Trong nghiên cứu này, sau phân tích nhân tố khám phá EFA là phân tích hồi quy nên phương pháp trích và xoay nhân tố sử dụng là phương pháp trích Principal components với phép xoay Varimax, rút trích các nhân tố có 0.5 ≤ KMO ≤ 1 với mức ý nghĩa của kiểm định Bartlett (Sig. < 0.05), chỉ số Eigenvalue > 1 với tổng phương sai trích ≥ 50%; loại bỏ các biến quan sát có trị số Factor loading ≤ 0.5 hay
sự khác biệt hệ số tải nhân tố của một biến quan sát giữa các nhân tố < 0.3. Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA được tóm tắt trong Bảng 4.2.
Qua việc phân tích nhân tố từng thành phần cho thấy các thang đo đều đạt yêu cầu với hệ số KMO > 0.5, Sig. = 0.000 (< 0.05); Eigenvalue > 1 và tổng phương sai trích > 50%; hệ số tải nhân tố đều lớn hơn 0.5 và sự khác biệt hệ số tải nhân tố của một biến quan sát giữa các nhân tố đều lớn hơn 0.3 [Phụ lục 5]. Kết quả này cho biết các biến quan sát trong tổng thể có mối tương quan với nhau và phân tích nhân tố khám phá EFA là thích hợp với dữ liệu đang có.
Bảng 4.2: Kết quả EFA từng khái niệm
Khái niệm Biến quan sát Hệ số tải nhân tố
Văn hóa hợp tác: CC1 .705 KMO = .848 CC2 .714 Sig. = .000 CC3 .750 Eigenvalue = 3.118 CC4 .717 Phương sai trích = 51.966% CC5 .736 CC6 .702
Văn hóa sáng tạo: AC1 .779
KMO = .877 AC2 .668
Sig. = .000 AC3 .822
Eigenvalue = 3.453 AC4 .828
Phương sai trích = 57.547% AC5 .771
AC6 .665
Văn hóa cạnh tranh: MC1 .718
KMO = .863 MC2 .728
Sig. = .000 MC3 .739
Eigenvalue = 3.294 MC4 .801
Phương sai trích = 54.892% MC5 .755
MC6 .700
Văn hóa kiểm soát: HC1 .718
KMO = .845 HC2 .726
Sig. = .000 HC3 .741
Eigenvalue = 3.143 HC4 .783
Phương sai trích= 52.380% HC5 .779
HC6 .576
Sự cam kết của lãnh đạo doanh LCTQM1 .764
nghiệp trong TQM: LCTQM2 .714
KMO = .870 LCTQM3 .805
Sig. = .000 LCTQM4 .779
Eigenvalue = 3.561 LCTQM5 .788
Như vậy, thông qua đánh giá sơ bộ bằng hệ số tin cậy Cronbach Alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA, các thang đo của nghiên cứu đều đạt yêu cầu. Các biến quan sát của các thang đo này sẽ được đánh giá tiếp theo thông qua phân tích hồi quy tuyến tính bội.
4.2 Phân tích hồi quy tuyến tính bội (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Sau khi kiểm định hệ số tin cậy Cronbach Alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA, thang đo văn hóa doanh nghiệp gồm 4 thành phần: văn hóa hợp tác, văn hóa sáng tạo, văn hóa cạnh tranh, văn hóa kiểm soát với 24 biến quan sát; thang đo sự cam kết của lãnh đạo doanh nghiệp trong việc thực hiện TQM với 6 biến quan sát. Các biến quan sát trong từng thành phần của mô hình nghiên cứu sẽ được cộng trung bình lại và được ký hiệu thành các biến thành phần mới như sau:
+ Biến độc lập: Ký hiệu
Văn hóa hợp tác CC
Văn hóa sáng tạo AC
Văn hóa cạnh tranh MC
Văn hóa kiểm soát HC
+ Biến phụ thuộc: Sự cam kết của lãnh đạo doanh nghiệp trong quản lý chất lượng toàn diện, ký hiệu LC_TQM.
Bảng 4.3: Giá trị trung bình mẫu nghiên cứu của các thành phần
Thành phần Mẫu Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn CC 364 1 5 4.1163 .59874 AC 364 1 5 4.0069 .67126 MC 364 1 5 4.0302 .63504 HC 364 1 5 3.8489 .65630 LC_TQM 364 1 5 4.1181 .63535
Bảng 4.3 trình bày về giá trị trung bình mẫu nghiên cứu của các thành phần cho thấy các đối tượng được khảo sát đánh giá các loại hình văn hóa doanh nghiệp
đều đạt trên mức trung bình và khác biệt nhau không lớn (lớn nhất là CC = 4.1163, thấp nhất là HC = 3.8489), sự cam kết của lãnh đạo doanh nghiệp trong quản lý chất lượng toàn diện được đánh giá là khá tốt (LC_TQM = 4.1181). Tuy nhiên, để biết loại hình văn hóa doanh nghiệp nào ảnh hưởng nhiều hay ảnh hưởng ít hay không ảnh hưởng đến sự cam kết của lãnh đạo doanh nghiệp trong quản lý chất lượng toàn diện thì cần thực hiện phân tích hồi quy tuyến tính bội.
Trong nghiên cứu này, phân tích hồi quy tuyến tính bội để xác định cụ thể trọng số của từng loại hình văn hóa doanh nghiệp tác động đến sự cam kết của lãnh đạo doanh nghiệp trong quản lý chất lượng toàn diện. Phân tích hồi quy được thực hiện bằng phương pháp hồi quy tổng thể các biến (phương pháp Enter) với bốn biến độc lập là văn hóa hợp tác, văn hóa sáng tạo, văn hóa cạnh tranh, văn hóa kiểm soát và một biến phụ thuộc là sự cam kết của lãnh đạo doanh nghiệp trong quản lý chất lượng toàn diện. Giá trị của các biến độc lập và biến phụ thuộc được dùng để thực hiện phân tích hồi quy là giá trị trung bình của các biến quan sát đã được kiểm định.
Xem xét sự tương quan giữa các biến:
Hệ số Pearson, phân tích tương quan giữa các biến độc lập CC, AC, MC và HC với biến phụ thuộc LC_TQM, cho thấy biến LC_TQM tương quan với các biến nghiên cứu khác và có hệ số tương quan đều đạt mức ý nghĩa thống kê 1% vì hệ số tương quan r giữa các biến này đều khá lớn (lớn nhất là 0.741 và nhỏ nhất là 0.684). Bên cạnh sự tương quan giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc thì giữa các biến độc lập của thang đo văn hóa doanh nghiệp cũng có mối tương quan với nhau, thể hiện ở hệ số tương quan r thấp nhất là 0.645 [Phụ lục 6.1]. Do đó, cần quan tâm đến vấn đề đa cộng tuyến ở những phân tích tiếp theo.
Kiểm định các giả định của mô hình hồi quy:
+ Giả định liên hệ tuyến tính và phương sai của phần dư không đổi: Qua biểu đồ phân tán (Biểu đồ 4.1) ta thấy phần dư được phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đường đi qua tung độ 0 chứ không tạo nên hình dạng nào. Như vậy, giả định về liên hệ tuyến tính và phương sai của phần dư không đổi không bị vi phạm.
Biểu đồ 4.1: Biểu đồ phân tán
+ Giả định về phân phối chuẩn của phần dư: Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa (Biểu đồ 4.2) có dạng hình chuông đều hai bên với giá trị trung bình gần bằng 0 và độ lệch chuẩn của nó gần bằng 1 (0.994). Đồng thời, biểu đồ PP plot (Biểu đồ 4.3) so sánh giữa phân phối tích lũy của phần dư quan sát (Observed Cum Prob) trên trục hoành và phân phối tích lũy kỳ vọng (Expected Cum Prob) trên trục tung cho thấy các điểm đều nằm gần đường chéo. Do đó, giả định phân phối của phần dư không bị vi phạm.
Biểu đồ 4.3: Biểu đồ P-P Plot của phần dư chuẩn hóa
+ Giả định về tính độc lập của sai số: Nếu hệ số DurbinWatson nằm trong đoạn từ 1 đến 3 thì có thể chấp nhận hiện tượng tự tương quan không xảy ra (Hoàng Ngọc Nhậm, 2004). Hệ số DurbinWatson của mô hình bằng 1.878 (Bảng 4.4) chứng tỏ tính độc lập của sai số được bảo đảm.
+ Giả định không có mối tương quan giữa các biến độc lập: Trong mô hình hồi quy tuyến tính bội, giả định giữa các biến độc lập của mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến. Khi VIF vượt quá 10, đó là dấu hiệu của đa cộng tuyến. Tuy nhiên, theo Nguyễn Hùng Phong (2012), không có tiêu chuẩn chính xác nào của VIF nói lên độ lớn của VIF là bao nhiêu thì hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra, nhưng theo kinh nghiệm nếu VIF > 5 thì hiện tượng đa cộng tuyến xuất hiện. Do đó, luận văn sử dụng VIF ≤ 5 thì không có hiện tượng đa cộng tuyến hoặc nếu có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra thì cũng không đáng kể. Qua kết quả trình bày ở Bảng 4.6, hệ số VIF < 5 chứng tỏ mô hình hồi quy không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Như vậy, các giả định cần thiết trong mô hình hồi quy tuyến tính bội không vi phạm nên ta có thể xây dựng được mô hình hồi quy.
Phân tích hồi quy:
Xem xét tác động của các biến thành phần của văn hóa doanh nghiệp đến biến thành phần sự cam kết của lãnh đạo doanh nghiệp trong quản lý chất lượng toàn diện thông qua mô hình hồi quy tuyến tính như sau:
LC_TQM = β0 + β1*CC + β2*AC + β3*MC + β4*HC
Kết quả phân tích hồi quy được trình bày ở Bảng 4.4, Bảng 4.5, Bảng 4.6:
Bảng 4.4: Đánh giá sự phù hợp của mô hình
Mô hình R R2 R
2
điều chỉnh (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Sai số chuẩn của ước lượng
Hệ số Durbin- Watson
1 .809a .655 .651 .37546 1.878
a. Các biến độc lập: (Constant), HC, CC, AC, MC b. Biến phụ thuộc: LC_TQM
Bảng 4.5: Kiểm định sự phù hợp của mô hình (Kiểm định ANOVA)
Mô hình Tổng bình phương df Bình phương trung bình F Sig.
1 Hồi quy 95.924 4 23.981 170.117 .000a
Phần dư 50.607 359 .141
Tổng 146.531 363
Bảng 4.6: Hệ số hồi quy của mô hình hồi quy
Mô hình
Hệ số chưa chuẩn hóa
Hệ số chuẩn
hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) .514 .144 3.574 .000
CC .198 .053 .186 3.755 .000 .391 2.557
AC .352 .048 .372 7.351 .000 .376 2.661
MC .265 .058 .265 4.562 .000 .285 3.509
HC .081 .054 .083 1.487 .138 .306 3.270
+ Trong bảng đánh giá sự phù hợp của mô hình, giá trị R2 điều chỉnh bằng 0.651 chứng tỏ rằng mô hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với dữ liệu
65.1% hay nói khác hơn là 65.1% sự khác biệt về sự cam kết của lãnh đạo doanh nghiệp trong trong quản lý chất lượng toàn diện được giải thích bởi sự khác biệt của các loại hình văn hóa doanh nghiệp.
+ Trong bảng kiểm định ANOVA, ta thấy giá trị Sig. của trị thống kê rất nhỏ (Sig. = 0.000 < 0.05), do đó mô hình hồi quy được xây dựng là phù hợp với dữ liệu đang có.
+ Theo bảng hệ số hồi quy của mô hình hồi quy, trong 4 biến tác động đưa và mô hình phân tích hồi quy chỉ có 3 biến tác động có mối quan hệ tuyến tính dương với biến sự cam kết của lãnh đạo doanh nghiệp trong trong quản lý chất lượng toàn diện (LC_TQM). Đó là biến văn hóa hợp tác (CC), biến văn hóa sáng tạo (AC) và biến văn hóa cạnh tranh (MC) với mức ý nghĩa Sig. = 0.000 < 0.05. Còn lại biến tác động văn hóa kiểm soát (HC) không có ý nghĩa thống kê vì Sig. = 0.138 > 0.05.
Phân tích hồi quy cho ta phương trình hồi quy tuyến tính như sau:
LC_TQM = 0.514 + 0.198*CC + 0.352*AC + 0.265*MC
Qua phương trình hồi quy, nếu giữ nguyên các biến độc lập còn lại không đổi thì khi biến CC thay đổi 1 đơn vị thì biến LC_TQM sẽ thay đổi 0.198 đơn vị. Tương tự, khi biến AC thay đổi 1 đơn vị thì biến LC_TQM sẽ thay đổi 0.352 đơn vị; khi biến MC thay đổi 1 đơn vị thì biến LC_TQM sẽ thay đổi 0.265 đơn vị.
Để phản ánh kết quả chính xác hơn do không phụ thuộc vào đơn vị đo lường của các biến độc lập, hệ số Beta chuẩn hóa được sử dụng trong phương pháp hồi quy. Biến nào có hệ số Beta đã chuẩn hóa càng lớn thì càng ảnh hưởng đến mức độ cam kết càng nhiều. Như vậy, nếu so sánh mức độ tác động thì loại hình văn hóa sáng tạo tác động mạnh nhất đến sự cam kết của lãnh đạo đạo doanh nghiệp trong trong quản lý chất lượng toàn diện (β2 = 0.352), kế đến là văn hóa cạnh tranh (β3 = 0.265) và cuối cùng là văn hóa hợp tác (β1 = 0.198). Các hệ số hồi quy của 3 biến độc lập CC, AC, MC đều dương nên các giả thuyết H1, H2, H3 được chấp nhận, tức là cả 3 biến này đều tác động tích cực đến biến phụ thuộc LC_TQM.
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Giả thuyết Sig. Kết quả (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
H1
Văn hóa hợp tác có tác động tích cực đến sự cam kết của lãnh đạo doanh nghiệp trong quản lý chất lượng toàn diện.
0.000 Chấp nhận
H2
Văn hóa sáng tạo có tác động tích cực đến sự cam kết của lãnh đạo doanh nghiệp trong quản lý chất lượng toàn diện.
0.000 Chấp nhận
H3
Văn hóa cạnh tranh có tác động tích cực đến sự cam kết của lãnh đạo doanh nghiệp trong quản lý chất lượng toàn diện.
0.000 Chấp nhận
H4
Văn hóa kiểm soát có tác động tích cực đến sự cam kết của lãnh đạo doanh nghiệp trong quản lý chất lượng toàn diện.
0.138 Không chấp nhận
4.3 Kiểm định sự khác biệt