Phân tích mô hình hồi quy

ý gắn kết với khách sạn chiếm từ 40% đến 44,3%, tỷ lệ nhân viên hoàn toàn đồng ý chiếm từ 10,4% đến 14,8%, trung lập từ 31,3% đến 34,8% chênh lệch không quá lớn giữcác yếu tố. CKGB3 chênh lệch hơn so với 3 yếu tốcòn lại vì yếu tốnày có mức độ trung lập cao nhất chiếm 41,7% chứng tỏphần lớn nhân viên e ngại về việc sẽnỗlực hết mình để cống hiến cho công ty và đay cũng là yếu tố có đến 7% (cao nhất) đánh giá không đồng ý nỗ lực, công ty cần tìm hiểu lý do. Đánh giá của nhân viên trong công ty có những sự trái ngược nhau, điều này cũng dễ hiểu vì số nhân viên khảo sát thuộc nhiều bộ phận khác nhau nên lãnh đạo của từng bộ phận cũng khác nhau, chính điều này đã tác động khác nhau đến ý thức muốn gắn kết của nhân viên. Nhưng nhìn chung, sựgắn kết của nhân viên được thểhiện rất tốt qua biểu đồnày.

Như vậy, cam kết gắn bó là một sựtrung thành, niềm tin, sự cố gắng và tự hào của nhân viên với doanh nghiệp. Đểcó thể đạt được sựcam kết gắn bó với tổchức của nhân viên các nhà lãnh đạo cần xây dựng, thiết lập mối quan hệ tích cực giữa nhân viên với doanh nghiệp đồng thời động viên khuyến khích nhân viên coi trọng lòng trung thành, tận tụy với doanh nghiệp. Nhân viên càng đánh giá cao việc trởthành một thành viên của tổchức và tự hào là thành viên trong tổ chức, thì họ càng chắc chắn ở lại phát triển lâu dài cùng với tổchức.

H₃: Nhân tố “Lãnh đạo hấp dẫn bằng hành vi” có tác động đến “Sự cam kết gắn bó” của nhân viên tạo Công ty TNHH Du lịch Mondial

H₄: Nhân tố “Lãnh đạo hấp dẫn bằng phẩm chất” có tác động đến “Sự cam kết gắn bó” của nhân viên tạo Công ty TNHH Du lịch Mondial.

H₅: Nhân tố “Lãnh đạo quan tâm cá nhân” có tác động đến “Sự cam kết gắn bó”

của nhân viên tạo Công ty TNHH Du lịch Mondial.

Bảng 14: Hệsố tương quan giữa các biến

PC HV TCH STM QTCN CKGB

PC

Hệ số tương quan

Pearson 1 0,050 -0,054 0,097 0,081 -0,049

Giá trịSig. 0,593 0,570 0,303 0,390 0,603

Sốquan sát 115 115 115 115 115 115

HV

Hệ số tương quan

Pearson 0,050 1 0,084 0,124 0,046 0,387^**

Giá trịSig 0,593 0,373 0,187 0,624 0,000

Sốquan sát 115 115 115 115 115 115

TCH

Hệ số tương quan

Pearson -0,054 0,084 1 -0,012 -0,027 -0,007

Giá trịSig 0,570 0,373 0,903 0,777 0,944

Sốquan sát 115 115 115 115 115 115

STM

Hệ số tương quan

Pearson 0,097 0,124 -0,012 1 0,019 0,401^**

Giá trịSig 0,303 0,187 0,903 0,840 0,000

Sốquan sát 115 115 115 115 115 115

QTCN

Hệ số tương quan

Pearson 0,081 0,046 -0,027 0,019 1 0,439^**

Giá trịSig 0,390 0,624 0,777 0,840 0,000

Sốquan sát 115 115 115 115 115 115

CKGB

Hệ số tương quan

Pearson -0,049 0,387^** -0,007 0,401^** 0,439^** 1

Giá trịSig 0,603 0,000 0,944 0,000 0,000

Sốquan sát 115 115 115 115 115 115

(Nguồn: Kết quảxửlý trên phần mềm SPSS) Bước đầu tiên khi tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính là xem xét các mối tương quan tuyến tính giữa các biến phụthuộc và từng biến độc lập cũng như giữa các biến độc lập với nhau. Điều kiện để phân tích được hồi quy là biến phụthuộc phải có

Trường Đại học Kinh tế Huế

mối quan hệ tương quan tuyến tính với các biến độc lập và đồng thời giữa các biến độc lập không có tương quan hoàn toàn với nhau (hệsố tương quan khác 1).

Nhìn vào ma trận tương quan tuyến tính ta thấy, giữa biến phụthuộc “CKGB” và biến độc lập “PC” có giá trị Sig. = 0,603 > 0,05, nên không có cơ sở để bác bỏ giả thuyết H₀: Không có mối quan hệ tương quan tuyến tính giữa biến phụthuộc “CKGB”

và biến độc lập “PC”. Vì vậy, nhân tố “PC” sẽbịloại ra khỏi mô hình hồi quy.

Giữa biến “CKGB” và biến “TCH” có giá trị Sig. = 0,944 > 0,05 nên không có cơ sở đểbác bỏgiảthuyết H₀: Không có mối quan hệ tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc “CKGB” và biến độc lập “TCH”. Vì vậy, nhân tố “TCH” sẽbị loại ra khỏi mô hình hồi quy.

Giữa biến phụ thuộc “CKGB” và biến độc lập “HV” có giá trị Sig. = 0,000 <

0,05 nên có đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H₀, chấp nhận H₁: Có mối quan hệ tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc “CKGB” và biến độc lập “HV”. Giữa biến phụ thuộc “CKGB” và biến độc lập “STM” có giá trị Sig. = 0,000 < 0,05 nên có đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H₀, chấp nhận H₁: Có mối quan hệ tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc “CKGB” và biến độc lập “STM”. Giữa biến “CKGB” và biến độc lập

“QTCN” có giá trị Sig. = 0,000< 0,05 nên có đủ cơ sở để bác bỏ giảthuyết H₀, chấp nhận H₁: Có mối quan hệ tương quan tuyến tính giữa biến phụthuộc “CKGB” và biến độc lập “QTCN”. Cả 3 biến độc lập đều có mối quan hệ tương quan tuyến tính với biến phụthuộc “CKGB”. Hệ số tương quan giữa 3 biến độc lập thấp nên hạn chế được hiệntượng đa cộng tuyến. Do đó, cả3 biến độc lập được đưa vào mô hìnhđểgiải thích cho sựcam kết gắn bó của nhân viên trong Công ty TNHH Du lịch Mondial.

2.3.5.2.Điều chỉnh mô hình.

Sau khi phân tích nhân tố và phân tích tương quan pearson, mô hình hồi quyđa biến được điều chỉnh lại bao gồm có 3 biến độc lập tác động vào biến phụ thuộc sự cam kết gắn bó:

Sơ đồ3: Mô hình hồi quy đa biến Các giảthuyết của mô hình:

H1: Lãnh hấp dẫn bằng hành vi tác động dương đến sựcam kết gắn bó của nhân viên

H2: Lãnh đạo kích thích sự thông minh tác động dương đến sự cam kết gắn bó của nhân viên

H3: Lãnhđạo quan tâm đến từng cá nhân tác động dương đến sựcam kết gắn bó của nhân viên

2.3.5.3.Đánh giá sựphù hợp của mô hình

Bảng 15: Đánh giá độphù hợp của mô hình

Mô hình R R² R² hiệu chỉnh Sai số ước lượng

1 0,641^a 0,614 0,604 0,49272

(Nguồn: Kết quảxửlý trên phần mềm SPSS) Để đánh giá độphù hợp của mô hình, ta sửdụng hệsố xác định R²đểkiểm tra. Ta tiến hành so sánh giá trịcủa R² và R² hiệu chỉnh. Nhìn vào kết quảtrên ta thấy, R² hiệu chỉnh (0,604) nhỏ hơn R² (0,614) do đó mô hìnhđánh giá độ phù hợp này an toàn hơn, nó không thổi phồng mức độphù hợp của mô hình. Ta kết luận rằng mô hình này là hợp lý để đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến sựgắn kết của nhân viên trong Công ty TNHH Du lịch Mondial.

Kết quả của bảng trên cho thấy, mô hình 3 biến độc lập có R² hiệu chỉnh là 0,604. Như vậy, độ phù hợp của mô hình là 60,4%. Hay nói cách khác, mô hình hồi quy giải thích được 60,4% sự biến thiên của biến phụthuộc là do sự biến động của 3

Lãnh đạo hấp dẫn bằng hành vi

Lãnh đạo kích thích sự thông minh

Lãnh đạo quan tâm cá nhân

Sựgắn kết của nhân viên

Trường Đại học Kinh tế Huế

biến độc lập, còn lại là do tác động của các yếu tốkhác ngoài mô hình. Do đó, có thể kết luận mô hình có mối tương quan chặt chẽ.

2.3.5.4. Kiểm định độphù hợp của mô hình.

Bước tiếp theo trong phân tích hồi quy đó là thực hiện kiểm định F về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể, để xem biến phụ thuộc có mối quan hệ tuyến tính với các biến độc lập hay không.

Giảthuyết:

H₀: Không có mối quan hệtuyến tính giữa các biến độc lập và biến phụthuộc H₁: Có mối quan hệtuyến tính giữa các biến độc lập và biến phụthuộc

Bảng 16: Kiểm đinh độphù hợp của mô hình Mô hình Tổng các bình

phương

df Trung bình bình phương

F Giá trị

Sig.

1

Hồi quy 39,357 3 13,119 30,315 0,000^b

Phần dư 48,035 111 0,433

Tổng 87,391 114

(Nguồn: Kết quảxửlý trên phần mềm SPSS) Kết quả phân tích ANOVA cho ra giá trị Sig. = 0,000 < 0,05 nên bác bỏ giả thuyết H₀, chấp nhận H₁: Có mối quan hệtuyến tính giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. Như vậy, mô hình hồi quy thu được là rất tốt.

2.3.5.5. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến.

Bảng 17: Kết quảkiểm định hiện tượng đa cộng tuyến Tên biến

Đo lường đacộng tuyến

Độchấp nhận Hệsố phóng đại phương sai (Hằng số)

Với độ chấp nhận (Tolerance) lớn hơn 0,1 và hệ số phóng đại phương sai VIF của các biến nhỏ hơn 10, mô hình hồi quy hồi quy không vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến. Mô hình vi phạm là mô hình có giá trịVIF≥ 10.

2.3.5.6.Đánh giá Ảnh hưởng của phong cách lãnhđạo chuyển đổi đến sựcam kết gắn bó của nhân viên

Sau khi thực hiện kiểm định trên, ta có mô hình hồi quy tuyến tính như sau:

CKGB= β₀+ β₁*HV+ β₂*STM+ β₃*QTCN+ɛ Bảng 18: Kết quảphân tích hồi quy Biến Hệsố Beta chưa

chuẩn hóa

HệsốBeta hiệu chỉnh t

Mức ý nghĩa

Thống kê đa cộng tuyến

B Độlệch

chuẩn

Beta Tolerance VIF

1

(Constant) -0,378 0,546 -0,692 0,490

HV 0,401 0,088 0,326 4,557 0,000 0,975 1,025

STM 0,384 0,078 0,353 4,952 0,000 0,984 1,016

QTCN 0,398 0,068 0,416 5,884 0,000 0,997 1,003

(Nguồn: Kết quảxửlý trên phần mềm SPSS)

 Mô hình hồi quy chưa hiệu chỉnh:

CKGB = 0,401*HV + 0,384*STM + 0,398*QTCN–0,378.

Hay Sựcam kết gắn bó = 0,401*( lãnhđạo hấp dẫn bằng hành vi) + 0,384*(lãnh đạo kích thích sựthông minh) + 0,398* (lãnhđạo quan tâm đến từng cá nhân) - 0,378.

Vậy giảthuyết

H1: Lãnh hấp dẫn bằng hành vi tác động dương đến sựcam kết gắn bó của nhân viên được chấp nhận.

H2: Lãnh đạo kích thích sự thông minh tác động dương đến sự cam kết gắn bó của nhân viên được chấp nhận.

H3: Lãnhđạo quan tâm đến từng cá nhân tác động dương đến sựcam kết gắn bó của nhân viên.

 Ta có mô hình hồi quy đã hiệu chỉnh như sau:

CKGB = 0,416*QTCN+ 0,353*STM + 0,326*HV

Hay Sựcam kết gắn bó = 0,398* (lãnhđạo quan tâm đến từng cá nhân) + 0,384*

(lãnhđạo kích thích sự

Trường Đại học Kinh tế Huế

thông minh) + 0,401* ( lãnhđạo hấp dẫn bằng hành vi).

Ý nghĩa của các hệsốhồi quy

Từ phương trình hồi quy, ta có thể thấy được sự cam kết gắn bó của nhân viên trong Công ty TNHH Du lịch Mondial chịu sự tác động của 3 yếu tố: Lãnh hấp dẫn bằng hành vi, Lãnh đạo kích thích sự thông minh, Lãnh đạo quan tâm đến từng cá nhân.

Trong đó, yếu tố “Lãnhđạo quan tâm đến từng cá nhân” có tác động lớn nhất đến sựcam kết gắn bó của nhân viên trong Công ty TNHH Du lịch Mondial (hệsốhồi quy lớn nhất). Dấu dương của hệ số B cho thấy yếu tố “Lãnh đạo quan tâm đến từng cá nhân” có tác động cùng chiều đối với biến“Sựcam kết gắn bó của nhân viên”. Hệ số B của “Lãnhđạo quan tâm đến từng cá nhân” = 0,416 với mức ý nghĩa = 0,000 < 0,05 cho biết rằng, khi “Lãnh đạo quan tâm đến từng cá nhân” tăng 1 đơn vị với điều kiện các yếu tố khác không đổi thì “Sự cam kết gắn bó của nhân viên” trong Công ty TNHH Du lịch Mondial cũng sẽ tăng0,416đơn vị. Vậy giảthuyết H₁được chấp nhận.

Yếu tố có tác động lớn thứ hai là “Lãnh đạo kích thích sự thông minh”. Dấu dương của hệ số B cho thấy yếu tố “Lãnh đạo kích thích sựthông minh” có tác động cùng chiều với biến “Sựgắn kết của nhân viên”. Hệ số B = 0,353 với mức ý nghĩa = 0,000 < 0,05 có ý nghĩa là khi ta tăng 1 đơn vị “Lãnh đạo kích thích sựthông minh”

với điều kiện các yếu tố khác không đổi thì “Sựcam kết gắn bó của nhân viên” trong Công ty TNHH Du lịch Mondial cũng tăng0,353đơn vị. Vậy giảthuyết H₃ được chấp nhận.

Và cuối cùng, là tác động của biến “Lãnhđạo hấp dẫn bằng hành vi” có tác động thấp nhất trong ba yếu tố. Dấu dương của hệ sốB cho thấy yếu tố “Lãnh đạo hấp dẫn bằng hành vi” tác động cùng chiều lên “Sự gắn kết của nhân viên”. Hệ số B = 0,326 với mức ý nghĩa 0,000 < 0,05 có ý nghĩa là khi ta tăng 1 đơn vị “Lãnh đạo hấp dẫn bằng hành vi” với điều kiện khác không đổi thì “Sự cam kết gắn bó của nhân viên”

trong Công ty TNHH Du lịch Mondial cũng tăng0,326đơn vị. Vậy giảthuyết H dược

pháp nâng cao sựcam kết của nhân viên Công ty TNHH Du lịch Mondial dựa vào cảm nhận của họ đối với các yếu tốcấu thành nên sựcam kết gắn bó.

CHƯƠNG 3: ĐỊNH HƯỚNG VÀ GIẢI PHÁP NÂNG CAO HIỆU QUẢPHONG

Trong tài liệu ẢNH HƯỞNG CỦA PHONG CÁCH LÃNH ĐẠO CHUYỂN ĐỔI ĐẾN SỰ CAM KẾT GẮN BÓ CỦA NHÂN VIÊN CÔNG TY TNHH DU LỊCH MONDIAL HUẾ (Trang 77-84)