CHƢƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.3 Đo lƣờng ảnh hƣởng của các biến độc lập và biến phụ thuộc
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.
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN
Giới thiệu
Chương này trình bày tĩm tắt các nội dung, kết quả và kết luận về nghiên cứu. Dựa trên cơ sở lý thuyết, sau khi sử dụng các phương pháp nghiên cứu định tính và định lượng, kết quả phân tích hồi quy đưa ra phương trình hồi quy thể hiện mối quan hệ giữa các thành phần trong mơ hình nhà lãnh đạo lý tưởng và sự thỏa mãn trong cơng việc của nhân viên.
Phần này trình bày 4 nội dung: (1) Tĩm tắt nội dung nghiên cứu, (2) Tĩm tắt kết quả nghiên cứu, (3) Nhận xét, kết luận và giải pháp hồn thiện, (4) Hạn chế của đề tài và hướng đề xuất cho các nghiên cứu tiếp theo.
5.1 Tĩm tắt nội dung nghiên cứu
Để kiểm định mơ hình nhà lãnh đạo lý tưởng trong ngành truyền thơng tại TP.Hồ Chí Minh, đề tài trước tiên so sánh sự khác biệt giữa lãnh đạo và quản lý. Dựa vào việc phân biệt giữa nhà lãnh đạo tường minh và nhà lãnh đạo lý tưởng, đề tài tiếp tục làm rõ cho khái niệm nhà lãnh đạo lý tưởng được sử dụng trong nghiên cứu này.
Với nhiều nghiên cứu về mơ hình nhà lãnh đạo lý tưởng trên thế giới, đề tài lựa chọn 2 mơ hình tiêu biểu của Offermann và cộng sự (1994) và của Ling và cộng sự (2000) để so sánh. Đề tài chọn mơ hình của Offermann (1994) dùng để kiểm định mơ hình nghiên cứu trong ngành truyền thơng tại TP.Hồ Chí Minh.
Để giải thích biến phụ thuộc của mơ hình, đề tài đã sử dụng các định nghĩa về sự thỏa mãn thành phần và sự thỏa chung trong cơng việc. Đề tài chỉ tập trung kiểm định mơ hình nhà lãnh đạo lý tưởng nên chọn biến phụ thuộc là “sự thỏa chung trong cơng việc của nhân viên” với 5 biến quan sát.
Nghiên cứu được thực hiện qua hai bước:
Nghiên cứu sơ bộ: bằng phương pháp nghiên cứu định tính và định lượng.
nhằm điều chỉnh mơ hình ban đầu cho phù hợp với ngành truyền thơng. Kết quả mơ hình nhà lãnh đạo lý tưởng từ 8 nhân tố cịn lại 7 nhân tố: hấp dẫn, cống hiến, thơng minh, mạnh mẽ, uy tín, nhạy cảm và độc đốn. Thành phần “nam tính” được loại bỏ. Nghiên cứu định lượng sơ bộ bằng kỹ thuật phát bảng câu hỏi phỏng vấn trực tiếp cho 100 người. Kết quả kiểm định độ tin cậy Cronbach Alpha cho thấy các thang đo 7 thành phần trong nghiên cứu định tính đạt độ tin cậy.
Nghiên cứu chính thức: bằng phương pháp định lượng thơng qua việc phát bảng
câu hỏi phỏng vấn cho đối tượng cán bộ nhân viên làm việc trong ngành truyền thơng với n=230. Dữ liệu được thu thập và xử lý qua phần mềm thống kê SPSS 16.0. Sau khi dữ liệu được làm sạch, được đưa vào kiểm tra độ tin cậy Cronbach Alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA để kiểm định sự hội tụ của các biến thành phần khái niệm. Cuối cùng, đề tài thực hiện các bước kiểm định mơ hình nhà lãnh đạo lý tưởng và các giả thuyết nghiên cứu, cũng như phân tích hồi quy để kiểm định mơ hình lý thuyết.
5.2 Tĩm tắt kết quả nghiên cứu
Về thang đo các thành phần khái niệm
Bốn mươi biến thuộc thang đo 7 thành phần trong mơ hình nhà lãnh đạo lý tưởng được kiểm tra độ tin cậy Cronbach Alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA. Trong đĩ, 8 biến gồm “thu hút người khác bằng phong cách bên ngồi” của thành phần “hấp dẫn”, biến “cống hiến hết mình vì cơng việc” của thành phần “cống hiến”, biến “thơng minh” và “cĩ trí tuệ” của thành phần “thơng minh”, biến “dễ xúc động” và “cĩ trái tim nhân hậu” của thành phần nhạy cảm, biến “kiêu ngạo” và “ích kỷ” của thành phần độc đốn bị loại do khác biệt giữa hai nhân tố <0.3. Thang đo các thành phần mơ hình nhà lãnh đạo lý tưởng gồm tổng cộng 31 biến quan sát. Thang đo“sự thỏa mãn trong cơng việc” gồm 5 biến quan sát được giữ nguyên theo kết quả thảo luận nhĩm chuyên gia.
Về mơ hình nghiên cứu
Dựa kết quả nghiên cứu định tính và định lượng, mơ hình nghiên cứu với 07 biến độc lập: uy tín, nhạy cảm, thơng minh, cống hiến, mạnh mẽ, hấp dẫn, độc đốn tác động đến “sự thỏa mãn trong cơng việc của nhân viên”.
Về kết quả nghiên cứu : Mơ hình nghiên cứu đề nghị thể hiện sự tác động
của các thành phần trong mơ hình nhà lãnh đạo lý tưởng đến sự thỏa mãn trong cơng việc của nhân viên. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy, cĩ bốn nhân tố tác động đến sự thỏa mãn cơng việc là “nhạy cảm”, “uy tín”, “thơng minh”, “cống hiến” tương đương với 4 giả thuyết H2, H3, H4, H5 được chấp nhận. Trong đĩ, thứ tự tác động từ cao đến thấp gồm: uy tín, nhạy cảm, thơng minh và cống hiến.
5.3 Nhận xét và kết luận 5.3.1 Nhân tố uy tín 5.3.1 Nhân tố uy tín
Uy tín là thành phần quan trọng nhất cĩ tác động cùng chiều đến sự thỏa mãn trong cơng việc. Theo kết quả thống kê, đây là thành phần được đánh giá cao nhất