Sau khi thực hiện phân tích tương quan, việc phân tích hồi quy tiếp theo nhằm xác định mối quan hệ tuyến tính giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc TNXH.
(Constant) 0.81 4 5 0.18 CDN 0.28 0 0.04 8 QDPL 0.21 6 0 0.04 NLD 0.16 0 6 0.03 NL_________ 0.10 8 3 0.03
R bình phương chưa hóa: R bình phương đã chuẩn hóa: 0.545 P(Anova): 0.000____________________ Durbin - Watson: 1.762_______________ Standardized Coefficients P VIF _____Beta_____ 0.00 0 0.34Γ 0.00 0 4 1.22 _________ 0.313 0.00 0 1.22 1 _________ 0.254 0 0.00 7 1.16 _________ 0.182 1 0.00 3 1.11
Giả định tự tương quan
73
Khóa luận tốt nghiệp
Kết quả phân tích hồi quy trên bảng cho thấy 3> hệ số Durbin - Watson = 1.762 > 1,0 vì thế cho phép kết luận không có hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư. Nghĩa là, giả định này không vi phạm.
Giả định phương sai của sai số không đổi
Để kiểm định giả định phương sai của phần dư không đổi, ta sử dụng đồ thị phân tán của giá trị dự báo đã được chuẩn hóa (Std. predicted value) và phần dư đã được chuẩn hóa (Std. residual).
Ta có các đồ thị the hiện độ phân tán của phần dư như sau: Scatterplot
Hinh 3.7 Đồ thị phân tán giữa giá trị dự đoán và phần dư từ hồi quy
Nguồn: Tổng hợp kết quả nghiên cứu của tác giả
Đồ thị 1 cho thấy các giá trị phần dư phân tán một cách ngẫu nhiên trong một phạm vi quanh trục 0 (giá trị trung bình của phần dư), nghĩa là phương sai của phần dư không đổi và chứng tỏ rằng không bị vi phạm giả định liên hệ tuyến tính.
Giả định về phân phối chuẩn của phần dư
Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa cho thấy phân phối của phần dư xấp xỉ chuẩn (Mean bằng 0 và độ lệch chuẩn Std.Dev. = 0,988). Do đó có thể kết luận rằng
74
SV: Hoàng Thị Khóa luận tốt nghiệp
giả định phân phối chuẩn của phần dư có phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Đa cộng tuyến là hiện tượng xảy ra khi các biến độc lập có tương quan chặt chẽ với nhau. Điều này làm cho hệ số R bình phương và các hệ số hồi quy có sự sai lệch. Việc kiểm tra có đa cộng tuyến trong mô hình hay không được tiến hành bằng cách xem xét hệ số VIF. Ở đây tất cả các hệ số VIF của các biến độc lập đều nhỏ hơn 2. Như vậy, trong mô hình không hề có đa cộng tuyến.
Hệ so r bình phương
Hệ số R bình phương giúp đo đạc mức độ phù hợp của mô hình với ý nghĩa là các biến độc lập giải thích được bao nhiêu % sự biến thiên của biến phụ thuộc. Ở đây hệ số R bình phương đã hiệu chỉnh ở kết quả phân tích hồi quy lần 2 bằng 0.545 đạt yêu cầu. Như vậy các biến độc lập giải thích được 54.5% (>50%) sự biến thiên của biến phụ thuộc TNXH
Phương trình hồi quy có dạng: Y = b + a1 X1+ a2X2+ a3 X3 + a4X4
Giả thuyết Nội dung Kết luận Trong đó: - Y: TNXH - X1 : CDN - X2 : QDPL - X3 : NLD - X4 : NL
Mô hình hồi quy chưa chuẩn hóa: Y = 0.814 + 0.280 X1+ 0.216 X2 + 0.160 X3 + 0.108X4
Mô hình hồi quy đã chuẩn hóa: Y = 0.341 X1 + 0.313 X2 + 0.254 X3 + 0.182 X4
Ket quả phân tích phương sai ANOVA cho sig = 0.000<0.05. Như vậy mô hình hồi quy đa biến là phù hợp với dữ liệu được khảo sát.
Thông qua mô hình hồi quy ta thấy được nhân tố CDN có ảnh hưởng mạnh nhất đến nhân tố phụ thuộc TNXH với hệ số Beta đã chuẩn hóa là 0.341. Tiếp theo là các nhân
tố QDPL (β = 0.313), nhân tố NLD (β = 0.254) và cuối cùng là nhân tố NL (β = 0.182).
Như vậy, các giả thuyết H1, H2,H3, H4 được chấp nhân tại mức ý nghĩa 5% (độ tin cậy 95%).
Từ đó, ta lập được phương trình hồi quy tuyến tính như sau: TNXH = 0,341CDN+ 0,313QDPL + 0,254DNLD + 0,182NL Hay được viết dưới dạng:
Trách nhiệm xã hội = 0,341* Nhận thức của chủ doanh nghiệp + 0,313* Quy định pháp lí + 0,254* Nhận thức của người lao động + 0,182*Nguồn lực của doanh nghiệp.
Vì vậy ở độ tin cậy 95% các biến độc lập đều có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc với hệ số dốc lần lượt là 0,341; 0,313; 0,254; 0,182 đều mang dấu (+) nên các biến đều ảnh hưởng cùng chiều (tương quan thuận) đến Trách nhiệm xã hội.
Tầm quan trọng của các biến độc lập với biến phụ thuộc được xác định căn cứ vào hệ số beta. Trong đó, ảnh hưởng quan trọng nhất đến biến phụ thuộc Trách nhiệm
xã hội là nhân tố “Nhận thức của chủ doanh nghiệp” có mức độ ảnh hưởng mạnh nhất với hệ số dốc 0.341. Tiếp đến là nhân tố quy định của pháp luật với điểm hệ số 0,313. Nhân tố Nhận thức của người lao động có mức độ ảnh hưởng xấp xỉ nhân tố Quy định pháp luật với 0.254 điểm. Nguồn lực của doanh nghiệp có mức độ ảnh hưởng yếu nhất đến thực hiện trách nhiệm xã hội với hệ số dốc =0,182.76
SV: Hoàng Thị
- Các kết quả thu được từ các kiểm định hồi quy ở trên đã đưa ra
được kết luận về kiểm định các giả thuyết như sau:
H1
thực hiện TNXH của Công ty. nhận H2
Quy định của pháp luật có tương quan thuận đến việc thực hiện TNXH của Công ty.
Chấp nhận H3
Nhận thức của người lao động có tương quan thuận đến việc thực hiện TNXH của Công ty.
Chấp nhận H4
Nguồn lực của doanh nghiệp có tương quan thuận đến việc thực hiện TNXH của Công ty.
Chấp nhận