CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.3 Kết quả kiểm định các giả thuyết của mơ hình nghiên cứu
Sau khi các biến quan sát trải qua quá trình kiểm định độ tin cậy và phân tích EFA, các biến được tiếp tục đưa vào để thực hiện các phân tích tiếp theo, đó chính là tiến hành ước lượng phân tích tương quan, thực hiện kiểm định các giả thuyết nghiên cứu thông qua phương pháp hồi quy tuyến tính bội
Bảng 14: Ma trận tương quan giữa các biến nghiên cứu trong mơ hình nghiên cứu
PJ DJ TJ IJ PRJ AKS PJ Pearson Correlation 1 .201 ** .196** .145* .424** .437** Sig. (2-tailed) .000 .001 .011 .000 .000 N 308 308 308 308 308 308 DJ Pearson Correlation .201 ** 1 .444** .271** .059 .489** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .303 .000 N 308 308 308 308 308 308 TJ Pearson Correlation .196 ** .444** 1 .309** .175** .522** Sig. (2-tailed) .001 .000 .000 .002 .000 N 308 308 308 308 308 308 IJ Pearson Correlation .145 * .271** .309** 1 .129* .420**
Sig. (2-tailed) .011 .000 .000 .023 .000 N 308 308 308 308 308 308 PRJ Pearson Correlation .424 ** .059 .175** .129* 1 .360** Sig. (2-tailed) .000 .303 .002 .023 .000 N 308 308 308 308 308 308 SK Pearson Correlation .437 ** .489** .522** .420** .360** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 N 308 308 308 308 308 308
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
Trước khi thực hiện hồi quy nhằm ước lượng sự tác động của các yếu tố lên yếu tố chia sẻ tri thức cho khách hàng, ta tiến hành kiểm định mối quan hệ giữa các biến trong mơ hình nghiên cứu thơng qua phân tích tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc trong mơ hình nghiên cứu , kết quả kiểm định mối tương quan giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc (chia sẻ tri thức) trong mơ hình nghiên cứu , giá trị kiểm định sig của các kiểm định tương quan đều < 0.05 ( 0.00) nên ta có thể kết luận các biến độc lập trong mơ hình nghiên cứu có mối tương quan với biến phụ thuộc thuận lợi để thực hiện hồi quy tuyến tính.
Sau khi kiểm định tương quan tiến hành thực hiện phướng pháp hồi quy nhằm kiểm định các giả thuyết nghiên cứu , kết quả phân tích hồi quy được thể hiện như sau
Bảng 4.9: Model summary Mơ hình Hệ số R Hệ số R2 Hệ số R 2 hiệu chỉnh Độ lệch chuẩn ước lượng Đại lượng Durbin-Watson 1 .719a .517 .509 .53462 1.937
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
Bảng 15: ANOVA Mơ hình Tổng phương Mơ hình Tổng phương sai df Phương sai trung bình Giá trị F Giá trị Sig. Hồi quy 92.236 5 18.447 64.542 .000b Phần dư 86.317 302 .286 Tổng 178.553 307
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
Bảng 16: Hệ số ước lượng hồi quy mơ hình
Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa Trị t Trị Sig. Collinearity Statistics B Std. Error
Beta Tolerance VIF
Hằng số .248 .180 1.376 .170 PJ .166 .033 .229 5.081 .000 .786 1.273 DJ .211 .038 .256 5.611 .000 .766 1.305 TJ .221 .038 .268 5.778 .000 .747 1.339 IJ .169 .034 .212 4.949 .000 .874 1.144 PRJ .141 .036 .173 3.884 .000 .803 1.245
Dựa vào kết quả phân tích hồi quy trước tiên ta xem bảng Model summary, ta thấy hệ số R2 hiệu chỉnh là 0.509 (>0.4) hệ số này cho thấy mơ hình phù hợp với dữ liệu nghiên cứu ở mức khá tốt , hệ số này có ý nghĩa là 50.9 % biến thiên của chia sẻ tri thức được giải thích tốt bởi các biến độc lập trong mơ hình nghiên cứu, phần còn lại là do các biến ngồi mơ hình nghiên cứu giải thích
Bên cạnh đó bảng ANOVA có giá trị kiểm định sig = 0.00 < 0.05 nên ở độ tin cậy 95% ta có thể kết luận rằng có ít nhất một hệ số Beta khác khơng , có sự tác động tối thiểu của ít nhất một yếu tố lên chất lượng dịch vụ, hay nói cách khác ở độ tin cậy 95% thì mơ hình phù hợp với dữ liệu nghiên cứu .
Dị tìm các sai phạm (giả định hồi quy)
Giả định về tính độc lập phương sai : theo Nguyễn Đình Thọ (2011) dùng giá trị
Durbin Waston để kiệm định hiện tượng này, nếu các phần dư khơng có tương quan chuỗi bậc 1 với nhau thì giá trị Durbin Waston sẽ gần bằng 2, hay nói cách khác giả thuyết H0 : hệ số tương quan thổng thể các phần dư sẽ bằng 0 bị bác bỏ, dựa vào bảng Model sumary ta thấy Giá trị của Đại lượng Durbin-Watson = 1.937 điều này cho thấy mơ hình khơng vi phạm giả thuyết tự tương quan.
Giả định khơng có hiện tượng đa cộng tuyến Theo nguyễn đình thọ (2011), hiện
tượng đa cộng tuyến được xem xét thông qua giá trị VIF của các hệ số Beta, nếu các giá trị VIF này nhỏ hơn 10 thì hiện tượng đa cộng tuyến xem như không xuất hiện, hiện tượng đa cộng tuyến sẽ ảnh hưởng đến việc giải thích các kết quả hồi quy của các biến độc lập, dựa vào các giá trị VIF trong bảng hệ số hồi quy ta thấy các giá trị VIF của các hệ số ước lượng Beta đều < 10 rất nhiều (1.144- 1.339) , điều này cũng cho thấy rằng các biến độc lập trong mơ hình nghiên cứu khơng có hiện tượng đa cộng tuyến, và các kết quả này cũng an tâm lý giải.
Giả định về phân phối chuẩn phần dư Giả định này được xem xét thông qua biểu
đồ thể hiện sự phân phối của phần dư chuẩn hóa, nếu biểu đồ thể hiện sự phân phối chuẩn của phần dư chuẩn hóa giả định sẽ được đáp ứng, nhìn vào hình ta thấy phần dư chuẩn
hóa của phương trình hồi quy 1 có dạng hình chng và phân phối chuẩn nên ta có thể kết luận Giả định phân phối chuẩn phần dư được đáp ứng
Hình 8: Sơ đồ phân phối chuẩn hóa
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
Dựa vào bảng hệ số ước lượng hồi quy của mơ hình ta có thể kết luận như sau thơng qua các kiểm định cũng như hệ số ước lượng có được từ phân tích hồi quy
Dựa vào bảng hệ số ước lượng hồi quy của mơ hình ta có thể kết luận như sau thơng qua các kiểm định cũng như hệ số ước lượng có được từ phân tích hồi quy
Yếu tố cơng bằng thủ tục nhìn vào kết quả phân tích hồi quy, ta thấy hệ số beta chuẩn hóa của ước lượng là 0.229, đồng thời giá trị kiểm định sig của hệ số Beta là 0.00 < 0.05 , nên ở độ tin cậy 95% ta có thể nói rằng yếu tố công bằng không gian tác động cùng chiều đến chia sẻ tri thưc ,điều này có nghĩa rằng khi tăng công bằng thủ tục lên một đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi thì chia sẽ tri thức sẽ tăng lên 0.229 đơn vị , tuy đây không phải là yếu tố tác động mạnh nhất đến sự chia sẻ tri thức của nhân viên nhưng trọng số của yếu tố này cũng tương đối lớn so với các trọng số khác trong mơ hình nghiên cứu , và đây là yếu tố tác động cùng chiều lên chia sẻ tri thức, cần có những biện pháp thích hợp nếu muốn gia tăng sự chia sẻ tri thức.
Yếu tố công bằng phân phối kết quả ước lượng mơ hình cho thấy được hệ
số Beta của yếu tố này là 0.256 một trọng số cũng khá lớn, bên cạnh đó giá trị kiểm định sig của yếu tố này là 0.00 ( <0.05) nên ở độ tin cậy 95% ta có thể kết luận rằng cơng bằng phân phối có ảnh hưởng cùng chiều đến chia sẻ tri thức, đây là yếu tố có tác động mạnh thứ 2 đến sự chia sẻ tri thức, cần chú ý để có những biện pháp tốt nhằm cải thiện và gia tăng yếu tố này để gia tăng việc chia sẻ tri thức, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi khi tăng công bằng phân phối lên 1 đơn vị thì chia sẻ tri thức sẽ
gia tăng lên 0.256 đơn vị , như vậy yếu tố cơng bằng phân phối là yếu tố có tác động cùng chiều và khá mạnh đến chia sẻ tri thức
Yếu tố công bằng thời gian , kết quả phân tích hệ số hồi quy cho ta thấy
được hệ số hồi quy của ước lượng là 0.268 bênh cạnh đó giá trị kiểm định của hệ số Beta có giá trị sig là 0.000 < 0.05 nên ở độ tin cậy 95% ta có thể kết luận rằng công bằng thời gian tác động cùng chiều lên chia sẻ tri thức, theo trọng số tác động có được thì đây là yếu tố tác động mạnh nhất đến chia sẻ tri thức của nhân viên , chính vì vậy cần có những chính sách thích hợp để cải thiện nâng cao yếu tố này nhằm có thể gia tăng chia sẻ tri thức hơn nữa.
Yếu tố công bằng đối xử (tương tác) kết quả ước lượng hệ số beta chuẩn
hóa là 0.212 giá trị kiểm định của ước lượng có hệ số beta là 0.00 < 0.05 , nên ở độ tin cậy 95% ta có thể kết luận rằng cơng bằng đối xử có ảnh
hưởng tích cực đến chia sẻ tri thức, Hệ số Beta = 0.212 có ý nghĩa là khi ta gia tăng công bằng đối xử lên 1 đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi thì chia sẻ tri thức sẽ tăng lên 0.212 đơn vị, tuy đây là yếu tố có sự tác động khơng cao nhất tuy nhiên đây là yếu tố có sự tác động cùng chiều đến sự chia sẻ tri thức, nên cần có những biện pháp thích hợp tập trung vào sự đảm bảo để có thể gia tăng yếu tố chia sẻ tri thức của nhân viên
Yếu tố công bằng không gian kết quả ước lượng của hệ số này với hệ số
Beta chuẩn hóa là 0.173, với giá trị kiểm định sig = 0.00 (<0.05) nên ở độ tin cậy 95% ta nói rằng cơng bằng khơng gian có ảnh hưởng cùng chiều đến chia sẻ tri thức, khi gia tăng công bằng không gian lên một đơn vị ở điều kiện các yếu tố khác khơng đổi thì chia sẻ tri thức sẽ tăng lên 0.173 đơn vị, tuy đây khơng phải là yếu tố có tác động mạnh đến chia sẻ tri thức
nhưng đây là yếu tố có tác động cùng chiều nên cần có những biện pháp đầu tư nguồn lực thích hợp để có thể gia tăng chia sẻ tri thức
Phương trình thể hiện mối quan hệ giữa chia sẻ tri thức với các yếu tố của công bằng tổ chức
Chia sẻ tri thức = 0.248 + 0.166 công bằng thủ tục + 0.211 công bằng phân phối + 0.221 công bằng thời gian + 0.169 công bằng tương tác + 0.141 công bằng không gian Như vậy thông qua phương pháp hồi quy ta có thể kết luận được các giả thuyết
nghiên cứu được kiểm định , và ước lượng được mức độ quan trọng của các yếu tố tác động đến sự chia sẻ tri thức của nhân viên, kết quả có 5 giả thuyết nghiên cứu được chấp nhận . đây chính là căn cứ để đưa ra các yếu tố chính sách thích hợp nhẳm cải thiện sự chia sẻ tri thức của nhân viên.
Bảng 17: Tóm tắt kết quả các giả thuyết được kiểm định
Các giả thuyết nghiên cứu Kết quả kiểm định
H1: Công bằng phân phối tác động thuận chiều đến việc chia
sẻ tri thức Chấp nhận
H2: Công bằng thủ tục tác động thuận chiều đến việc chia sẻ
tri thức Chấp nhận
H3: Cơng bằng đối xử có động thuận chiều đến việc chia sẻ
tri thức Chấp nhận
H4: Công bằng thời gian tác động thuận chiều đến việc chia
sẻ tri thức Chấp nhận
H5: Công bằng không gian tác động thuận chiều đến việc chia
sẻ tri thức Chấp nhận