IA IS-IC IM JS EL D HSTQ Pearson 1 Sig. (2-tailed) IA N 338 HSTQ Pearson .668** 1 Sig. (2-tailed) .000 IS-IC N 338 338 HSTQ Pearson .521** .538** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 IM N 338 338 338 HSTQ Pearson .619** .558** .382** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 JS N 338 338 338 338 HSTQ Pearson .531** .482** .391** .781** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 EL N 338 338 338 338 338 HSTQ Pearson .340** .316** .267** .413** .325** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 D N 338 338 338 338 338 338
**. Tương quan với mức ý nghĩa 0.01 (2-tailed). D: biến giả giới tính lãnh đạo.
51
Xét mối tương quan giữa các biến ta thấy có sự tồn tại tương quan giữa các biến độc lập IA, IS-IC, IM, D với các biến phụ thuộc JS, EL và hệ số tương quan dao động từ 0.325 đến 0.619; biến JS và EL có hệ số tương quan đạt 0.781. Tất cả đều đạt với
mức ý nghĩa 0.01. Điều này có thể kết luận rằng các biến độc lập này có thể đưa vào mơ hình hồi quy bội để giải thích cho các biến phụ thuộc JS, EL. Đồng thời kết quả cũng cho thấy mối tương quan giữa các biến độc lập dao động từ 0.267 đến 0.668 với mức ý nghĩa 0.01. Vậy trong tổng thể, với mức ý nghĩa 1%, tồn tại mối tương quan giữa các biến độc lập với nhau. Nghiên cứu có các mơ hình hồi quy sau: Mơ hình thứ 1: Đánh giá ảnh hưởng của lãnh đạo tạo sự thay đổi đến sự thỏa mãn
của nhân viên. Nhân tố IA, IS-IC, IM là biến độc lập; nhân tố JS là biến phụ thuộc.
0 1 2( ) 3
JS = β +β IA+β IS−IC +β IM
Mơ hình thứ 2: Đánh giá ảnh hưởng của lãnh đạo tạo sự thay đổi đến lòng trung
thành, sự thỏa mãn đến lòng trung thành với sự thỏa mãn là biến trung gian. Thành phần IA, IS-IC, IM, là các biến độc lập, JS là biến trung gian, EL là biến phụ thuộc.
0 1 2( ) 3 4
EL=β β+ IA+β IS−IC +β IM +β JS
Mơ hình thứ 3: Đánh giá ảnh hưởng của lãnh đạo tạo sự thay đổi đến lòng trung
thành của nhân viên. Với IA, IS-IC, IM là các biến độc lập, EL là biến phụ thuộc.
0 1 2( ) 3
EL= β +β IA+β IS −IC +β IM
Mơ hình thứ 4: Đánh giá ảnh hưởng giới tính lãnh đạo đến sự thỏa mãn. Trong đó,
IA, IS-IC, IM, D là biến độc lập, JS là biến phụ thuộc. Với D là biến giả (vì D là biến định tính), quy ước D = 0 nếu lãnh đạo là nữ, D = 1 nếu lãnh đạo là nam.
0 1 2( ) 3 4
52
Mơ hình thứ 5: Đánh giá ảnh hưởng giới tính lãnh đạo đến lịng trung thành. Trong
đó, IA, IS-IC, IM, D là biến độc lập, EL là biến phụ thuộc. Với D là biến giả (vì D
là biến định tính), quy ước D = 0 nếu lãnh đạo là nữ, D = 1 nếu lãnh đạo là nam.
0 1 2( ) 3 4
EL=β β+ IA+β IS −IC +β IM +β D
4.1.1. Đánh giá ảnh hưởng của lãnh đạo tạo sự thay đổi đến sự thỏa mãn
của nhân viên – mơ hình thứ 1 4.1.1.1. Xây dựng mơ hình
Mơ hình phân tích JS =β β0+ 1IA+β2(IS−IC)+β3IM . Sử dụng phần mềm SPSS 17. xây dựng, đánh giá ảnh hưởng của lãnh đạo tạo sự thay đổi đến sự thỏa mãn.
Trong đó, nhân tố IA, IS-IC, IM là biến độc lập, JS là biến phụ thuộc. Kết quả trình
bày trong phụ lục C – kết quả phân tích mơ hình hồi quy thứ 1.
Kết quả hệ số xác định điều chỉnh (R2 điều chỉnh) đạt 0.416 (Phụ lục C - Bảng tóm tắt mơ hình 1). Mơ hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức 41.6% hay 41.6% biến thiên của biến phụ thuộc sự thỏa mãn đối với cơng việc có thể được giải thích bởi sự biến thiên từ các biến độc lập hấp dẫn bằng phẩm chất
(IA), kích thích sự thơng minh-quan tâm cá nhân (IS-IC) và truyền cảm hứng (IM).
Kiểm định F với giả thuyết Ho: βi trong mơ hình đồng thời bằng 0 (Ho:βi =0) với mức ý nghĩa sig = 0.000 (rất nhỏ) nên nghiên cứu an toàn khi bác bỏ giả thuyết H0. Vậy mơ hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tổng thể (Phụ lục C -
Bảng phân tích ANOVA 1).
Kiểm định ý nghĩa của hệ số độ dốc bằng thống kê t. Giả thuyết Ho:βi =0. Kết quả sig của β β1, 2 rất nhỏ nên nghiên cứu an toàn khi bác bỏ giả thuyết H0, trừ mức ý nghĩa của tung độ gốc và IM đạt sig >0.05, nên tung độ gốc và IM khơng có ý nghĩa giá trị thống kê (Phụ lục C - Bảng trọng số hồi quy 1).
53
Mơ hình hồi quy thứ 1 viết lại theo hệ số chưa chuẩn hóa:
0.498 0.308 ( )
JS = ∗ +IA ∗ IS−IC hay
Sự thỏa mãn = 0.498*(Hấp dẫn bằng phẩm chất) + 0.308*(Kích thích sự thông minh-Quan tâm cá nhân). Vậy:
Trong điều kiện yếu tố IS-IC (kích thích sự thơng minh-quan tâm cá nhân)
không đổi, yếu tố IA (hấp dẫn bằng phẩm chất) tăng 1 đơn vị theo thang đo Likert thì JS (sự thỏa mãn) của nhân viên tăng lên 0.498 đơn vị theo thang đo Likert. Và
giả thuyết:
H1a: Lãnh đạo hấp dẫn bằng phẩm chất tác động dương đến sự thỏa mãn của
nhân viên: CHẤP NHẬN.
Trong điều kiện yếu tố IA (hấp dẫn bằng thuộc tính) khơng đổi, nếu yếu tố
IS-IC (kích thích sự thơng minh-quan tâm cá nhân) tăng 1 đơn vị theo thang đo
Likert thì JS (sự thỏa mãn) tăng lên 0.308 đơn vị theo thang đo Likert. Và giả
thuyết:
H1b: Lãnh đạo kích thích sự thơng minh-Quan tâm cá nhân tác động dương đến sự thỏa mãn của nhân viên: CHẤP NHẬN.
Vì giá trị β3 có sig = 0.759>0.05 (Phụ lục C - Bảng trọng số hồi quy 1), nên IM chưa có ý nghĩa giá trị thống kê. Vậy giả thuyết H1c: Lãnh đạo truyền cảm hứng
tác động dương đến sự thỏa mãn của nhân viên: KHÔNG CHẤP NHẬN.
Mơ hình hồi quy thứ 1 được viết theo hệ số chuẩn hóa:
0.440 0.256 ( )
JS = ∗ +IA ∗ IS−IC . Vậy:
Ảnh hưởng của IA là 0.440 mạnh hơn ảnh hưởng của IS-IC là 0.256 đến sự thỏa
54
yếu tố IA tăng 1 đơn vị độ lệch chuẩn thì JS tăng lên 0.440 đơn vị độ lệch chuẩn, và giả thuyết H1a được chấp nhận; trong điều kiện yếu tố IA không đổi, yếu tố IS-IC
tăng 1 đơn vị độ lệch chuẩn thì JS tăng lên 0.256 đơn vị độ lệch chuẩn, và giả thuyết H1b được chấp nhận; giá trị β3 có sig = 0.759>0.05, nên IM chưa có ý nghĩa giá trị thống kê và giả thuyết H1c không được chấp nhận.
4.1.1.2. Kiểm tra các giả định
Phương sai của phần dư khơng đổi và quan hệ tuyến tính: nghiên cứu sử dụng đồ
thị phân tán Scatterplot của phần dư đã được chuẩn hóa (Standardized residual) và giá trị dự đốn đã được chuẩn hóa (Standardized predicted value). Quan sát đồ thị,
ta thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên quanh trục 0 (Phụ lục C - Đồ thị phân tán Scatterplot 1) tức là quanh giá trị trung bình của phần dư trong một phạm vi khơng
đổi. Điều này có nghĩa là phương sai của phần dư không đổi và tồn tại quan hệ
tuyến tính giữa JS với các biến độc lập.
Các phần dư có phân phối chuẩn: các biểu đồ tần số Histogram, P-P Plot của phần
dư đã chuẩn hóa sẽ kiểm tra giả định này. Từ biểu đồ tần số Histogram của phần dư
đã được chuẩn hóa, cho thấy phân phối của phần dư xấp xỉ chuẩn (Mean=0, Std.
Dev = 0,996) (Phụ lục C - Biểu đồ tần số Histogram của phần dư chuẩn hóa 1). Và biểu đồ tần số P-P Plot cũng cho ta thấy các điểm quan sát phân tán xung quanh đường kỳ vọng (Phụ lục C - Biểu đồ tần số P-P Plot của phần dư chuẩn hóa 1). Điều
này dẫn đến kết luận rằng giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Giả định về tính độc lập của các phần dư: kiểm định Durbin-Watson (D) cho ta biết
điều này. Nếu 1<D<3 thì các phần dư khơng có tương quan; 0<D<1 các phần dư
tương quan dương; và 3<D<4 các phần dư tương quan âm. Kết quả cho thấy giá trị D = 2.043 (Phụ lục C – Bảng tóm tắt mơ hình 1). Vậy các phần dư khơng có tương quan với nhau hay giả định về tính độc lập của các phần dư không bị vi phạm.
55
Giả định khơng có mối tương quan giữa các biến độc lập: tức kiểm tra hiện tượng
đa cộng tuyến. Hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra thì độ chấp nhận của biến
(Tolerance) sẽ rất nhỏ hoặc hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation
Factor) sẽ lớn (theo Hồng & Chu 2005, 2008 thì VIF>5 xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến; theo Nguyễn 2011 thì VIF>2 xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến). Kết quả cho thấy độ chấp nhận của biến lớn, nhỏ nhất đạt 0.517 và hệ số VIF nhỏ, lớn nhất đạt 1.985<2 (Phụ lục C – Bảng trọng số hồi quy 1). Vậy không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình hồi quy bội.
Kết luận mơ hình hồi quy thứ 1: phù hợp với tập dữ liệu, phù hợp với tổng thể, các
hệ số độ dốc β β1, 2 có ý nghĩa thống kê, khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập, không vi phạm giả định tuyến tính, giả định của phần dư như
phương sai không đổi, phân phối chuẩn, và độc lập. Chấp nhận giả thuyết H1a, H1b
nhưng không chấp nhận giả thuyết H1c .
4.1.2. Đánh giá ảnh hưởng của lãnh đạo tạo sự thay đổi, sự thỏa mãn đến
lòng trung thành của nhân viên – mơ hình thứ 2 4.1.2.1. Xây dựng mơ hình
Mơ hình EL=β β0+ 1IA+β2(IS−IC)+β3IM +β4JS. Đây là mơ hình hồi quy bội
với yếu tố JS đóng vai trị là biến trung gian giữa các thành phần của biến lãnh đạo tạo sự thay đổi và lòng trung thành. Kết quả cho thấy, R2 điều chỉnh đạt 0.616 (Phụ lục C – Bảng tóm tắt mơ hình 2). Vậy mơ hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức 61,6%. Kiểm định F đạt sig = 0.000 rất nhỏ (Phụ lục C – Bảng phân tích ANOVA 2) nên mơ hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tổng thể. Kiểm định ý nghĩa của hệ số độ dốc bằng thống kê t có β β3, 4 đạt sig nhỏ, cịn β β β0, 1, 2 có sig rất lớn (Phụ lục C – Bảng trọng số hồi quy 2) nên giá trị tung độ gốc, IA, IS-IC sẽ khơng có ý nghĩa giá trị thống kê trong mơ hình.
56
Khi xem sự thỏa mãn (JS) là biến trung gian giữa các yếu tố của lãnh đạo tạo sự
thay đổi (IA, IS-IC, IM) và lòng trung thành (EL) nghiên cứu thấy rằng:
- Các yếu tố của lãnh đạo tạo sự thay đổi có ảnh hưởng mạnh đến sự thỏa mãn
(mơ hình hồi quy thứ 1).
- Sự thỏa mãn ảnh hưởng mạnh đến lòng trung thành (0.723).
- Sự hiện diện của biến sự thỏa mãn (biến trung gian) trong mơ hình hồi quy thứ 2
đã làm giảm mối quan hệ giữa biến lãnh đạo (biến độc lập) và biến phụ thuộc
(lòng trung thành) so với kết quả trong mơ hình hồi quy 3. Và các hệ số hồi quy này giảm xuống khá mạnh từ 0.346 (IA), 0.194 (IS-IC), 0.106 (IM) trong mơ hình hồi quy thứ 3 (Phụ lục C – Bảng trọng số hồi quy 3) xuống 0.028 (IA), 0.009 (IS-IC), 0.095 (IM) trong mơ hình hồi quy thứ 2, và sig của các thành tố IA, IS-IC rất lớn (Phụ lục C – Bảng trọng số hồi quy 2).
Vậy ta có thể kết luận rằng quan hệ giữa biến độc lập (lãnh đạo) và biến phụ thuộc (lòng trung thành) là mối quan hệ gián tiếp và biến trung gian (sự thỏa mãn) có thể
được xem là biến trung gian toàn phần.
Kiểm định sự phù hợp của mơ hình Path với hệ số phù hợp tổng hợp 2
M R : 2 2 2 1 2 1 (1 )(1 ) 1 (1 0.421)(1 0.621) 0.780559 M R = − −R −R = − − − =
Vậy mơ hình Path đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức 78,056%. Mơ hình được viết lại theo hệ số chưa chuẩn hóa:
0.116 0.691*
EL= ∗IM+ JS hay
Lịng trung thành = 0.116*(Truyền cảm hứng)+ 0.691*(Sự thỏa mãn).
Trong điều kiện yếu tố IM không đổi, khi JS tăng 1 đơn vị theo thang đo Likert thì EL tăng 0.691 đơn vị theo thang đo Likert. Và giả thuyết:
57
H3: Sự thỏa mãn có tác động cùng chiều đến lòng trung thành: CHẤP NHẬN.
Mơ hình được viết lại theo hệ số chuẩn hóa:
0.095 0.723*
EL= ∗IM + JS hay
Lòng trung thành = 0.095*(Truyền cảm hứng)+ 0.723*(Sự thỏa mãn).
Ảnh hưởng của JS là 0.723 mạnh hơn rất nhiều so với ảnh hưởng của IM là 0.095 đến EL. Trong điều kiện IM không đổi, khi JS tăng 1 đơn vị độ lệch chuẩn thì EL
tăng lên 0.723 đơn vị độ lệch chuẩn, và chấp nhận giả thuyết H3.
4.1.2.2. Kiểm tra các giả định
Đồ thị phân tán Scatterplot cho thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên quanh trục 0
(Phụ lục C - Đồ thị phân tán Scatterplot 2) nên phương sai của phần dư không đổi
và tồn tại quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập. Biểu đồ tần
số Histogram cho thấy phân phối của phần dư xấp xỉ chuẩn (Mean=0, Std. Dev = 0,994) (Phụ lục C - Biểu đồ tần số Histogram của phần dư chuẩn hóa 2), cịn P-P
Plot cũng cho ta thấy các điểm quan sát phân tán xung quanh đường kỳ vọng (Phụ
lục C - Biểu đồ tần số P-P Plot của phần dư chuẩn hóa 2) vậy các phần dư có phân
phối chuẩn. Kiểm định Durbin-Watson với giá trị D = 1.805 (Phụ lục C – Bảng tóm
tắt mơ hình 2), nên giả định về tính độc lập của các phần dư khơng bị vi phạm. Độ chấp nhận của biến nhỏ nhất đạt 0.441 và hệ số VIF của các biến có ý nghĩa trong mơ hình lớn nhất đạt 1.727<2 (Phụ lục C – Bảng trọng số hồi quy 2) nên khơng có hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình hồi quy này.
Kết luận mơ hình hồi quy thứ 2: phù hợp với tập dữ liệu, phù hợp với tổng thể,
khơng vi phạm giả định tuyến tính, giả định của phần dư như phương sai không đổi,
phân phối chuẩn, và độc lập. Sự thỏa mãn (JS) là biến trung gian toàn phần giữa
các yếu tố của lãnh đạo tạo sự thay đổi và lòng trung thành (EL). Và giả thuyết H3
58
4.1.3. Đánh giá ảnh hưởng của lãnh đạo tạo sự thay đổi đến lòng trung
thành của nhân viên – mơ hình thứ 3 4.1.3.1. Xây dựng mơ hình
Mơ hình phân tích EL=β β0+ 1IA+β2(IS−IC)+β3IM . Kết quả R2 điều chỉnh đạt 0.313 (Phụ lục C – Bảng tóm tắt mơ hình 3). Vậy mơ hình hồi quy tuyến tính đã
xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức 31.3%. Kiểm định F với giả thuyết Ho:
i
β trong mơ hình đồng thời bằng 0 (Ho:βi =0) đạt sig = 0.000 rất nhỏ (Phụ lục C – Bảng phân tích ANOVA 3) nên nghiên cứu an tồn khi bác bỏ giả thuyết H0. Vậy mơ hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tổng thể. Kiểm định ý nghĩa hệ số độ dốc bằng thống kê t với giả thuyết Ho:βi =0 đạt sig của β β β0, 1, 2 nhỏ nên nghiên cứu an toàn khi bác bỏ giả thuyết H0, riêng β3 đạt sig =0.057>0.05 (Phụ lục C – Bảng trọng số hồi quy 3), nên IM có ý nghĩa giá trị thống kê ở mức 0.057 hay
độ tin cậy đạt gần 95%.
Viết lại mơ hình hồi quy thứ 3 theo hệ số chưa chuẩn hóa:
0.412 0.374 0.223 ( ) 0.130
EL= + ∗ +IA ∗ IS−IC + ∗IM hay
Lòng trung thành = 0.412 + 0.374*(Hấp dẫn bằng phẩm chất) + 0.223*(Kích thích sự thơng minh-Quan tâm cá nhân) + 0.130*(Truyền cảm hứng). Vậy:
Trong điều kiện yếu tố IS-IC và IM không đổi, khi yếu tố IA tăng 1 đơn vị
theo thang đo Likert thì EL tăng 0.374 đơn vị theo thang đo Likert. Và giả thuyết:
H2a: Lãnh đạo hấp dẫn bằng thuộc tính tác động dương đến lòng trung thành
của nhân viên đối với tổ chức: CHẤP NHẬN.
Trong điều kiện yếu tố IA và IM không đổi, khi yếu tố IS-IC tăng 1 đơn vị
59
H2b: Lãnh đạo kích thích sự thơng minh-Quan tâm cá nhân tác động dương đến lòng trung thành của nhân viên đối với tổ chức: CHẤP NHẬN.
Trong điều kiện yếu tố IA và IS-IC không đổi, khi yếu tố IM tăng 1 đơn vị
theo thang đo Likert thì EL tăng 0.130 đơn vị theo thang đo Likert với mức ý nghĩa
đạt 0.057. Và giả thuyết:
H2c: Lãnh đạo truyền cảm hứng tác động dương đến lòng trung thành của nhân viên đối với tổ chức: CHẤP NHẬN với mức ý nghĩa 0.057.
Viết lại mơ hình hồi quy thứ 3 theo hệ số chuẩn hóa:
0.346 0.194 ( ) 0.106
EL= ∗ +IA ∗ IS−IC + ∗IM . Vậy:
Yếu tố IA ảnh hưởng mạnh nhất (0.346), kế đến là yếu tố IS-IC (0.194) và sau cùng là yếu tố IM (0.106) đến lòng trung thành đối với tổ chức của nhân viên. Trong điều