơng có hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư
Từ bảng 4.15, giá trị thống kê Durbin-Watson (d=2.170) nằm trong khoảng từ 1-3
tức là các phần dư độc lập với nhau (phụ lục 6). Do đó, có thể kết luận phần dư khơng có hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư.
Bảng 4. 15: Kiểm định tính độc lập của phần dư – hồi quy 1
Mơ hình R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng Durbin- Watson 1 0.759a 0.576 0.567 0.43885 2.170
Như vậy, tất cả các giả định của mơ hình hồi quy tuyến tính đều thỏa mãn. Tiếp đến là kiểm định về độ phù hợp và kiểm định ý nghĩa của các hệ số hồi quy.
b/ Kiểm tra độ phù hợp của mơ hình và ý nghĩa các hệ số của mơ hình hồi quy
• Kiểm tra sự phù hợp của mơ hình hồi quy:
Bảng 4.15 cho thấy giá trị R2 là 0.576, nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính phù hợp 57,6% với tập dữ liệu mẫu. Nói cách khác, các biến độc lập giải thích được khoảng 57,6% phương sai của biến phụ thuộc.
Bảng 4.16 cho thấy kiểm định F về tính phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính tổng thể. Điều này cho chúng ta biết biến phụ thuộc có tương quan tuyến tính với tồn bộ biến độc lập hay khơng. Trong bảng thống kê Anova (bảng 4.16) ta thấy giá trị sig = 0.000 (< 5%), cho thấy rằng các hệ số hồi quy không đồng thời bằng 0 (xem phụ lục 6 phân tích hồi quy 1). Điều này có ý nghĩa là có mơ hình hồi quy phù hợp.
49
Bảng 4. 16: Kiểm định F- hồi quy 1
Mơ hình Tổng các bình phương Bậc tự do (df) Bình phương trung bình Tỷ số F Mức ý nghĩa (Sig) 1 Biến thiên do hồi quy 76.557 6 12.759 66.251 .000 a Biến thiên do phần dư 56.430 293 .193 Tổng biến thiên 132.987 299
• Kiểm định ý nghĩa các hệ số trong mơ hình hồi quy
Cuối cùng để đảm bảo các biến độc lập đều có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc, nghiên cứu tiến hành kiểm định t. Từ bảng 4.14 cho thấy:
Với giả thuyết Ho là hệ số hồi quy của các biến độc lập bằng 0 với độ tin cậy 95% thì khơng thể bác bỏ Ho của trao đổi thơng tin và sự tham gia do có sig.>0.05. Điều này có nghĩa là trao đổi thơng tin và sự tham gia trong tập dữ liệu phân tích khơng có cơ sở chứng minh mối quan hệ tuyến tính với sự thỏa mãn công việc
Sự thỏa mãn công việc tỉ lệ thuận với phần thưởng và sự công nhận, khả năng thích ứng, mục tiêu và lãnh đạo. Giá trị sig. của các hệ số này đều nhỏ hơn 0.05 cho thấy các hệ số phương trình là có ý nghĩa. Điều này cho thấy sẽ an toàn khi bác bỏ giả thuyết cho rằng hệ số hồi quy riêng của biến phần thưởng và sự công nhận, khả năng thích ứng, mục tiêu và lãnh đạo bằng 0.
c/ Kết quả phân tích hồi quy
Từ bảng 4.14, nghiên cứu chỉ ra có bốn nhân tố đó là lãnh đạo, mục tiêu, khả năng thích ứng, phần thưởng và sự cơng nhận có ảnh hưởng đến sự thỏa mãn cơng việc vì trọng số hồi quy của bốn nhân tố này đều có ý nghĩa thống kê (đều có sig.<0.05 và hệ
số beta dương). Ngồi ra, hai nhân tố trao đổi thơng tin và sự tham gia tác động cùng chiều với sự thỏa mãn cơng việc nhưng khơng có ý nghĩa thống kê (đều có sig.>0.05 và hệ số beta dương).
Tóm lại, bốn nhân tố lãnh đạo, mục tiêu, khả năng thích ứng, phần thưởng và sự cơng nhận có ảnh hưởng tích cực và liên quan mật thiết với sự thỏa mãn công việc của nhân viên. Với phạm vi và đối tượng khảo sát của nghiên cứu, kết quả cho thấy hai thành phần văn hóa trao đổi thơng tin, sự tham gia chưa xác định được tầm ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê lên sự thỏa mãn cơng việc của nhân viên.
Yếu tố có tác động nhiều nhất đến sự thỏa mãn công việc của nhân viên theo thứ tự từ cao xuống thấp là yếu tố phần thưởng và sự công nhận, tiếp theo là khả năng thích ứng, mục tiêu và sau cùng là sự lãnh đạo.
4.3.2 Phân tích mơ hình hồi quy 2
Tiếp theo, tác giả tiến hành xem xét mơ hình hồi quy 2, đó là xem xét tác động của sự thỏa mãn công việc đến sự gắn kết với tổ chức của nhân viên.
4.3.2.1 Xem xét mối tương quan của các biến thành phần
Kết quả phân tích từ bảng 4.17 cho thấy:
Sự gắn kết với tổ chức có hệ số tương quan với sự thỏa mãn công việc là 0.705 cho thấy hai biến định lượng này có mối liên hệ chặt chẽ.
Phép kiểm định tương quan Pearson có giá trị sig<0.01 cũng đã cho thấy các tương quan này phản ánh một hiệp biến thiên thật sự trong tổng thể đám đông chứ không phải ngẫu nhiên trong mẫu khảo sát.
Như vậy, các biến gắn kết với tổ chức và thỏa mãn công việc sẽ được tiếp tục được phân tích hồi quy.
Bảng 4. 17: Ma trận hệ số tương quan- hồi quy 2
Sự thỏa mãn Sự gắn kết
Sự thỏa mãn 1 0.705**