6. Ket cấu của đề tài nghiên cứu
3.2.4. Phân tích hồi quy
Tại chương 2, hàm hồi quy tuyến tính dự kiến đã được lập tuy nhiên sau khi kiểm định Cronbach's Alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA một số nhân tố bị loại. Do đó, hàm hồi quy tuyến tính mới bao gồm 5 biến độc lập (SHT, HTT, SGT, SHH, TTT) tác động đến biến phụ thuộc (HSLV).
Mô hình Tổng các bình phương Bậc tự dodf Bình phương độ lệch Giá trịF Hệ sốSig. Hồi quy 50.974 5 10.195 31.711 .000b Phần dư 68.800 241 0.321 Tổng 119.774 219 Biến độc lập: TTT, SHT, SGT, SHH, HTT Biến phụ thuộc: HSLV 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) 0.130 0.255 0.510 0.610 SHT 0.150 0.051 0.171 2.938 0.004 0.796 1.256 HTT 0.124 0.056 0.131 2.218 0.028 0.769 1.300 SGT 0.439 0.058 0.432 7.576 0.000 0.826 1.210 SHH 0.091 0.046 0.113 1.987 0.048 0.830 1.205 TTT 0.129 0.053 0.140 2.421 0.016 0.802 1.247
(Nguồn: Tác giả tổng hợp theo phân tích SPSS (phụ lục 8))
Như trong bảng có giá trị /?2liiệu chỉnh bằng 0,412 cho thấy biến độc lập đưa vào chạy hồi quy ảnh hưởng 41,2% sự thay đổi của biến phụ thuộc, còn lại 58,8% là do các biến ngoài mô hình và sai số ngẫu nhiên. Hệ số Durbin - Watson = 1,931 xấp xỉ gần bằng 2 nên phần dư không có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau (Hoàng Trọng & Mộng Ngọc, 2008). [5]
Đặng Thị Thu Hương - 2020
52
Bảng 3.22. Bảng ANOVA cho hồi quy
(Nguồn: Tác giả tổng hợp theo phân tích SPSS (phụ lục 8))
Kết quả kiểm định trị số F với giá trị Sig. = 0,000 < 0,05 từ bảng phân tích phương sai ANOVA (Bảng 3.22) cho thấy mô hình hồi quy tuyến tính bội đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu, đồng thời sử dụng được.
(Nguồn: Tác giả tổng hợp theo phân tích SPSS (phụ lục 8))
Kết quả hiểm định hệ số hồi quy bội bảng 3.23 cho thấy giá trị Sig. của tất cả các biến đều <0.05 nên giả thuyết cho các yếu tố TTT, SHT, SGT, SHH, HTT được
Tên giả thuyết Hệ số betachuẩn hóa Hệ số Sig. Kếtquả H1: Khi sự giao tiếp giữa các nhân viên trong
công ty càng cao thì hiệu suất làm viêc sẽ càng tăng cao
0.432 0.000 <
0.05 pChấ
nhận 53
Hệ số Beta chuẩn hóa được dùng để đánh giá mức độ quan trọng của từng nhân tố, hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố nào càng cao thì mức độ tác động của nhân tố đó càng cao. Do vậy, thứ tự mức độ tác động từ mạnh nhất tới yếu nhất của các biến độc lập tới biến phụ thuộc HSLV lần lượt là: SGT (0.432) > SHT(0.171) > TTT (0.140) > HTT (0.131) > SHH (0.113). Tương ứng với:
- Nhân tố Sự giao tiếp tác động mạnh nhất tới HSLV của nhân viên. - Nhân tố Sự hợp tác tác động mạnh thứ 2 tới HSLV của nhân viên.
- Nhân tố Truyền dẫn thông tin tác động mạnh thứ 3 tới tới HSLV của nhân viên.
- Nhân tố Hệ thống lương thưởng và động viên tác động mạnh thứ 4 tới tới HSLV của nhân viên.
- Nhân tố Sự học hỏi tác động mạnh yếu nhất tới tới HSLV của nhân viên.
❖Kết luận về các giải thuyết
Thông qua tập số liệu đã thu thập được trong quá trình nghiên cứu và kết quả phân tích hồi quy tuyến tính bộ, phương trình hồi quy tuyến tính bội chưa chuẩn hóa đã thể hiện các yếu tó ảnh hưởng đến hiệu suất làm việc như sau:
HSLV = 0.130 + 0.150*SHT + 0.124*HTT + 0,439*SGT + 0,091*SHH + 0.129*TTT
Và phương trình hồi quy chuẩn hóa:
HSLV = 0.171*SHT + 0.131*HTT + 0.432*SGT + 0.113*SHH + 0.140*TTT
Kết quả nghiên cứu cho thấy 5 yếu tố là Sự hợp tác, Hệ thống khen thưởng và động viên, Sự giao tiếp, Sự học hỏi, Truyền dẫn thông tin có ảnh hưởng thuận chiều đến HSLV của nhân viên trong Công ty TVTK và XD Bảo Lộc. Nên các giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5 được chấp nhận (Bảng 3.24). Năm yếu tố có thể giải thích được 41,2% biến động về ảnh hưởng đến hiệu suất làm việc tại Công ty TVTK và XD được trình bày trong mô hình nghiên cứu.
Nghiên cứu đã đưa ra thứ tự mức độ tác động từ mạnh nhất tới yếu nhất của các biến độc lập tới biến phụ thuộc HSLV. Kết quả kiểm định các giả thuyết được trình bày như sau:
Đặng Thị Thu Hương - 2020
54
H2: Khi sự hợp tác giữa các nhân viên trong
công ty càng cao thì hiệu suất làm viêc sẽ càng tăng cao_________________________________
0.171 0.050.004 < pChấ nhận
H3: Khi truyền dẫn thông tin giữa các nhân viên
trong công ty càng cao thì hiệu suất làm viêc sẽ
càng tăng cao_____________________________ 0.140 0.016 < 0.05 Chấ p nhận
H4: Khi hệ thống lương thưởng và động viên
giữa các nhân viên trong công ty càng cao thì hiệu suất làm viêc sẽ càng tăng cao____________
0.131 0.050.028 < pChấ nhận
H5: Khi sự học hỏi giữa các nhân viên trong
công ty càng cao thì hiệu suất làm viêc sẽ càng tăng cao_________________________________ 0.113 0.048 < 0.05 Chấ p nhận
(Nguôn: Tác giả tông hợp theo phân tích SPSS)
❖Kiểm định phần dư phân phối chuẩn
Đồ thị 3.1. Đồ thị phân tán phần dư Scatterplot Dependent Variable: HSLV φ -ɔ C5 > -ŋ φ ɪŋ φ Q- -σ φ N ɪŋ K. ra ■o C rạ 4-* (/) C O ưì φ L_ O φ (X 0 2
Regression Standardized Residual
O- -2‘ O °o° O ©%>
(Nguôn: Tác giả chạy phân tích SPSS)
55
Đồ thị 3.1 thể hiện thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên xung quanh đường đi qua tung độ 0, không tuân theo hình dạng quy luật nào cụ thể, do đó không có hiện tượng phương sai sai số thay đổi.
❖ Giả định về phân phối chuẩn của phần dư
Đồ thị 3. 2. Đồ thị phân phối phần dư chuẩn hóa
Histogram
(Nguồn: Tác giả chạy phân tich SPSS)
Đồ thị 3.2 cho thấy phân phối chuẩn của phần dư xấp xỉ chuẩn Mean = - 2.96E-16 và độ lệch chuẩn Std. Dev = 0.989, tức là xấp xỉ gần bằng 1. Do đó có thể kết luận giả thuyết về phân phối chuẩn của phần dư không bị sai phạm.
56
Đồ thị 3. 3. Biểu đồ tần số Q-Q
Normal P-P Plot of Regression standardized Residual DependentVariabIe: HSLV 1.0-1---—----ã 0.8- P L- Q- E O ∙σ φ 4-∙ O φ Q. × LU 0.6- 0 4- ---I IΓ~ 0.4---0.6
Observed Cum Prob
(Nguồn: Tác giả chạy phân tích SPSS)
Biểu đồ Q-Q có thể khẳng định kết luận giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm do các điểm quan sát không phân tán quá xa đường kỳ vọng.