TB thang đo nếu loại biến
P.sai thang đo nếu loại biến
Tương quan biến – tổng Alpha nếu loại biến EL1 8.47 7.220 .680 .759 EL2 8.41 7.195 .663 .766 EL3 8.08 6.970 .789 .709 EL4 7.39 8.322 .466 .854
3.4. KIỂM ĐỊNH THANG ĐO BẰNG PHÂN TÍCH NHÂN TỐ KHÁM PHÁ
(EFA)
Phân tích nhân tố khám phá (EFA), nghiên cứu quan tâm các tiêu chuẩn sau:
Thứ nhất, hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) ≥ 0.5 với mức ý nghĩa của kiểm định
Bartlett ≤ 0.05. Bartlett’s test kiểm tra H0: các biến khơng có tương quan với nhau trong tổng thể (Kaiser 1974, theo Nguyễn 2011; Hoàng & Chu 2005, 2008).
Thứ hai, hệ số tải nhân tố (Factor loading) > 0.45. Đây là chỉ tiêu đảm bảo mức ý
nghĩa thiết thực của EFA (Ensuring practical signficance). Hệ số tải nhân tố >0.3
được xem là đạt mức tối thiểu; >0.4 được xem là quan trọng; >0.5 được xem là có ý
nghĩa thực tiễn. Nếu chọn hệ số tải nhân tố >0.3 thì cỡ mẫu ít nhất là 350 (Hair & ctg, 1998:111). Nguyễn (2006) cho rằng hệ số tải nhân tố >0.45, nếu các biến quan sát nào có hệ số tải nhân tố ≤0.45 sẽ bị loại. Xét kích thước mẫu (338 bản), nghiên cứu loại các biến có hệ số tải nhân tố ≤0.45.
Thứ ba, sự khác biệt giữa hệ số tải nhân tố của một biến lên các nhân tố phải >0.2
43
Thứ tư, tổng phương sai trích đạt ≥ 50% và eigenvalue > 1 thì thang đo mới được
chấp nhận (Hoàng & Chu 2005, 2008; Nguyễn 2011).
Nghiên cứu tiến hành phân tích nhân tố khám phá (EFA) với thang đo lãnh đạo tạo sự thay đổi, sự thỏa mãn và lòng trung thành bằng phương pháp trích Principal
components, phép quay Varimax và trích các yếu tố có Eigenvalue lớn hơn 1.
3.4.1. EFA thang đo lãnh đạo tạo sự thay đổi
• Bartlett’s test kiểm tra giả thuyết H0: các biến khơng có tương quan với nhau trong tổng thể đạt mức ý nghĩa .000 (sig =.000), và hệ số KMO=.921 nên phù
hợp để tiến hành phân tích nhân tố EFA.
• Biến IC2 có hệ số tải nhân tố (Factor loading) đạt 0.411<0.45 nên bị loại. • Các biến IB4, IC4, IC3, lần lượt bị loại do có hệ số tải nhân tố của nó với các
nhân tố khác < 0.2 nên không đảm bảo được sự phân biệt giữa các nhân tố và bị loại (nghiên cứu sẽ loại dần từng biến một theo trật tự các biến có hệ số tải nhân tố lớn nhất mà không đạt nhất sẽ bị loại ra đầu tiên, sự phân biệt của biến với
các nhân tố là ít nhất sẽ bị loại đầu tiên).
• Tổng phương sai trích 3 nhân tố là 56.739% nên đạt yêu cầu (Phụ lục EFA-1). Phân tích EFA của thang đo MLQ với 20 biến đầu vào, phân tích thành 3 nhân tố
với 16 biến trích trong từng nhóm phù hợp, loại 4 biến. Nghiên cứu tính lại Cronbach Alpha cho 3 nhân tố trên (Phụ lục Cronbach Alpha lần 2) và EFA hiệu chỉnh lại thang đo MLQ sau cùng của 16 biến với hệ số KMO=0.905, Bartlett’s test
đạt mức ý nghĩa .000 (sig=0.000), hệ số tải nhân tố của các biến đều >0.45, sự khác
biệt giữa hệ số tải nhân tố của các biến cùng trích trên các nhân tố >0.2 và tổng phương sai trích là 59.932% (Phụ lục EFA-2). Tổng hợp kết quả trong bảng 3.7
44
Bảng 3.8: Bảng tổng hợp kết quả EFA-2 và Cronbach Alpha lần 2 của thang
đo lãnh đạo tạo sự thay đổi
Nhân tố Biến quan sát 1 2 3 IS3 .819 IS2 .817 IS4 .783 IC1 .636 IS1 .549 IM2 .470 IA3 .781 IA2 .754 IA1 .745 IA4 .602 IB3 .599 IM3 .829 IM4 .776 IM1 .711 IB1 .567 IB2 .531 Cronbach Alpha 0.864 0.83 0.787 Initial Eigenvalues 3.415 3.346 2.829 % Phương sai trích 21.343 20.910 17.679 Tổng phương sai 59.932%
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization. a. Rotation Converged 5 it erations.
3.4.2. EFA thang đo sự thỏa mãn
Bartlett’s test kiểm tra giả thuyết H0: các biến khơng có tương quan với nhau trong tổng thể đạt mức ý nghĩa .000 (sig =.000) và số KMO=.887 nên phù hợp để tiến
hành phân tích EFA. Các biến được trích thành 1 nhân tố với hệ số tải nhân tố nhỏ nhất đạt 0.865, tổng phương sai trích là 79.685% nên đạt yêu cầu. Tổng hợp kết quả trong bảng 3.8 (Phụ lục EFA-3).
45
Bảng 3.9: Kết quả EFA của thang đo sự thỏa mãn
Nhân tố Biến quan sát 1 JS3 .924 JS4 .908 JS2 .887 JS1 .879 JS5 .865 Cronbach Alpha 0.935 Initial Eigenvalues 3.984 % Phương sai trích 79.685 Tổng phương sai 79.685% 3.4.3. EFA thang đo lòng trung thành
Bartlett’s test kiểm tra H0: các biến khơng có tương quan với nhau trong tổng thể có
sig =.000; KMO=.742 nên phù hợp tiến hành phân tích EFA. Các biến được trích
thành 1 nhân tố với hệ số tải nhân tố nhỏ nhất đạt 0.654, tổng phương sai trích là 65.927% nên đạt yêu cầu. Kết quả được trình bày trong bảng 3.9 (Phụ lục EFA-4).
Bảng 3.10: Kết quả EFA của thang đo lòng trung thành
Nhân tố Biến quan sát 1 EL3 .900 EL1 .839 EL2 .834 EL4 .654 Cronbach Alpha 0.821 Initial Eigenvalues 2.637 % Phương sai trích 65.927 Tổng phương sai 65.927%
46
3.4.4. Điều chỉnh mơ hình
Kiểm định sơ bộ thang đo, thực hiện EFA, kiểm định chính thức lại độ tin cậy của thang đo lãnh đạo. Nghiên cứu có mơ hình điều chỉnh sau (hình 3.2) (hình 3.3).
Hình 3.2: Mơ hình nghiên cứu điều chỉnh từ mơ hình (1)
Hình 3.3: Mơ hình nghiên cứu điều chỉnh từ mơ hình (2)
LĐ hấp dẫn bằng phẩm chất (IA)
LĐ kích thích sự thông minh-quan tâm cá nhân (IS-IC)
LĐ truyền cảm hứng (IM) Sự thỏa mãn (JS) LĐ hấp dẫn bằng phẩm chất (IA) LĐ kích thích sự thơng minh-quan tâm cá nhân (IS-IC)
LĐ truyền cảm hứng (IM)
Lòng trung thành (EL)
47
Mơ hình nghiên cứu được điều chỉnh nên các giả thuyết cũng được điều chỉnh theo: Nhóm giả thuyết ảnh hưởng của lãnh đạo tạo sự thay đổi đến sự thỏa mãn và lòng trung thành của nhân viên được điều chỉnh như sau:
H1a: Lãnh đạo hấp dẫn bằng phẩm chất tác động dương đến sự thỏa mãn đối với công việc của nhân viên.
H1b: Lãnh đạo kích thích sự thơng minh-quan tâm cá nhân tác động dương đến sự thỏa mãn đối với công việc của nhân viên.
H1c: Lãnh đạo truyền cảm hứng tác động dương đến sự thỏa mãn đối với công việc của nhân viên.
H2a: Lãnh đạo hấp dẫn bằng phẩm chất tác động dương đến lòng trung thành đối với tổ chức của nhân viên.
H2b: Lãnh đạo kích thích sự thơng minh-quan tâm cá nhân tác động dương đến lòng trung thành đối với tổ chức của nhân viên.
H2c: Lãnh đạo truyền cảm hứng tác động dương đến lòng trung thành đối với tổ chức của nhân viên.
Giữ nguyên H3: Sự thỏa mãn có tác động cùng chiều đến lịng trung thành. Nhóm giả thuyết ảnh hưởng giới tính lãnh đạo đến sự thỏa mãn và lòng trung thành của nhân viên được điều chỉnh như sau:
H4a: Với yếu tố hấp dẫn bằng phẩm chất, lãnh đạo nữ tác động mạnh hơn đến sự thỏa mãn của nhân viên so với lãnh đạo nam.
H4b: Với yếu tố kích thích sự thơng minh-quan tâm cá nhân, lãnh đạo nữ tác động mạnh hơn đến sự thỏa mãn của nhân viên so với lãnh đạo nam.
48
H4c: Với yếu tố truyền cảm hứng, lãnh đạo nữ tác động mạnh hơn đến sự thỏa mãn của nhân viên so với lãnh đạo nam.
H5a: Với yếu tố hấp dẫn bằng phẩm chất, lãnh đạo nữ tác động mạnh hơn đến lòng trung thành của nhân viên so với lãnh đạo nam.
H5b: Với yếu tố kích thích sự thơng minh-quan tâm cá nhân, lãnh đạo nữ tác động mạnh hơn đến lòng trung thành của nhân viên so với lãnh đạo nam.
H5c: Với yếu tố truyền cảm hứng, lãnh đạo nữ tác động mạnh hơn đến lòng
trung thành của nhân viên so với lãnh đạo nam.
Nhóm giả thuyết khác biệt về sự thỏa mãn và lòng trung thành của nhân viên giữa hình thức sở hữu quốc doanh và ngồi quốc doanh được giữ nguyên.
H5a: Nhân viên trong khu vực quốc doanh có mức độ thỏa mãn đối với công việc cao hơn so với nhân viên trong khu vực ngoài quốc doanh.
H5b: Nhân viên trong khu vực quốc doanh có mức độ trung thành với tổ chức
cao hơn so với nhân viên trong khu vực ngồi quốc doanh. Tóm tắt chương 3:
Chương này trình bày cách thức, phương pháp thực hiện nghiên cứu, chọn mẫu, kiểm định thang đo, điều chỉnh mơ hình và các giả thuyết. Nghiên cứu dùng phương pháp chọn mẫu phi xác suất với kỹ thuật thuận tiện, 500 bản khảo sát đã thu hút 461 người tham gia và có 338 mẫu dùng được cho nghiên cứu. Kiểm định sơ bộ và phân tích nhân tố khám phá (EFA) cho thang đo lãnh đạo tạo sự thay đổi, sự thỏa mãn và lòng trung thành. Kết quả EFA sau cùng, thang đo lãnh đạo tạo sự thay đổi với 16
mục hỏi trích thành 3 nhân tố, thang đo sự thỏa mãn gồm 5 mục hỏi trích thành 1 nhân tố và thang đo lòng trung thành với 4 mục hỏi trích thành 1 nhân tố. Luận văn có các mơ hình nghiên cứu mới với 5 thành phần và 15 giả thuyết.
49
Chương 4
PHÂN TÍCH DỮ LIỆU
Chương 3 trình bày cách thiết kế nghiên cứu; điều chỉnh và kiểm định thang đo; xây dựng mơ hình và các giả thuyết. Chương 4 trình bày cách thức kiểm định mơ hình và kiểm định các giả thuyết.
4.1. PHÂN TÍCH ẢNH HƯỞNG CỦA LÃNH ĐẠO TẠO SỰ THAY ĐỔI
ĐẾN SỰ THỎA MÃN VÀ LÒNG TRUNG THÀNH CỦA NHÂN VIÊN Phân tích mơ hình Path: gồm 2 mơ hình hồi quy bội. (1) phân tích ảnh hưởng của
lãnh đạo tạo sự thay đổi đến sự thỏa mãn; (2) lãnh đạo tạo sự thay đổi đến lòng
trung thành, thỏa mãn đến lòng trung thành với thỏa mãn là biến trung gian. Vậy nghiên cứu sẽ quan tâm đến các vấn đề trong hồi quy bội, hệ số xác định (phù hợp) của mơ hình Path, và các điều kiện của biến trung gian.
Những vấn đề cần quan tâm trong mơ hình hồi quy bội:
- Thứ nhất, trước khi thực hiện hồi quy, ta xem xét mối tương quan tuyến tính giữa tất cả các biến (giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc, và giữa các biến
độc lập với nhau), để thấy được mức độ liên hệ chặt chẽ giữa các biến.
- Thứ hai, kiểm định sự phù hợp của mơ hình hồi quy với tập dữ liệu bằng hệ số xác định điều chỉnh (R2 điều chỉnh), hệ số này đo lường tỷ lệ phần trăm của biến thiên được giải thích trong biến phụ thuộc mà có tính tới mối liên hệ giữa cỡ
mẫu và số biến độc lập trong mơ hình hồi quy bội, nên tránh được việc thổi
phồng khả năng giải thích cho biến phụ thuộc của mơ hình; kiểm định sự phù
hợp của mơ hình tổng thể bằng thống kê F.
- Thứ ba, kiểm định mức ý nghĩa của các hệ số riêng phần bằng thống kê t.
- Thứ tư, kiểm định việc vi phạm các giả định (giả định liên hệ tuyến tính, các giả định của phần dư: phương sai không đổi, phân phối chuẩn, độc lập và giả định
50
khơng có mối tương quan giữa các biến độc lập) vì nếu vi phạm các giả định thì
các kết quả ước lượng sẽ khơng đáng tin cậy nữa (Hồng & Chu 2005, 2008). - Thứ năm, xác định tầm quan trọng của các biến trong mơ hình.
Hệ số phù hợp tổng hợp 2
M
R của mơ hình Path: 2 2 2
1 2
1 (1 )(1 )
M
R = − −R −R (Pedhazur 1982 – theo Nguyễn 2011:555). Trong đó, 2 2
1, 2
R R là hệ số xác định của mơ hình hồi quy (1) và mơ hình hồi quy (2).
Điều kiện biến trung gian: biến độc lập giải thích được biến thiên của biến trung
gian; biến trung gian giải thích được biến thiên của biến phụ thuộc; sự hiện diện của biến trung gian sẽ làm giảm mối quan hệ giữa biến độc lập và biến phụ thuộc.
Bảng 4.1: Ma trận hệ số tương quan giữa các biến
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 mô 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