4 .2Đánh giá sơ bộ thang đo
4.3. Phân tích nhân tố khám phá (EFA)
Sau khi thực hiện đánh giá sơ bộ thang đo, nghiên cứu tiếp tục thực hiện phân tích nhân tố EFA. Khi phân tích nhân tố khám phá, các nhà nghiên cứu thường quan tâm đến một số tiêu chuẩn.
- Thứ nhất hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) >= 0.5 với mức ý nghĩa kiểm định Bartlett <=0.05.
- Thứ hai, hệ số tải nhân tố (factor loading) > 0.5.
- Thứ ba, thang đo được chấp nhận khi tổng phương sai trích >= 50% và Eigenvalue có giá trị >= 1.
- Thứ tư là khác biệt hệ số tải nhân tố cao nhất của một biến quan sát trên nhân tố mà nó đo lường so với các nhân tố còn lại phải cao chênh lệch >= 0.3 để đảm bảo gía trị phân biệt giữa các nhân tố (nghĩa là phải tải mạnh lên nhân tố mà biến đó đo lường)
Khi phân tích EFA đối với thang đo giao tiếp nội bộ và thang đo sự gắn kết nhân viên của Tower Perrin, phương pháp Phân tích mơ hình thành phần chính (PCA) với phép xoay trục giao Varimax và tiêu chí điểm dừng khi trích các yếu tố có Eigenvalue > 1 được sử dụng để diễn giải kết quả của EFA.
4.3.1. Phân tích nhân tố khám phá thang đo giao tiếp nội bộ trong tổ chức.
của thang đo thành phần giao tiếp nội bộ tiếp tục được đưa vào kiểm định EFA.
Kết quả phân tích EFA sơ bộ với phép xoay Varimax ở bảng 4.5 cho thấy biến CL6 (“Anh/Chị được thông báo cách tốt nhất để đạt mục tiêu trong cơng việc”) có hệ số tải cao nhất trên nhân tố Chất lượng thông tin < 0.5. Như vậy biến này vi phạm điều kiện thứ ba (có hệ số tải cao nhất <= 0.5)
Bảng 4.5: Kiểm định KMO và Barlett cho thang đo giao tiếp nội bộ Hệ số KMO trong kiểm định Bartlett cho thang đo giao tiếp nội bộ
Hệ số kiểm định sự tương hợp của mẫu (Kaiser-Meyer-Olkin) 0.846
Kiểm định Bartlett Chi-Square 3,245.016
Số bậc tự do (df) 300
Bảng 4.6: Kết quả phân tích EFA cho thang đo giao tiếp nội bộ
Ma trận xoay nhân tố đã hiệu chỉnh (đã loại biến CL6) cho thang đo giao tiếp nội bộ
Biến quan sát Các nhân tố trích được
1 2 3 4 5 GT1 0.04 0.87 0.00 0.22 0.02 GT2 0.00 0.74 0.09 0.16 0.02 GT3 0.03 0.77 0.03 0.07 0.06 GT4 0.02 0.61 -0.04 0.21 0.09 GT5 -0.01 0.69 0.05 0.08 0.05 GT6 -0.02 0.87 0.02 0.10 0.01 GT7 0.06 0.75 -0.01 0.00 -0.03 CL1 0.91 0.03 0.10 -0.02 0.02 CL2 0.63 -0.03 0.09 -0.03 -0.08 CL3 0.83 0.03 0.14 -0.05 0.01 CL4 0.71 -0.07 -0.12 0.03 -0.07 CL5 0.72 0.05 0.00 -0.05 0.02 CL7 0.74 0.01 -0.01 0.06 0.03 CL8 0.83 0.04 0.05 0.02 0.03 CL9 0.80 0.09 0.00 0.05 -0.02 CM1 0.08 -0.08 0.86 0.07 -0.01 CM2 0.10 0.10 0.82 0.05 -0.05 CM3 -0.05 0.06 0.81 -0.05 0.03 CM4 0.05 0.03 0.88 0.02 -0.03 CH1 0.02 0.27 0.04 0.89 0.01 CH2 -0.03 0.22 0.01 0.90 0.01 CH3 0.01 0.23 0.04 0.90 0.06 TC1 0.03 0.06 0.04 0.04 0.83 TC2 -0.03 0.11 -0.08 0.04 0.86 TC3 -0.05 0.00 -0.01 -0.01 0.80 Eigenvalues 5.23 4.73 2.86 2.05 1.88 Phương sai trích (%) 19.39 17.09 11.76 10.34 8.45 Alpha 0.885 0.883 0.870 0.926 0.780
Từ kết quả kiểm định EFA (Bảng 4.6) ta thấy có 25 biến đạt yêu cầu và được trích thành 5 nhân tố như sau:
. Nhóm nhân tố 1: Gồm 7 biến quan sát của thành phần Giao tiếp cấp trên-cấp dưới (GT1, GT2, GT3, GT4, GT5, GT6, GT7 ) nên tên gọi là Giao tiếp cấp trên-cấp dưới, ký hiệu là GIAOTIEP
. Nhóm nhân tố 2: Gồm 8 biến quan sát của thành phần Chất lượng thông tin (CL1, CL2, CL3, CL4, CL5, CL7, CL8, CL9) nên tên gọi là Chất lượng thơng tin, ký hiệu là CHATLUONG
. Nhóm nhân tố 3: Gồm 4 biến quan sát của thành phần Cởi mở với cấp trên (CM1, CM2, CM3, CM4) nên tên gọi là Cởi mở với cấp trên, ký hiện là COIMO
. Nhóm nhân tố 4: Gồm 3 biến quan sát của thành phần Cơ hội giao tiếp hướng lên (CH1, CH2, CH3) nên tên gọi là Cơ hội giao tiếp hướng lên, ký hiện COHOI
. Nhóm nhân tố 5: Gồm 3 biến quan sát của thành phần Sự tin cậy thông tin (TC1, TC2, TC3) nên tên gọi là Sự tin cậy thông tin, ký hiện TINCAY.
4.3.2 Phân tích nhân tố khám phá thang đo sự gắn kết nhân viên
Sau khi kiểm định thang đo bằng cơng cụ Cronbach’s Alpha thì 9 biến quan sát của 2 thang đo thành phần của sự gắn kết tiếp tục đưa vào kiểm định EFA. Kết quả phân tích nhân tố cho thấy hệ số KMO là 0.778 ( >0.5 ), Sig = 0.000 ( < 0.05); tổng phương sai trích là 63.039% > 50%; hệ số tải nhân tố > 0.5; sự khác biệt về hệ số tải nhân tố giữa các yếu tố đều lớn hơn 0.3. Kết quả này chỉ ra rằng các biến quan sát trong tổng thể có mối tương quan với nhau và phân tích nhân tố là thích hợp với dữ liệu.
Bảng 4.7: Kiểm định KMO và Barlett của thang đo sự gắn kết nhân viên Hệ số KMO trong kiểm định Bartlett cho thang đo sự gắn kết nhân viên
Hệ số kiểm định sự tương hợp của mẫu (Kaiser-Meyer-Olkin) 0.778
Kiểm định Bartlett Chi-Square 998.434
Số bậc tự do (df) 36
Mức ý nghĩa (Sig.) 0.000
Bảng 4.8: Kết quả phân tích EFA cho thang đo sự gắn kết nhân viên
Ma trận xoay nhân tố cho thang đo sự gắn kết nhân viên
Các nhân tố trích được 1 2 TN1 0.892 0.242 TN2 0.673 0.102 TN3 0.568 0.252 TN4 0.764 0.018 TN5 0.717 0.135 NT1 0.389 0.787 NT2 0.116 0.891 NT3 0.034 0.834 NT4 0.182 0.738 Eigenvalues 3.949 1.725 Phương sai trích (%) 31.858 31.180 Alpha 0.764 0.843
Từ kết quả kiểm định EFA (Bảng 4.8) ta thấy cả 9 biến đều đạt yêu cầu và được trích thành 2 nhân tố như sau:
(TN1, TN2, TN3, TN4, TN5 ), ký hiệu là TUNGUYEN
. Nhóm nhân tố 2: Gồm 4 biến quan sát của thành phần sự gắn kết cảm xúc ( NT1, NT2, NT3, NT4) , ký hiệu là NHANTHUC
Như vậy, các kết quả thu được từ độ tin cậy Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA ở trên cho thấy các thang đo các khái niệm nghiên cứu đều đạt yêu cầu về giá trị và độ tin cậy.
Bảng 4.9: Tóm tắt kết quả phân tích
Thang đo Thành phần Số biến
quan sát Alpha
Phương sai
trích (%) Đánh giá
Giao tiếp nội bộ
1- Giao tiếp cấp trên – cấp
dưới 7 0.885
67.03 Đạt yêu cầu 2- Chất lượng thông tin 8 0.883
3- Cởi mở với cấp trên 4 0.870 4- Cơ hội giao tiếp hướng
lên 3 0.926
5- Độ tin cậy của thông tin 3 0.780 Sự gắn kết nhân viên 1- Gắn kết tự nguyện 5 0.764 63.039 Đạt yêu cầu 2- Gắn kết nhận thức 4 0.843
4.4 Phân tích hồi quy tuyến tính
Sau khi kiềm định Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA, thang đo giao tiếp nội bộ gồm có 5 thành phần: Giao tiếp cấp trên–cấp dưới, chất lượng thông tin, cởi mở với cấp trên, cơ hội giao tiếp hướng lên và sự tin cậy thông tin với 25 biến quan sát. Thang đo sự gắn kết nhân viên trong tổ chức gồm 2 thành phần gắn kết tự nguyện và sự gắn kết nhận thức với 9 biến quan sát. Các biến quan sát trong từng thành phần của mơ hình nghiên cứu điều chỉnh sẽ được cộng trung bình lại và được ký
hiệu thành các biến mới.
4.4.1 Mơ hình hồi quy
Dựa trên các nguyên tắc phân tích hồi quy tuyến tính bội và kiểm định các giả định của mơ hình ta sẽ xem xét tác động của 5 biến GIAOTIEP, CHATLUONG, COIMO, COHOI, TINCAY lên các biến TUNGUYEN, NHANTHUC thông qua các mơ hình hồi quy tuyến tính sau:
Mơ hình hồi quy 1: Xem xét tác động của các biến thành phần của giao tiếp nội
bộ đến biến thành phần gắn kết tự nguyện (TUNGUYEN). Trong đó :
- Biến phụ thuộc : là biến TUNGUYEN
- Biến độc lập: là các biến GIAOTIEP, CHATLUONG, COIMO, COHOI, TINCAY
Mơ hình hồi quy được thiết lập như sau:
TUNGUYEN = β0 + β1GIAOTIEP + β2 CHATLUONG + β3COIMO + β4COHOI + β5TINCAY
Mơ hình hồi quy 2: Xem xét tác động của các biến thành phần của giao tiếp nội bộ đến biến thành phần gắn kết nhận thức (NHANTHUC). Trong đó:
- Biến phụ thuộc : là biến NHANTHUC
- Biến độc lập: là các biến GIAOTIEP, CHATLUONG, COIMO, COHOI, TINCAY
Mơ hình hồi quy được thiết lập như sau:
NHANTHUC = β0 + β1GIAOTIEP + β2 CHATLUONG + β3COIMO + β4COHOI + β5TINCAY
4.4.2 Kiểm chứng các giả định của mơ hình hồi quy
Phân tích hồi quy khơng chỉ là việc mô tả các dữ liệu quan sát. Từ các kết quả quan sát trong mẫu, ta phải suy rộng kết luận cho mối liên hệ giữa các biến trong tổng thể. Sự chấp nhận hồi quy không thể tách rời các giả định cần thiết của mơ hình hồi
quy.
Nếu các giả định bị vi phạm, thì các kết quả ước lượng sẽ khơng cịn đáng tin cậy. Vì thế, để đảm bảo sự diễn dịch từ kết quả hồi quy của mẫu cho tổng thể có giá trị, trong phần này, ta tiến hành kiểm định các giả định của hàm hồi quy tuyến tính cổ điển bao gồm các giả định sau:
- Khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập. Các hệ số phóng đại của phương sai VIF nhỏ hơn 2, chứng tỏ rằng mơ hình hồi quy không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. (Theo Hồng Trọng (2008), khi VIF vượt q 10 đó là dấu hiệu đa cộng tuyến; Theo Nguyễn Đình Thọ (2011), khi VIF > 2 cần cẩn trọng trong diễn giải các trọng số hồi quy. )
- Phương sai của phân phối phần dư là không đổi. Biểu đồ tần số P-P với các chấm phân tán sát với đường chéo. Quan sát đồ thị phân tán , phần dư phân tán ngẫu nhiên xung quanh đường đi qua tung độ 0 chứ khơng tạo nên hình dạng nào. Như vậy, giả định phương sai không đổi của mơ hình hồi quy khơng bị vi phạm.
- Các phần dư có phân phối chuẩn. Quan sát biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa khơng vi phạm có hình chng
4.4.2 Phân tích ảnh hưởng và so sánh mức độ tác động của các thành phần giao tiếp
nội bộ đến sự gắn kết tự nguyện
Phần này sẽ trình bày các kết quả nhằm đánh giá ảnh hưởng của giao tiếp nội bộ đến sự gắn kết tự nguyện. Kết quả phân tích hồi quy được trình bày qua các bảng 4.10, bảng 4.11, bảng 4.12 và xem thêm phụ lục 8.
Bảng 4.10: Kiểm định tính phù hợp của mơ hình tác động của các biến thành
phần của giao tiếp nội bộ đến biến thành phần gắn kết tự nguyện ANOVAb Mơ hình Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. Hồi quy 41.391 5 8.278 29.251 0.000 Phần dư' 63.958 226 0.283 Tổng 105.349 231
Biến độc lập: COHOI, COIMO, CHATLUONG, TINCAY, GIAOTIEP Biến phụ thuộc : TUNGUYEN
Bảng 4.11 Tóm tắt mơ hình hồi quy tác động của các biến thành phần của
giao tiếp nội bộ đến biến thành phần gắn kết tự nguyện
Mơ hình R R bình
phương
R bình phương điều chỉnh
Sai số chuẩn của dự báo
0.627 0.393 0.379 0.532
Biến độc lập: COHOI, COIMO, CHATLUONG, TINCAY, GIAOTIEP Biến phụ thuộc : TUNGUYEN
Bảng 4.12: Hệ số hồi quy mơ hình tác động của các biến thành phần của giao tiếp nội bộ đến biến thành phần gắn kết tự nguyện
Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Dung sai VIF (Hằng số) 0.768 0.203 3.783 0.0002 GIAOTIEP 0.242 0.040 0.341 5.971 0.0000 0.825 1.212 TINCAY 0.196 0.036 0.288 5.514 0.0000 0.988 1.013 CHATLUONG 0.120 0.032 0.194 3.707 0.0003 0.983 1.018 COIMO 0.059 0.032 0.097 1.853 0.0652 0.985 1.015 COHOI 0.111 0.030 0.213 3.740 0.0002 0.831 1.204
Biến phụ thuộc: TUNGUYEN
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 không. Đặt giả thuyết H0 là β0 = β1 = β2 = β3 = β4 = β5 = 0. Trong bảng thống kê Anova ( bảng 4.10) ta thấy giá trị sig = 0.000 (<5%), nên cho phép ta có thể bác bỏ giả thuyết H0. Điều này có ý nghĩa là các biến độc lập trong mơ hình tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc tức là sự kết hợp của các biến độc lập có thể giải thích được sự thay đồi của biến phụ thuộc.
Trong bảng tóm tắt mơ hình (bảng 4.11) ta thấy hệ số R2 đã hiệu chỉnh bằng 0.379 (37.9%) nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với dữ liệu 37.9%, hay nói khác hơn là 37.9% sự khác biệt trong giao tiếp nội bộ.
Các hệ số phóng đại của phương sai VIF (bảng 4.12) đều nhỏ hơn 2, chứng tỏ rằng mơ hình hồi quy khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
phối chuẩn là không vi phạm. Biểu đồ tần số P-P (phụ lục 8) cũng cho thấy kết luận tương tự, với các chấm phân tán sát với đường chéo. Quan sát đồ thị phân tán (phụ lục
8) ta thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên xung quanh đường đi qua tung độ 0 chứ khơng
tạo nên hình dạng nào. Như vậy, giả định phương sai khơng đổi của mơ hình hồi quy khơng bị vi phạm.
Các kiểm định ở trên, cho thấy các giả định của hàm hồi quy tuyến tính khơng bị vi phạm và mơ hình hồi quy đã xây dựng là phù hợp với tổng thể. Từ bảng hệ số hồi quy (bảng 4.12) chúng ta nhận thấy trong 5 biến tác động đưa vào mơ hình phân tích hồi quy tuyến tính có 4 biến tác động có mối quan hệ tuyến tính với biến gắn kết tự nguyện (TUNGUYEN). Đó là các biến : giao tiếp cấp trên – cấp dưới (GIAOTIEP) với .Sig = 0.00 (<5%) , chất lượng thông tin (CHATLUONG) với .Sig = 0.0003 (<5%), cơ hội giao tiếp hướng lên (COHOI) với .Sig = 0.0002 (<5%), sự tin cậy thông tin (TINCAY) với .Sig = 0.00 (<5%). Các quan hệ tuyến tính này đều là quan hệ tuyến tính dương. Biến COIMO có ý nghĩa thống kê ở mức độ 90% vì sig nhỏ hơn 10%.
Phân tích hồi quy cho ta phương trình hồi quy tuyến tính đã chuẩn hóa sau : TUNGUYEN = 0.341*GIAOTIEP + 0.194* CHATLUONG + 0.213*COHOI + 0.288*TINCAY + 0.097*COIMO
Hệ số Beta của 4 của yếu tố GIAOTIEP, CHATLUONG, COHOI, TINCAY, COIMO đều dương nên giả thuyết H1-1, H2-1, H3-1, H4-1, H5-1 được chấp nhận. Nếu so sánh mức độ tác động thì yếu tố Giao tiếp cấp trên-cấp dưới tác động mạnh nhất đến sự gắn kết tự nguyện, kế đến là yếu tố Tin cậy thông tin, và cuối cùng là yếu tố Chất lượng thơng tin
4.4.3 Phân tích ảnh hưởng và so sánh mức độ tác động của các thành phần giao tiếp
nội bộ đến sự gắn kết nhận thức
Phần này sẽ trình bày các kết quả nhằm đánh giá ảnh hưởng của giao tiếp nội bộ đến sự gắn kết nhận thức. Kết quả phân tích hồi quy được trình bày qua các bảng 4.13, bảng 4.14, bảng 4.15 và xem thêm ở phụ lục 8
Bảng 4.13: Kiểm định tính phù hợp của mơ hình hồi quy tác động của các thành phần giao tiếp nội bộ đến sự gắn kết nhận thức
ANOVAb Mơ hình Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. Hồi quy 94.561 5 18.912 49.567 0.000 Phần dư' 86.230 226 0.382 Tổng 180.791 231
Biến độc lập: COHOI, COIMO, CHATLUONG, TINCAY, GIAOTIEP Biến phụ thuộc : NHAN THUC
Bảng 4.14: Tóm tắt mơ hình hồi quy tác động của các thành phần giao tiếp nội bộ
đến sự gắn kết nhận thức
Mơ hình R R bình
phương
R bình phương điều
chỉnh Sai số chuẩn của dự báo
0.723 0.523 0.512 0.618
Biến độc lập: COHOI, COIMO, CHATLUONG, TINCAY, GIAOTIEP Biến phụ thuộc : NHANTHUC
Bảng 4.15: Hệ số hồi quy mơ hình tác động của các thành phần giao tiếp nội bộ đến sự gắn kết nhận thức Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Dung sai VIF (Hằng số) -0.333 0.236 -1.414 0.158853 GIAOTIEP 0.180 0.047 0.193 3.820 0.000172 0.825 1.212 TINCAY 0.191 0.041 0.213 4.618 0.000007 0.988 1.013 CHATLUONG 0.207 0.038 0.255 5.505 0.000000 0.983 1.018 COIMO 0.268 0.037 0.335 7.241 0.000000 0.985 1.015 COHOI 0.261 0.035 0.380 7.531 0.000000 0.831 1.204
Biến phụ thuộc: NHAN THUC
Tương tự mơ hình tác động của các thành phần giao tiếp nội bộ đến sự gắn kết tự nguyện, ta thấy:
Trong bảng tóm tắt mơ hình (bảng 4.14) ta thấy hệ số R2 đã hiệu chỉnh bằng 0.512