a) Kiểm định giả định về sự liên hệ tuyến tính và phương sai bằng nhau
Theo Hoàng Tr ng & Chu Nguyễn Mộng Ng c (2008) thì sự th đổi có hệ th ng hay theo một trật tự n đó ( ó thể là cong dạng bậc 2 Parabol, cong dạng bậc 3 Cubic ...) giữa các giá trị dự đ án v phần chứng tỏ rằng giả định có quan hệ tuyến tính đ bị vi phạm. Nếu giả định tuyến tính đ ợc thỏ (đún ) thì phần phải phân tán ng u nhiên trong một vùn x n q nh đ n đi q t n độ 0.
Biể đồ phân tán giữa các phần (tr n trục tung) và giá trị dự đ án (tr n trục hoành) cho thấy các phần phân tán n u nhiên trong một vùng xung quanh
đ n đi q t n độ 0, không theo bất cứ hình dạng nào. h vậy, giả định liên hệ tuyến tính đ ợc thỏa mãn.
Hình 4.1 - Biểu đồ phân tán của phần dư và giá trị dự đoán CS
b) Kiểm định giả định về phân phối chuẩn của phần dư
Biể đồ Histogram cho thấy phân ph i chuẩn của phần xấp xỉ chuẩn v i trung bình Mean gần bằn 0 v độ lệch chuẩn Std. Dev. = 0,991 1. D đó ó thể kết luận rằng giả thuyết phân ph i chuẩn của phần hôn bị vi phạm.
Hình 4.2 - Biểu đồ tần số và P-P Plot phân phối chuẩn của phần dư chuẩn hóa
Ngoài ra, chúng ta có thể kiểm tra nhanh phần ó phân ph i chuẩn hay không bằng cách quan sát mứ độ các điểm thực tế phân tán x n q nh đ ng thẳng kỳ v n , q đó ánh phân ph i phần q n át v i phân ph i chuẩn kỳ
v ng ở biể đồ P-P Plot. Từ biể đồ P-P Pl t ũn h thấy các phân ph i phần q n át hôn phân tán q á x đ ng thẳng kỳ v ng, nên ta có thể kết luận rằng giả thuyết phân ph i chuẩn của phần không bị vi phạm.
c) Kiểm định tính độc lập của sai số (không có tương quan giữa các phần dư)
Sự tồn tại của phần ei là vì các biến của không ngừng h c hỏi có ảnh h ởn đến chia sẻ tri thứ nh n hôn đ ợ đ hết vào mô hình do sự gi i hạn và mục tiêu của nghiên cứu, ch n dạng tuyến tính cho m i quan hệ lẽ ra là phi tuyến hay do sai s tr n đ l ng các biến ... các lý do này có thể d n đến vấn đề t ơn quan chuỗi trong sai s . T ơn q n h ỗi ũn â r nhữn tá động sai lệch nghiêm tr n đến mô hình hồi quy tuyến tính nh hiện t ợn ph ơn i th đổi. Do vậy việc kiểm định các phần không ó t ơn q n v i nhau là thật sự cần thiết. Đại l ợng th ng kê Durbin-W t n ( ) đ ợc sử dụn để kiểm định t ơn quan của các sai s kề nh (t ơn q n h ỗi bậc nhất). Đại l ợng d có giá trị biến thiên trong khoảng 0 < d < 4. Nếu các phần hôn ó t ơn q n h ỗi bậc nhất v i nhau thì giá trị d sẽ gần bằng 2. Nếu giá trị d < 2 thì ó n hĩ l á phần gần nh ó t ơn q n th ận, n ợc lại nếu giá trị 2 < d và d 4 thì các phần ần nh ó t ơn q n n hịch (Hoàng Tr ng & Chu Nguyễn Mộng Ng c, 2008).
Trong bảng 4.10 cho thấy giá trị d = 1,780 2. Vậy có thể kết luận rằng không có sự t ơn q n iữa các phần . Điề n ó n hĩ l mô hình hồi quy không vi phạm giả định về tính độc lập của sai s .
d) Dò tìm bằng đo lường đa cộng tuyến
Dò tìm các vi phạm các giả định trong hồi quy tuyến tính là cần thiết (hồi q đơn t ến tính và hồi quy tuyến tính bội). Có một tình hu ng vi phạm giả định xả r ri n đ i v i hồi quy tuyến tính bội đó l hiện t ợng Cộng tuyến. Sự dò tìm vi phạm giả định n đ ợc g i l Đ l n đ ộng tuyến. Các công cụ chẩn đ án nh : độ chấp nhận của biến (Tolerance), hệ s phón đại ph ơn i (V riance inflation factor – VIF) hay hệ s r trong ma trận hệ s t ơn q n t ến tính ... có thể giúp phát hiện sự tồn tại của cộng tuyến trong dữ liệu và đánh iá mứ độ cộng tuyến làm thoái hóa các tham s đ ợ l ợng (Hoàng Tr ng & Chu Nguyễn Mộng Ng c, 2008).
Theo kết quả phân tích từ dữ liệu cho thấy: độ chấp nhận của biến (Tolerance) có giá trị cao, giá trị nhỏ nhất ũn đạt 0,686. The đó, hệ s phón đại ph ơn i – VIF của tất cả các biến độc lập đều có giá trị khá nhỏ (< 10). Đồng th i các hệ s r trong ma trận hệ s t ơn q n t ến tính có giá trị t ơn đ i thấp, giá trị l n nhất ũn hỉ đạt 0,422. Các chỉ s này chứng tỏ hiện t ợn đ ộng tuyến trong mô hình hồi quy là rất thấp. hĩ l hiện t ợn đ ộng tuyến không là vấn đề nghiêm tr n đ i v i các biến độc lập dùng trong dự báo mô hình hồi quy tuyến tính bội của nghiên cứu này.
Bảng 4.12 - Các thông số thống kê của từng biến trong mô hình hồi quy bội
Mô hình Hệ s h chuẩn hóa Hệ s chuẩn hóa t Sig. 95.0% Confidence Interval for B Hệ s t ơn q n Collinearity Statistics B Sai s chuẩn Beta Lower Bound Upper Bound Zero- order Riêng Từng phần Tolerance VIF 1 Hằng s .636 .283 2.249 .025 .080 1.192 HT_DN .120 .043 .145 2.803 .005 .036 .204 .348 .151 .124 .728 1.374 CH_HH .128 .040 .158 3.183 .002 .049 .207 .358 .171 .141 .796 1.256 NT_MTC .195 .054 .174 3.633 .000 .089 .300 .305 .195 .161 .850 1.176 KD_SP .121 .041 .157 2.992 .003 .042 .201 .381 .161 .132 .711 1.406 SU_CM .159 .045 .190 3.547 .000 .071 .247 .422 .190 .157 .686 1.459 HC_HC .138 .042 .160 3.314 .001 .056 .220 .271 .178 .147 .841 1.189
4.4.3. Phương trình hồi quy bội, ý nghĩa các hệ số hồi quy và tầm quan trọng của từng biến độc lập trong mô hình
Dựa vào các giá trị đ ợc trình bày trong bảng 4.12 cho phép ta xây dựng ph ơn trình thể hiện mứ độ chia sẻ tri thức dự đ án the mứ độ ảnh h ởng của các biến độc lập nh :
CS = 0,636 + 0,12(HT_DN) + 0,128(CH_HH) + 0,195(NT_MTC) + 0,121(KD_SP) + 0,159(SU_CM) + 0,138(HC_HC)
V i kết quả hồi quy cho thấy cả 6 biến độc lập đều có hệ s sig. < 0,05 tức là các biến độc lập n đề ó tá độn đến chia sẻ tri thức của nhân viên khách sạn tại mứ ý n hĩ th n 5%. Đồng th i, giá trị hệ s B của các biến độc lập đều mang dấ ơn . Điều này phản ánh các biến độc lập Hỗ trợ của đồng nghiệp, Các cơ hội học hỏi, Nhận thức được mục tiêu chung của tổ chức, Khoan dung cho các sai phạm và Sự cởi mở thỏa giả thuyết b n đầu là thể hiện sự tá động tích cự đến
chia sẻ tri thức ngoại trừ biến Hạn chế của hoàn cảnh có kết quả trái v i giả thuyết b n đầu xây dựng. h n đâ l ết quả phản ánh đún thực trạng của vấn đề tại th i điểm nghiên cứu. Dấu cộng (+) cho biết các yếu t độc lập ó tá động làm tăn mức chia sẻ tri thức của các nhân viên khách sạn v i nhau khi một biến bất kỳ tr n ph ơn trình tăn l n một đơn vị tr n điều kiện các biến còn lại không thay đổi. Chẳng hạn khi biến Nhận thức được mục tiêu chung của tổ chức tăn lên 1 lần sẽ l m tăn mức chia sẻ tri thức lên 0,195 lần (tức là chia sẻ tri thức nhiề hơn) tr n điều kiện các biến còn lại (các cơ hội học hỏi. sự cởi mở, hỗ trợ của đồng nghiệp, khoan dung cho các sai phạm và hạn chế của hoàn cảnh) hôn th đổi.
Cũng theo kết quả hồi quy cho thấy các hệ s Beta chuẩn hóa của 6 biến độc lập có giá trị từ 0,145 đến 0,190 v i mứ ý n hĩ i . < 0,05. Các hệ s này thể hiện tầm quan tr n t ơn đ i của các biến độc lập hi hún đ ợ đ v mô hình cùng một lú để giải thích cho biến phụ thuộc chia sẻ tri thức.
Bên cạnh đó, hệ s t ơn q n từng phần của biến NT_MTC có giá trị l n nhất là 0,161 thể hiện t ơn q n iữa biến độc lập NT_MTC và biến phụ thuộc CS khi ảnh h ởng tuyến tính của các biến độc lập há đ i v i biến độc lập NT_MTC bị loại bỏ. T ơn tự nh vậy cho các hệ s t ơn q n từng phần của biến độc lập còn lại là SU_CM, HC_HC, CH_HH, KD_SP và HT_DN.
Hơn nữa, hệ s t ơn q n ri n ủa biến độc lập T_MTC ũn m n iá trị l n nhất là 0,195 cho thấ t ơn quan giữa biến độc lập NT_MTC và biến phụ thuộc CS khi ảnh h ởng tuyến tính của các biến độc lập há đ i v i cả biến độc lập NT_MTC và biến phụ thuộc CS bị loại bỏ. V t ơn tự nh thế cho các hệ s t ơn q n ri n ủa các biến độc lập SU_CM, HC_HC, CH_HH, KD_SP và HT_DN.
h vậy, v i các giá trị của hệ s Beta chuẩn hóa, hệ s t ơn q n từng phần và hệ s t ơn q n ri n h phép ta kết luận mứ độ tá động của từng biến độc lập lên biến phụ thuộc chia sẻ tri thức theo thứ tự giảm dần từ mạnh nhất đến yếu nhất nh : (1) Nhận thức được mục tiêu chung của tổ chức, (2) Sự cởi mở, (3) Hạn chế của hoàn cảnh, (4) Các cơ hội học hỏi, (5) Khoan dung cho các sai phạm và cuối cùng (6) Hỗ trợ của đồng nghiệp.
Hình 4.3 - Mức độ tác động của các yếu tố không ngừng học hỏi lên chia sẻ tri thức
4.4.4. Kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu trong mô hình
h đ đề cập ở phần trên, sáu biến độc lập đề ó ý n hĩ tr n mô hình nghiên cứu v i độ tin cậy 95%. Kết quả phân tích mô hình hồi quy v i sáu biến độc lập cho biết:
Biến Nhận thức được mục tiêu chung của tổ chức (NT_MTC) có hệ s sig. = 0,000 < 0,05 và có hệ s hồi quy B = 0,195 đạt giá trị l n nhất. Các chỉ s này cho thấy giả thuyết H5 đề xuất b n đầ đ ợc chấp nhận đồng th i cho biết tá động của biến NT_MTC lên biến phụ thuộc CS là tích cực và mạnh nhất trong s sáu biến có ý n hĩ th ng kê. Theo kết quả phân tích, nế á điều kiện há hôn th đổi, khi yếu t nhận thứ đ ợc mục tiêu chung của tổ chứ tăn l n thì hả năn hia sẻ tri thức của các nhân viên khách sạn tăn l n. Điề n ó n hĩ l á nhân vi n khách sạn rất chú tr n đến việc nắm bắt đ ợc mục tiêu chung mà tổ chức đ h ạch định v h n đến. Lý do là khi nhân viên biết đ ợc các mục tiêu của phòng ban mình đ ng công tác gắn liền v i các mục tiêu chung mà khách sạn phải đạt đ ợc (mục tiêu về phát triển kinh doanh, mục tiêu về thực hiện chỉ tiêu doanh s và lãi đ ợc Tổng Công ty giao, mục tiêu về đ tạo và phát triển đội n ũ kế thừa cho khách sạn và cho Tổng Công ty ...) thì h sẽ ó x h ng làm việc & h c tập tích cự hơn, hi ẻ tri thức nhiề hơn v i á đồng nghiệp khác một mặt là để hoàn
+ 0,138 + 0,195 + 0,121 + 0,120 + 0,159 + 0,128 Chia sẻ tri thức Không ngừng học hỏi Cá ơ hội h c hỏi Sự cởi mở Sự hỗ trợ củ đồng nghiệp
Khoan dung cho những sai phạm
Hạn chế của hoàn cảnh Nhận thứ đ ợc mục tiêu chung của
thành nhiệm vụ đ ợc giao một cách t t nhất, điều này luôn gắn liền v i việc góp phần mang lại kết quả t t trong thực hiện các mục tiêu chung của khách sạn ũn nh đảm bảo ổn định hoặ tăn thu nhập của từn á nhân đ ợ B n l nh đạo khách sạn cam kết; mặt khác khẳn định năn lực và khả năn ủa bản thân trong thực hiện các nhiệm vụ đ ợc giao, gián tiếp gi i thiệu tiềm năng m i cho B n l nh đạo khách sạn quy hoạ h đạo tạo và bổ nhiệm vào những vị trí hơn. D đó, ự quan tâm củ nhân vi n đến yếu t nhận thứ đ ợc mục tiêu chung của tổ chức càng cao thì khả năn hi ẻ tri thức của h càng l n. h vậ , ph ơn trình ự đ án chia sẻ tri thức của mô hình đ xá định yếu t nhận thứ đ ợc mục tiêu chung của tổ chức ó tá động tích cự đến chia sẻ tri thức của các nhân viên trong các khách sạn thuộ S i nt ri t tr n địa bàn thành ph Hồ Chí Minh. Trong thực tiễn hoạt động quản lý v điều hành khách sạn cho thấ á nhân vi n ó q n tâm đến mục tiêu chung của khách sạn, của phòng và của chính h thì h luôn thể hiện khả năn l m việc t t hơn, l ôn tìm tòi h c hỏi những cái m i từ nhiều nguồn há nh để có thể ứng dụng và cải tiến công việc mà h đ n đảm trách một cách hiệu quả nhất. Đồng th i h luôn thể hiện tinh thần chủ động chia sẻ tri thức v i á đồng nghiệp khác có sự q n tâm đến các vấn đề liên quan việc h đ n l m. Và phần th ởng xứng đán cho thành quả l động này là h đ ợ B n l nh đạo khách sạn tr ng dụng, b trí vào các vị trí thích hợp v i khả năn ùn mứ l ơn t ơn ứng.
Biến Sự cởi mở (SU_CM) có quan hệ cùng chiều v i chia sẻ tri thức của nhân viên khách sạn và kết quả phân tích hồi q ũn thể hiện m i quan hệ đồng biến v i biến phụ thuộc Chia sẻ tri thức (CS), tức giả thuyết H2 đ ợc chấp nhận v i hệ s sig. = 0,000 < 0,05 và có hệ s hồi quy B = 0,159. Mứ độ tá động của biến SU_CM lên biến phụ thuộc CS là tích cực và mạnh thứ hai trong s sáu biến có ý n hĩ th ng kê. Theo kết quả phân tích, nế á điều kiện há hôn th đổi, khi yếu t sự cởi mở tăn l n thì khả năn hi ẻ tri thức của các nhân viên khách sạn tăn l n. Điề n ó n hĩ l á nhân vi n há h ạn ũn khá chú tr n đến tính cởi mở của cá nhân trong việc tiếp nhận và chia sẻ những tri thức m i. Yếu t SU_CM đ ợc xem là cầu n i giữa nhận thứ v h nh động. Khi sự cởi mở của một n i càng cao thì khả năn n i đó sẵn sàng chia sẻ những kiến thức hay kinh nghiệm làm việc, h c tập đ ợ tí h lũ sẽ càng l n. D đó, yếu t sự cởi mở đ ợc các nhân viên quan tâm nhiều khi h mu n chia sẻ tri thức của mình v i những
đồng nghiệp khác. Nói cách khác, những nhân viên có tính cởi mở cao thì khả năn chia sẻ tri thức của h v i những đồng nghiệp khác là rất l n. h vậ , ph ơn trình dự đ án hi ẻ tri thức củ mô hình đ xá định yếu t sự cởi mở ó tá động tích cự đến chia sẻ tri thức của các nhân viên trong các khách sạn thuộc S i nt ri t tr n địa bàn thành ph Hồ Chí Minh. Hiện nay, việc đ ạng hóa sản phẩm - dịch vụ và phải luôn làm m i sản phẩm nh n v n giữ đ ợc tiêu chuẩn đẳng cấp t ơn ứng là yêu cầu cấp thiết để một khách sạn tồn tại và phát triển trong thị tr ng du lịch & khách sạn cạnh tranh rất kh c liệt. Vì vậy, sự cởi mở của các nhân viên trong giao tiếp và làm việc v i đồng nghiệp l n khách hàng hằng ngày hay trong h c tập là yếu t quan tr ng giúp các bên có cảm giác thoải mái, tự tin và sẵn sàng tr đổi hay chia sẻ thông tin, ý t ởn , q n điểm, mong mu n, kiến thức l n kinh nghiệm. Đâ l ếu t giúp tạo nên tính hiếu khách của khách sạn trong cung ứng dịch vụ. Chính nh yếu t này tá động lên h nh động chia sẻ tri thức của các nhân viên mà các giải pháp về cải tiến hoạt động, th đổi cách bày trí kể cả tạo ra những sản phẩm m i l ôn đ ợc phần l n nhân viên và khách hàng tán thành.
Biến Hạn chế của hoàn cảnh (HC_HC) the đề xuất có quan hệ trái chiều