CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.4. phân tích hồi quy và kiểm định giả thuyết
4.4.2 Phân tích hồi quy
Kiểm định độ phù hợp của mơ hình hồi quy
Để đảm bảo mơ hình hồi quy có mối quan hệ biến thiên tuyến tính thì ta phải kiểm định các giả định sau:
− Giả định biến độc lập và biến phụ thuộc có quan hệ tuyến tính (trình bày mục 4.4.1)
− Giả định về mơ hình hồi quy khơng có đa cộng tuyến
− Giả định về phần dư có phân phối chuẩn
− Giả định về tính độc lập của sai số
− Giả định về phương sai phần dư không đổi
Giả định về mơ hình hồi quy khơng có đa cộng tuyến
Kiểm tra giả định về hiện tượng đa cộng tuyến (tương quan giữa các biến độc lập) thông qua giá trị của độ chấp nhận (Tolerance) hoặc hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance inflation factor): VIF > 10 thì có thể nhận xét có hiện tượng đa cộng tuyến (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005), nếu VIF nằm trong khoảng (0; 2) thì sẽ cho kết quả tốt nhất, nếu VIF <10 nhưng lớn hơn 8 ta cũng phải kiểm tra lại để tránh đa cộng tuyến. Để kiểm định đa cộng tuyến ta dựa vào nhân tố VIF trong phụ lục 6, ta thấy các giá trị VIF của biến TB.KH và TB.CD đều nhỏ hơn 0,2 và VIF của biến TB.NLD là 2,095 gần 0,2 nên khơng có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra.
Giả định về phần dư có phân phối chuẩn
Dựa vào biểu đồ 4.1 về phân phối chuẩn của phần dư P-P lot phần dư và biểu đồ 4.2 về Histogram phần dư, ta có thể thấy phân phối chuẩn của phần dư. Qua biểu đồ ta thấy giá trị trung bình của phần dư gần 0 và độ lệch chuẩn = 0,992. Các phần dư phân phối gần đường thẳng và có phân phối chuẩn. Vậy giả định về phần dư có phân phối
chuẩn phù hợp.
Biểu đồ 4.1 Biểu đồ phân phối chuẩn của phần dư P-P lot phần dư
Biểu đồ 4.2 Biểu đồ Histogram phần dư
(Nguồn: Kết quả nghiên cứu định lượng từ tháng 06/2018 đến 09/2018)
Giả định về tính độc lập của sai số
Bảng 4.8 Kết quả kiểm dịnh sự tương quan giữa các phần dư Mơ Mơ
hình
R R2 R2hiệu
chỉnh
Sai số chuẩn của ước lượng
Chỉ số Durbin- Watson
1 0,776 0,602 0,596 0,357 1,825
(Nguồn: Kết quả nghiên cứu định lượng từ tháng 06/2018 đến 09/2018)
Ta có thể kiểm định giả định này thông qua đại lượng Durbin-Waston. Durbin- Watson trong bảng Model sumary dùng để kiểm định giả định về tính độc lập của các sai số, sự tương quan của các sai số kề nhau. Đại lượng này thường có giá trị biến thiên trong khoảng [0;4]. Nếu các phần sai số khơng có tương quan chuỗi bậc nhất với
nhau thì giá trị sẽ gần bằng 2 và trong khoảng [1;3], nếu giá trị đại lượng này càng nhỏ và tiến về 0 thì các phần sai số có tương quan thuận, ngược lại nếu đại lượng này càng lớn càng lớn và tiến về 4 thì các phần sai số có tương quan nghịch.
Vậy căn cứ vào giá trị Durbin-Watson = 1,825 trong bảng 4.9, ta thấy các dữ liệu khơng có tương quan chuỗi bậc nhất và giả định về tính độc lập của sai số là phù hợp.
Giả định về phương sai của phần dư không đổi
Để kiểm định cho giả định về phương sai phần dư không đổi ta dùng đồ thị Scatter lot. Qua biểu đồ 4.2 bên dưới ta thấy đồ thị Scatter lot có giá trị phần dư phân tán ngẫu nhiên qua đường đi qua tung độ 0 nhưng trong biểu đồ nên mơ hình có phương sai của phần dư khơng đổi.
Biểu đồ 4.3 Biểu đồ phân tán phần dư được dự đốn chuẩn hóa Scattter lot
Phân tích mơ hình hồi quy Kiểm định mơ hình
Trên bảng 48, ta thấy hệ số R2
hiệu chỉnh là 0,596 nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với dữ liệu 59,6% hay biến độc lập giải thích cho 59,6% sự biến thiên của biến phụ thuộc.Tiếp theo ta kiểm định tiếp giá trị F theo bảng sau:
Bảng 4.9 Bảng mơ hình hồi quy Anova Mơ hình Tổng các
bình phương df bình phương Trung bình F Mức ý nghĩa
1 Hồi quy 3,843 3 12,6145 98,929 0,000 Phần dư 24,992 196 0,1275
Tổng 62,836 199
(Nguồn: Kết quả nghiên cứu định lượng từ tháng 06/2018 đến 09/2018)
Từ bảng 4.9 ta nhận thấy mức ý nghĩa Sig = 0,000 nên ta bác bỏ giả thuyết H0. Như vậy, mơ hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tổng thể.
Phân tích mơ hình hồi quy
Bảng 4.10 Hệ số hồi quy Mơ hình Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Mức ý nghĩa Đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Giá trị của độ chấp nhận VIF 1 Hằng số 1,090 0,180 6,063 0,000 TB.NLD 0,343 0,054 0,415 6,361 0,000 0,477 2,095 TB.KH 0,161 0,048 0,209 3,355 0,001 0,524 1,908 TB.CD 0,234 0,045 0,284 5,163 0,000 0,669 1,495
(Nguồn: Kết quả nghiên cứu định lượng từ tháng 06/2018 đến 09/2018)
TB.KH, TB.KH đều nhỏ hơn 0,05. Vậy, ta bác bỏ giả thuyết H0: rằng hệ số hồi quy của Beta ba biến TB.NLD, TB.KH, TB.KH bằng 0. Ta kết luận phần riêng của ba biến TB.NLD, TB.KH, TB.KH đều có ý nghĩa. Nhìn vào bảng 4.10 ta có phương trình hồi qui như sau:
Động lực làm việc của nhân viên = 0,415 trách nhiệm xã hội đối với người lao động + 0, 209 trách nhiệm xã hội đối với khách hàng + 0,284 trách nhiệm xã hội đối với cộng đồng.
Vậy ta có thể kết luận ba biến điều có tác động dương đến động lực làm việc của người lao động như mơ hình trong hình 4.1 sau:
Hình 4.1 Mơ hình nghiên cứu chỉnh sửa
(Nguồn: Kết quả nghiên cứu định lượng từ tháng 06/2018 đến 09/2018)
Vậy, CSR với người lao động, CSR với khách hàng và CSR với cộng đồng tác động
0,415
0,209
tương đương đến sự biến thiên của động lực làm việc nhân viên ngân hàng trong đó CSR với người lao động tác động nhiều nhất với Beta 0,415.
Như vậy, theo mơ hình nghiên cứu điều chỉnh ta có các kết luận sau:
Giả thuyết H1 (+): Trách nhiệm xã hội đối với người lao động tác động tích cực đến độc lực làm việc của người lao động được chấp nhận
Giả thuyết H2 (+): Trách nhiệm xã hội đối với khách hàng tác động tích cực đến độc lực làm việc của người lao động được chấp nhận
Giả thuyết H3 (+): Trách nhiệm xã hội đối với cộng đồng tác động tích cực đến độc lực làm việc của người lao động được chấp nhận