4.4.1. Phân tích tƣơng quan:
Trƣớc khi tiến hành kiểm định mô hình nghiên cứu bằng phân tích hồi quy tuyến tính bội, mối tƣơng quan giữa các biến của mô hình cần phải đƣợc xem xét. Phân tích ma trận tƣơng quan sử dụng hệ số Pearson Correlation để lƣợng hóa mức độ chặt chẽ của mối liên hệ giữa từng biến độc lập nhƣ: sự tin tƣởng của nhân viên
H1+ + H2+ H3+ H4a+ H4b+ + Sự tin tƣởng vào đồng nghiệp-TR Giao tiếp của nhân viên-CO
Quy trình-PS
khen thƣởng tinh thần- IR khen thƣởng vật chất- MR
Chia sẻ tri thức
(TR), giao tiếp (CO), quy trình (PS), khen thƣởng vật chất (MR), khen thƣởng tinh thần (IR) và lãnh đạo (LS) với biến phụ thuộc là chia sẻ tri thức (KS). Hệ số tƣơng quan (r) biến động trong phạm vi từ -1 đến 1: r càng gần -1 thì mối quan hệ nghịch biến càng cao, r càng gần +1 thì mối quan hệ đồng biến càng cao, r càng gần 0 thì mối quan hệ tuyến tính càng yếu. Đồng thời cũng cần phân tích tƣơng quan giữa các biến độc lập với nhau nhằm phát hiện những mối tƣơng quan chặt chẽ giữa các biến độc lập. Vì những tƣơng quan nhƣ vậy có thể ảnh hƣởng lớn đến kết quả của phân tích hồi quy nhƣ gây ra hiện tƣợng đa cộng tuyến, làm cho việc giải thích các hệ số hồi quy không còn đáng tin cậy.
Bảng 4.14 Ma trận tƣơng quan giữa các biến
LS TR CO MR IR PS KS LS Hệ số tƣơng quan Pearson 1 .199** .260** .157* .216** .145* .395**
Sig. (2-tailed) .007 .000 .032 .003 .048 .000 TR Hệ số tƣơng quan Pearson .199**
1 .204** .071 .344** .237** .461** Sig. (2-tailed) .007 .005 .335 .000 .001 .000 CO Hệ số tƣơng quan Pearson .260**
.204** 1 .012 .155* .124 .345** Sig. (2-tailed) .000 .005 .874 .035 .092 .000 MR Hệ số tƣơng quan Pearson .157*
.071 .012 1 .294** .312** .127 Sig. (2-tailed) .032 .335 .874 .000 .000 .084 IR Hệ số tƣơng quan Pearson .216**
.344** .155* .294** 1 .275** .470** Sig. (2-tailed) .003 .000 .035 .000 .000 .000 PS Hệ số tƣơng quan Pearson .145*
.237** .124 .312** .275** 1 .349** Sig. (2-tailed) .048 .001 .092 .000 .000 .000 KS Hệ số tƣơng quan Pearson .395**
.461** .345** .127 .470** .349** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .084 .000 .000 **. Tƣơng quan ở mức ý nghĩa 0.01 (2-tailed).
*. Tƣơng quan ở mức ý nghĩa 0.05 (2-tailed).
Xét bảng 4.14, ta thấy gần nhƣ các biến độc lập đều có tƣơng quan khá chặt chẽ với biến phụ thuộc ở mức ý nghĩa thống kê 1%. Cụ thể các biến độc lập LS, TR, CO, IR, PS lần lƣợt có hệ số tƣơng quan với biến phụ thuộc KS là: 0.395, 0.461, 0.345, 0.47, 0.349 >0.3. Ngoại trừ biến MR có hệ số tƣơng quan với biến phụ thuộc KS là 0.127 <0.3 và giá trị sig. =0.084 >0.05. Ta sẽ xem xét lại biến này ở bƣớc phân tích hồi quy. Ngoài ra hệ số tƣơng quan giữa các biến độc lập không cao nên không có dấu hiệu của hiện tƣợng đa cộng tuyến, vì vậy dữ liệu phù hợp để phân tích hồi quy tuyến tính bội ở bƣớc tiếp theo.
4.4.2. Phân tích hồi quy:
Phân tích hồi quy bội sẽ xác định mối quan hệ hệ giữa các biến độc lập định lƣợng (TR, CO, PS, MR, IR, LS) với một biến phụ thuộc định lƣợng (KS) thông qua phƣơng trình hồi quy tuyến tính. Phân tích đƣợc thực hiện bằng phƣơng pháp Enter. Kết quả đƣợc thể hiện nhƣ trong bảng 4.15 đến 4.17.
Bảng 4.15 Tóm tắt mô hình hổi quy
Mô hình R R2 R 2 hiệu chỉnh Sai lệch chuẩn SE 1 .669 .448 .429 .27316 Biến phụ thuộc : KS
Bảng 4.16 Kiểm định phƣơng sai ANOVA
Mô hình Biến thiên Tổng bình
phƣơng df Trung bình bình phƣơng F Sig. 1 Hồi quy 10.835 6 1.806 24.201 .000 Phần dƣ 13.356 179 .075 Tổng 24.191 185 Biến phụ thuộc : KS
Bảng 4.17 Kết quả phân tích hồi quy
Hệ số chƣa chuẩn hóa
Hệ số
chuẩn hóa t Sig.
Phân tích đa cộng tuyến
B Sai lệch chuẩn Beta Dung sai VIF (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
(Hằng số) .740 .265 2.789 .006 LS .167 .044 .225 3.796 .000 .879 1.138 TR .216 .053 .247 4.041 .000 .828 1.208 CO .141 .048 .171 2.926 .004 .899 1.113 MR -.035 .032 -.067 -1.098 .274 .840 1.191 IR .209 .047 .280 4.456 .000 .780 1.282 PS .129 .043 .180 2.968 .003 .835 1.197 Biến phụ thuộc : KS Bảng 4.15 cho ta hệ số R2
hiệu chỉnh =0.429 có nghĩa là các biến độc lập giải thích đƣợc khoảng 43% phƣơng sai của biến phụ thuộc. Kiểm định F (bảng 4.16) cho thấy sig. =.000. Nhƣ vậy mô hình hồi quy khá phù hợp.
Căn cứ vào bảng kết quả phân tích hồi quy (bảng 4.17), ta thấy tác động của yếu tố khen thƣởng vật chất MR đến chia sẻ tri thức KS không có ý nghĩa về mặt thống kê (Sig. =0.274 >0.05). Mối quan hệ của các biến độc lập còn lại với biến phụ thuộc KS đƣợc biểu diễn bằng phƣơng trình tuyến tính sau:
KS=0.28*IR+0.247*TR+0.225*LS+0.18*PS+0.171*CO Trong đó :
KS: chia sẻ tri thức giữa nhân viên trong tổ chức IR: hệ thống khen thƣởng tinh thần
TR: sự tin tƣởng lẫn nhau của nhân viên LS: vai trò của lãnh đạo
PS: quy trình làm việc phù hợp CO: giao tiếp của nhân viên
Mức độ tác động của các biến độc lập đối với biến phụ thuộc đƣợc xác định thông qua hệ số Beta. Theo kết quả trên, yếu tố khen thƣởng tinh thần có tác động mạnh nhất đến việc chia sẻ tri thức của nhân viên (Beta =0.28), kế đến là sự tin tƣởng (beta =0.247), kế đến nữa là vai trò của lãnh đạo (Beta =0.225), quy trình phù hợp (Beta =0.18) và cuối cùng là giao tiếp của nhân viên (Beta =0.171)
Dò tìm sự vi phạm các giả định ngầm trong hồi quy tuyến tính:
Mô hình hồi quy đƣợc xây dựng trên các giả định cần thiết cho hồi quy tuyến tính đa biến. Do đó, mô hình hồi quy cần phải đƣợc kiểm tra có sự vi phạm các giả định này hay không.
Giả định không có mối tương quan giữa các biến độc lập (đo lường đa cộng tuyến): dựa vào kết quả phân tích hồi quy ở bảng 4.17, ta thấy tất cả các hệ số phóng đại phƣơng sai VIF của các biến độc lập đều nhỏ hơn 5 cho thấy không xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến và không làm ảnh hƣởng đến kết quả giải thích của mô hình. Theo kinh nghiệm của các nhà nghiên cứu, khi VIF > 5 thì hiện tƣợng đa cộng tuyến xuất hiện và hiện tƣợng đa cộng tuyến sẽ trầm trọng hơn nếu VIF của một biến độc lập nào đó> 10, khi đó biến độc lập này hầu nhƣ không có giá trị giải thích biến thiên của biến phụ thuộc trong mô hình hồi quy tuyến bội (Hair và cộng sự, 2006).
Giả định về phân phối chuẩn của phần dư: để kiểm định giả thuyết phân phối chuẩn của phần dƣ khi áp dụng hồi quy bội có bị vi phạm không, ta xem xét giá trị của phần dƣ trong bảng 4.18. Bảng 4.18 Thống kê mô tả phần dƣ Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Cỡ mẫu Phần dƣ chuẩn hóa -3.507 3.524 .000 .984 186
Phần dƣ có giá trị trung bình =0.000 và độ lệch chuẩn 0.984 rất gần 1 cho thấy giả định phân phối chuẩn của phần dƣ không bị vi phạm. Kết quả kiểm định
này đƣợc củng cố thông qua biểu đồ tần số Histogram, đƣợc trình bày ở mục 1, phụ lục 6.
Giả định về tính độc lập của sai số: khảo sát đƣợc thực hiện với từng cá nhân độc lập cho nên giả định này không bị vi phạm.
Giả định liên hệ tuyến tính và phương sai của sai số không đổi: đồ thị biểu diễn phần dƣ chuẩn hóa theo giá trị dự đoán chuẩn hóa (mục 2, phụ lục 6) cho thấy chúng phân tán ngẫu nhiên. Nhƣ vậy có thể kết luận hai giả định này không bị vi phạm.
4.4.3. kiểm định các giả thuyết:
Dựa vào mức ý nghĩa Sig. trong bảng kết quả phân tích hồi quy để kiểm định các giả thuyết của mô hình đã điều chỉnh
Giả thuyết H1: Có mối quan hệ đồng biến giữa sự tin tƣởng cùa nhân viên với chia sẻ tri thức trong một tổ chức.
Xét yếu tố sự tin tƣởng của nhân viên-TR, giá trị Beta = 0.247, Sig. =0.000 <0.01, cho biết tác động của yếu tố này đến việc chia sẻ tri thức là tác động cùng chiều ở mức ý nghĩa 1%.
Vì vậy giả thuyết H1 đƣợc chấp nhận ở mức ý nghĩa 1%
Giả thuyết H2: Có mối quan hệ đồng biến giữa giao tiếp của nhân viên với chia sẻ tri thức trong một tổ chức.
Xét yếu tố giao tiếp của nhân viên-CO, giá trị Beta = 0.171, Sig. =0.004 <0.01, cho biết tác động của yếu tố này đến việc chia sẻ tri thức là tác động cùng chiều ở mức ý nghĩa 1%.
Vì vậy giả thuyết H2 đƣợc chấp nhận ở mức ý nghĩa 1%
Giả thuyết H3: Có mối quan hệ đồng biến giữa quy trình làm việc phù hợp với chia sẻ tri thức trong một tổ chức.
Xét yếu tố quy trình-PS, giá trị Beta = 0.18, Sig. =0.003 <0.01, cho biết tác động của yếu tố này đến việc chia sẻ tri thức là tác động cùng chiều ở mức ý nghĩa 1%.
Giả thuyết H4a: Có mối quan hệ đồng biến giữa hệ thống khen thƣởng vật chất với chia sẻ tri thức trong một tổ chức
Xét yếu tố khen thƣởng vật chất-MR, giá trị Beta = -0.067, Sig.=0.274>0.05, cho biết tác động của yếu tố này đến việc chia sẻ tri thức không có ý nghĩa về mặt thống kê
Vì vậy giả thuyết H4a bị bác bỏ
Giả thuyết H4b: Có mối quan hệ đồng biến giữa hệ thống khen thƣởng tinh thần với chia sẻ tri thức trong một tổ chức (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Xét yếu tố khen thƣởng tinh thần-IR, giá trị Beta = 0.28, Sig. =0.000<0.01, cho biết tác động của yếu tố này đến việc chia sẻ tri thức là tác động cùng chiều ở mức ý nghĩa 1%.
Vì vậy giả thuyết H4b đƣợc chấp nhận ở mức ý nghĩa 1%
Giả thuyết H5: Có mối quan hệ đồng biến giữa lãnh đạo với chia sẻ tri thức trong một tổ chức.
Xét yếu tố lãnh đạo-LS, giá trị Beta = 0.225, Sig. =0.000<0.01, cho biết tác động của yếu tố này đến việc chia sẻ tri thức là tác động cùng chiều ở mức ý nghĩa 1%.
Vì vậy giả thuyết H5 đƣợc chấp nhận ở mức ý nghĩa 1% Kết quả đƣợc tóm tắt nhƣ trong bảng 4.19.
Bảng 4.19 Kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Giả thuyết Phát biểu giả thuyết Kết quả
H1
Có mối quan hệ đồng biến giữa sự tin tƣởng cùa nhân viên với chia sẻ tri thức trong một tổ chức.
Chấp nhận ở mức ý nghĩa 1%
H2
Có mối quan hệ đồng biến giữa giao tiếp của nhân viên với chia sẻ tri thức trong một tổ chức.
Chấp nhận ở mức ý nghĩa 1%
H3
Có mối quan hệ đồng biến giữa quy trình làm việc phù hợp với chia sẻ tri thức trong một tổ chức.
Chấp nhận ở mức ý nghĩa 1%
H4a
Có mối quan hệ đồng biến giữa hệ thống khen thƣởng vật chất với chia sẻ tri thức trong một tổ chức
Bác bỏ
H4b
Có mối quan hệ đồng biến giữa hệ thống khen thƣởng tinh thần với chia sẻ tri thức trong một tổ chức
tổ chức.
Chấp nhận ở mức ý nghĩa 1%
H5 Có mối quan hệ đồng biến giữa lãnh đạo với chia sẻ tri thức trong một
Chấp nhận ở mức ý nghĩa 1%
4.5. Thảo luận về kết quả nghiên cứu:
Thông qua bƣớc kiểm định độ tin cậy thang đo bằng hệ số Cronbach alpha, biến quan sát “Khác biệt về tuổi tác, vùng miền, cấp bậc không phải là một rào cản trong giao tiếp giữa các nhân viên với nhau-CO2” trong nhóm “Giao tiếp-CO” và biến quan sát “Chia sẻ tri thức đƣợc coi là một phần của văn hóa công ty tôi-KS7” trong nhóm “Chia sẻ tri thức-KS” bị loại do có hệ số tƣơng quan biến-tổng < 0.3, có nghĩa là chúng không có mối tƣơng quan chặt chẽ với các biến còn lại để đo lƣờng
cùng một khái niệm nghiên cứu. Sau khi loại bỏ hai biến quan sát CO2 và KS7, tất cả các thang đo đều đạt độ tin cậy tốt (Cronbach alpha >0.7).
Kết quả phân tích phân tích nhân tố EFA, nhân tố hệ thống khen thƣởng đƣợc tách thành hai nhân tố và đƣợc đặt tên là khen thƣởng vật chất-MR và khen thƣởng tinh thần-IR. Từ đó mô hình nghiên cứu đƣợc điều chỉnh lại với 6 biến độc lập và một biến phụ thuộc. Các giả thuyết nghiên cứu cũng đƣợc phát biểu lại. Sau khi tiến hành phân tích hồi quy, 5 giả thuyết đƣợc chấp nhận và một giả thuyết bị bác bỏ. Các yếu tố có tác động tích cực đến chia sẻ tri thức trong các công ty xây dựng tại Tp.HCM là sự tin tƣởng của nhân viên, sự giao tiếp, lãnh đạo, quy trình làm việc phù hợp và khen thƣởng tinh thần. Trong đó yếu tố khen thƣởng tinh thần có tác động mạnh nhất (Beta = 0.28). Điều này phù hợp với kết quả của các nghiên cứu trƣớc đây (Al-Alawi và cộng sự, 2007; Jahani và cộng sự, 2011). Tuy nhiên, nghiên cứu của Al-Alawi và cộng sự (2007) đƣa ra thang đo hệ thống khen thƣởng một cách tổng quát, chƣa cụ thể. Trong khi đó, nghiên cứu của Jahani và cộng sự (2011) chỉ đƣa ra thang đo phần thƣởng tinh thần (Intririnsic reward), còn phần thƣởng vật chất chƣa đƣợc xem xét. Với kết quả nghiên cứu này, một lần nữa yếu tố khen thƣởng đƣợc khẳng định là có tác động tích cực trong lĩnh vực xây dựng tại Tp.HCM. Nó gợi mở cho các nhà quản lý về tầm quan trọng của việc xây dựng hệ thống khen thƣởng phù hợp nhằm thúc đẩy việc chia sẻ tri thức trong công ty. Đó là sự khích lệ về mặt tinh thần, đƣợc cấp trên và đồng nghiệp tôn trọng, đánh giá cao cho những đóng góp kiến thức quý báu nhằm thực hiên mục tiêu chung của công ty. Nó là một nhu cầu ở bậc cao trong tháp nhu cầu của Maslow, nhu cầu đƣợc tôn trọng, vƣợt qua ý nghĩa vật chất, tiền bạc. Điều này cũng giải thích tại sao yếu tố khen thƣởng vật chất lại không có tác động đến chia sẻ tri thức. Ngoài ra việc khen thƣởng bằng tiền hay vật chất cho việc chia sẻ tri thức không thƣờng xảy ra trong thực tế. Cho nên đa phần đối tƣợng đƣợc khảo sát đánh giá thấp ở các mục hỏi về khen thƣởng vật chất. Chúng ta có thể nhận biết việc chia sẻ tri thức có tác động rất lớn đến năng suất cũng nhƣ chất lƣợng sản phẩm. Nhƣng sự tác động này lại khó đánh giá và đo lƣờng một cách rõ ràng. Vì vậy phần thƣởng cho việc chia sẻ tri
thức chỉ ngừng lại ở việc ghi nhận của cấp trên hay đồng nghiệp. Tuy nhiên xét về lâu dài, những cá nhân đƣợc tổ chức đánh giá cao cho những đóng góp ý kiến hữu ích sẽ tích lũy dần danh tiếng, uy tín cho bản thân. Đây là yếu tố không kém phần quan trọng cho sự thăng tiến trong sự nghiệp cũng nhƣ có một mức lƣơng tốt hơn. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Xếp sau yếu tố khen thƣởng tinh thần là sự tin tƣởng của nhân viên (Beta =0.247). Nhiều nghiên cứu trƣớc đây (Al-Alawi và cộng sự, 2007; Islam và cộng sự, 2011; Issa và Haddad, 2008) cũng khẳng định yếu tố tin tƣởng của nhân viên có tác động mạnh đến chia sẻ tri thức trong tổ chức. Cho nên kết quả nghiên cứu này hoàn toàn hợp lý. Sự tin tƣởng lẫn nhau đƣợc coi là tiền đề cho mọi mối quan hệ xã hội. Trong môi trƣờng làm việc cũng vậy, khi đã tin tƣởng ai, họ sẵn sàng chia sẻ cho nhau mọi thông tin, từ những tâm tƣ, tình cảm cá nhân cho đến những kiến thức hữu ích, những kinh nghiệm quý báu mà bản thân đã đúc kết đƣợc.
Yếu tố quan trọng tiếp theo có tác động tích cực đến chia sẻ tri thức là vai trò của lãnh đạo (Beta =0.225). Kết quả này cũng đã đƣợc khẳng định trong nhiều nghiên cứu trƣớc đây (Jahani và cộng sự, 2011; Trần Thị Lam Phƣơng và Phạm Ngọc Thúy, 2011). Ngƣời lãnh đạo đóng vai trò là ngƣời truyền cảm hứng và kích thích ngƣời khác chia sẻ tri thức trong tổ chức. Trƣớc tiên họ phải thể hiện sự sẵn