Biến Nhân tố 1 2 3 4 5 6 CX2 0,828 CX4 0,802 CX5 0,763 CX1 0,758 CX3 0,661 VT1 0,781 VT2 0,770 VT5 0,751 VT4 0,668 VT6 0,608 BD1 0,673 BD3 0,671 BD5 0,649 BD2 0,646 CN4 0,755 CN5 0,750 CN1 0,731 CN2 0,720 CN3 0,705 QL6 0,740 QL5 0,737 QL3 0,715 QL1 0,690 QL2 0,682 CD4 0,809 CD3 0,768 CD5 0,706 CD2 0,631 Phương sai trích lũy tiến (%) 11,816 23,181 33,480 43,774 53,371 62,034 Hệ số Eigenvalue 6,593 2,890 2,512 2,203 1,854 1,318 KMO: 0,820 Sig: 0,000
Nguồn: Tổng hợp kết quả phân tích dữ liệu bằng SPSS
39
- Hệ số KMO trong phân tích bằng 0,820> 0,5, cho thấy rằng kết quả phân tích yếu tố là đảm bảo độ tin cậy.
- Kiểm định Bartlett's Test có hệ số Sig là 0,000 < 0,05, thể hiện rằng kết quả phân tích yếu tố đảm bảo được mức ý nghĩa thống kê.
- Phương sai trích bằng 62,034 thể hiện rằng sự biến thiên của các yếu tố được phân tích có thể giải thích được 62,034% sự biến thiên của dữ liệu khảo sát ban đầu, đây là mức ý nghĩa ở mức khá.
- Hệ số Eigenvalues của yếu tố thứ 6 bằng 1,318>1, thể hiện sự hội tụ của phép phân tích dừng ở yếu tố thứ 6, hay kết quả phân tích cho thấy có 6 yếu tố được trích ra từ dữ liệu khảo sát.
- Hệ số tải yếu tố của mỗi biến quan sát thể hiện các yếu tố đều lớn hơn 0,5, cho thấy rằng các biến quan sát đều thể hiện được mối ảnh hưởng với các yếu tố mà các biến này biểu diễn.
6 nhân tố đƣợc xác định có thể đƣợc mơ tả nhƣ sau:
- Nhân tố 1: Gồm 5 biến quan sát: CX1, CX2, CX3, CX4, CX5. Tác giả đặt
tên cho nhân tố này là “Cảm xúc” – Ký hiệu là CX. Các biến quan sát đều có hệ số tải lớn hơn 0,6 nên tất cả các biến quan sát này đều có ý nghĩa.
- Nhân tố 2: Gồm 5 biến quan sát: VT1, VT2, VT4, VT5, VT6. Đây là nhân tố “Vị tha” – Ký hiệu là VT. Các biến quan sát đều có hệ số tải lớn hơn 0,6 nên tất cả các biến quan sát này đều có ý nghĩa.
- Nhân tố 3: Gồm 4 biến quan sát: BD1, BD2, BD3, BD5. Chính các biến này cấu thành nhân tố “Bình đẳng” – Ký hiệu là BD. Các biến quan sát đều có hệ số tải lớn hơn 0,6 nên tất cả các biến quan sát này đều có ý nghĩa.
- Nhân tố 4: Gồm 5 biến quan sát: CN1, CN2, CN3, CN4, CN5. Chính các biến này cấu thành nhân tố “Kỹ năng con ngƣời” – Ký hiệu là CN. Các biến quan sát đều có hệ số tải lớn hơn 0,6 nên tất cả các biến quan sát này đều có ý nghĩa.
40
- Nhân tố 5: Gồm 5 biến quan sát: QL1, QL2, QL3, QL5, QL6. Chính các biến này cấu thành nhân tố “Kỹ năng quản lý” – Ký hiệu là QL. Các biến quan sát đều có hệ số tải lớn hơn 0,6 nên tất cả các biến quan sát này đều có ý nghĩa.
- Nhân tố 6: Gồm 4 biến quan sát: CD2, CD3, CD4, CD5. Chính các biến này cấu thành nhân tố “Hết lịng vì cộng đồng” – Ký hiệu là CD. Các biến quan sát đều có hệ số tải lớn hơn 0,6 nên tất cả các biến quan sát này đều có ý nghĩa.
4.2.2.2. Phân tích nhân tố khám phá các thang đo biến phụ thuộc
Thang đo Hành vi đổi mới của người lao động gồm 06 biến quan sát. Sau khi đạt độ tin cậy bằng kiểm tra Cronbach Alpha, phân tích nhân tố khám phá EFA được sử dụng để kiểm định lại mức độ hội tụ của các biến quan sát. Thang đo Hành vi đổi mới của người lao động gồm DM1, DM2, DM3, DM4, DM5, DM6.
Kết quả phân tích nhân tố EFA các thang đo thuộc nhân tố Hành vi đổi mới của người lao động có kết quả như sau:
Bảng 4.5: Kết quả phân tích nhân tố EFA cho thang đo thuộc nhân tố Hành vi đổi mới của ngƣời lao động
Biến Hệ số tải Kiểm định Giá trị
DM2 0,878 KMO 0,89 DM4 0,864 Sig 0,000 DM1 0,836 Eigenvalues 4,148 DM5 0,816 Phương sai trích (%) 69,139 DM3 0,806 DM6 0,785
Nguồn: Tổng hợp kết quả phân tích dữ liệu bằng SPSS
Kết quả phân tích nhân tố lần 1 cho thấy:
- Hệ số KMO trong phân tích bằng 0,89 > 0,5, cho thấy rằng kết quả phân tích yếu tố là đảm bảo độ tin cậy.
- Kiểm định Bartlett's Test có hệ số Sig là 0,000 < 0,05, thể hiện rằng kết quả phân tích yếu tố đảm bảo được mức ý nghĩa thống kê.
41
- Phương sai trích bằng 69,139 thể hiện rằng sự biến thiên của các yếu tố được phân tích có thể giải thích được 69,139% sự biến thiên của dữ liệu khảo sát ban đầu, đây là mức ý nghĩa ở mức khá cao.
- Hệ số Eigenvalues của yếu tố thứ 1 bằng 4,148 > 1, thể hiện sự hội tụ của phép phân tích dừng ở yếu tố thứ 1, hay kết quả phân tích cho thấy có 01 yếu tố được trích ra từ dữ liệu khảo sát.
- Hệ số tải yếu tố của mỗi biến quan sát thể hiện các yếu tố đều lớn hơn 0,6, cho thấy rằng các biến quan sát đều thể hiện được sự ảnh hưởng với các yếu tố mà các biến này biểu diễn.
Như vậy kết quả phân tích nhân tố với các thang đo Hành vi đổi mới của người lao động cũng thể hiện sự tin cậy cao, chỉ có một yếu tố được đưa ra từ các biến quan sát của thang đo Hành vi đổi mới của người lao động.
Từ các kết quả phân tích yếu tố trên, các yếu tố lần lượt được tính tốn giá trị trung bình của điểm đánh giá các biến quan sát thể hiện thang đo, để có thể xác định được một yếu tố đại diện cho các biến quan sát sử dụng trong việc phân tích hồi quy và tương quan.
4.2.3. Mơ hình hiệu chỉnh
Sau khi tiến hành kiểm định độ tin cậy của thang đo bằng phân tích hệ số Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA và loại các biến không đảm bảo trong q trình phân tích. Các biến quan sát hội tụ về đúng 6 nhóm tương ứng với 6 nhân tố độc lập ảnh hưởng đến Hành vi đổi mới của người lao động. Thứ tự của các nhóm nhân tố có thay đổi dẫn đến những giả thiết nghiên cứu mới sau:
- H1: Nhân tố “Cảm xúc” có tương quan đến Hành vi đổi mới của người lao động.
- H2: Nhân tố “Vị tha” có tương quan đến Hành vi đổi mới của người lao động. - H3: Nhân tố “Bình đẳng” có tương quan đến Hành vi đổi mới của người lao
động.
- H4: Nhân tố “Kỹ năng con ngƣời” có tương quan đến Hành vi đổi mới của người lao động.
42
- H5: Nhân tố “Kỹ năng quản lý” có tương quan đến Hành vi đổi mới của người lao động.
- H6: Nhân tố “Hết lịng vì cộng đồng” có tương quan đến Hành vi đổi mới của người lao động.
4.3. PHÂN TÍCH HỒI QUY ĐA BIẾN 4.3.1. Kiểm định hệ số tƣơng quan Pearson’s 4.3.1. Kiểm định hệ số tƣơng quan Pearson’s
Trước khi tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính bội, mối tương quan giữa các biến cần phải được xem xét lại.
Thực hiện việc phân tích hệ số tương quan cho 07 biến, gồm 06 biến độc lập và một biến phụ thuộc (Hành vi đổi mới của người lao động) với hệ số Pearson và kiểm định 2 phía với mức ý nghĩa 0,05 trước khi tiến hành phân tích hồi quy đa biến cho các nhân tố thuộc mơ hình điều chỉnh sau khi hồn thành việc phân tích EFA và kiểm định độ tin cậy Cronbach’s Alpha. Bảng dưới đây mơ phỏng tính độc lập giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập. Tính tương quan đạt mức ý nghĩa ở giá trị 0,05 (Xác suất chấp nhận giả thiết sai là 5%) thì tất cả các biến tương quan với biến phụ thuộc.
Bảng 4.6. Kết quả kiểm định Pearson’s mối tƣơng quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập
CX VT BD CN QL CD
Hành vi đổi mới của người lao
động Hệ số tương quan 0,425** 0,474** 0,482** 0,500** 0,353** 0,311** Sig 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
Nguồn: Tổng hợp kết quả phân tích dữ liệu bằng SPSS
Nhìn vào bảng ở trên, ta thấy hệ số tương quan giữa biến độc lập và các biến phụ thuộc nằm trong khoảng từ 0,311 đến 0,500 Giá trị Sig của các yếu tố đều nhỏ hơn 0,05. Điều này chỉ ra rằng mơ hình có sự tương quan giữa biến phụ thuộc và biến độc lập và việc đưa các biến độc lập vào mơ hình là đúng, vì nó có ảnh huởng nhất định đến biến phụ thuộc. Điều này cho ta thấy rằng Hành vi đổi mới của người lao động chủ yếu bị tác động bởi các nhân tố nêu trên, nên trong q trình phân tích sự ảnh hưởng, đề tài sẽ tập trung nghiên cứu những nhân tố này.
43
4.3.2. Phân tích hồi quy
Kết quả phân tích hồi quy nhằm xác định mức độ ảnh hưởng của từng yếu tố trong mơ hình với biến phụ thuộc Hành vi đổi mới của người lao động. Các mức độ ảnh hưởng này được xác định thông qua hệ số hồi quy. Mơ hình hồi quy như sau:
DM= β0 + β1CX + β2VT + β3BD + β4CN+ β5QL+ β6CD + ei Bảng 4.7: Kết quả phân tích hồi quy đa biến
Mơ hình
Hệ số hồi quy chƣa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy chuẩn
hóa t Sig. B Std. Error Beta Hằng số -0,103 0,286 -0,360 0,719 CN 0,266 0,033 0,359 8031 0,000 QL 0,212 0,039 0,239 5418 0,000 CD 0,252 0,054 0,205 4646 0,000 CX 0,138 0,035 0,196 3927 0,000 BD 0,120 0,038 0,178 3170 0,002 VT 0,088 0,036 0,138 2433 0,016
R2 hiệu chỉnh = 0,550; Kiểm định F với giá trị Sig: 0,000
Nguồn: Tổng hợp kết quả phân tích dữ liệu bằng SPSS
Từ kết quả bảng trên, ta thấy rằng kiểm định F cho giá trị Sig. < 0,05, chứng tỏ là mơ hình phù hợp và cùng với đó là R2 hiệu chỉnh có giá trị bằng 0,550; có nghĩa là mơ hình hồi quy giải thích được 55% sự biến thiên của biến phụ thuộc. Như vậy, mơ hình có giá trị giải thích ở mức khá cao. Bên cạnh đó ta nhận thấy các yếu tố đều ảnh hưởng đến Hành vi đổi mới của người lao động do có giá trị Sig < 0,05. Từ những phân tích trên, ta có được phương trình mơ tả sự biến động của các nhân tố ảnh hưởng đến Hành vi đổi mới của người lao động như sau:
DM= 0,359CN+ 0,239QL+ 0,205CD + 0,196CX + 0,178BD + 0,138VT
Dị tìm các vi phạm giả định cần thiết
- Kiểm định phân phối chuẩn của phần dƣ
Phương sai của phần dư khơng đổi:
44
Hình 4.1: Biểu đồ P – P plot của hồi quy phần dƣ chuẩn hóa
Nguồn: Tổng hợp kết quả phân tích dữ liệu bằng SPSS
Phương sai của phần dư được thể hiện trên đồ thị của phần dư chuẩn hóa theo giá trị dự báo của biến phụ thuộc kết quả đã được chuẩn hóa. Theo quan sát trên biểu đồ trên, thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên quanh trục 0 (tức quanh giá trị trung bình của phần dư) trong 1 phạm vi khơng đổi. Điều này có nghĩa là phương sai của phần dư là khơng đổi.
Phần dư có phân phối chuẩn:
Hình 4.2 Biểu đồ tần số của phần dƣ chuẩn
Nguồn: Tổng hợp kết quả phân tích dữ liệu bằng SPSS
45
Biểu đồ Histrogram trong biểu đồ trên cho ta thấy trong mơ hình hồi quy có kết quả độ lệch chuẩn = 0,987 và phân phối chuẩn của phần dư (mean) = 0. Vì vậy, xác định phần dư có phân phối chuẩn được chấp nhận.
- Giả định tính độc lập của sai số
Đại lượng Durbin – Watson được dùng để kiểm định tương quan của các sai số kề nhau. Giả thuyết khi tiến hành kiểm định này là:
Giả định về tính độc lập của phần dư được kiểm tra qua đại lượng thống kê là Durbin-Watson. Cơng thức như sau:
Trong đó:
ei: phần dư tại quan sát i n: số quan sát
Giá trị 0 ≤ D ≤ 4
Tuy nhiên, trong thực tế khi tiến hành kiểm định Durbin-Watson có thể áp dụng quy tắc như sau (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2010):
Nếu 1 < D < 3 thì kết luận mơ hình khơng có tự tương quan Nếu 0 < D < 1 thì kết luận mơ hình có tự tương quan dương Nếu 3 < D < 4 thì kết luận mơ hình có tự tương quan âm
Thực hiện hồi quy cho ta kết quả về trị kiểm định d của Durbin – Watson trong bảng tóm tắt mơ hình bằng 1,366. Theo điều kiện hồi quy, giá trị Durbin – Watson phải nằm trong khoảng 1 đến 3.
Giá trị d tính được rơi vào miền chấp nhận giả thuyết khơng có tự tương quan. Như vậy mơ hình khơng vi phạm giả định về hiện tượng tự tương quan.
- Giả định khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến
Một trong những u cầu của mơ hình hồi quy tuyến tính bội là các biến độc lập khơng có tương quan chặt với nhau, nếu u cầu này khơng được thỏa mãn thì mơ hình đã xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến
Một trong những cách phát hiện mơ hình có tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến hay khơng mà theo Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008) là sử dụng hệ số
46
phóng đại phương sai (VIF), nếu VIF bằng hoặc vượt q 10 thì xem như có hiện tượng đa cộng tuyến. Theo kết quả ta có các yếu tố CX, VT, BD, CN, QL và CD lần lượt có giá trị VIF là 1,353; 1,734; 1,720; 1,082; 1,053 và 1,056. Qua đó, với hệ số phóng đại phương sai (Variance Inflation Factor - VIF) của các biến nhỏ, mơ hình hồi quy khơng vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến. Hồi quy vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến khi có giá trị VIF lớn hơn hay bằng 10.
4.3.3. Thảo luận kết quả phân tích hồi quy
Bảng 4.8: Tóm tắt kiểm định các giả thiết nghiên cứu Giả Giả
thiết Nội dung Sig. kiểm định Kết quả
H1 Nhân tố “Cảm xúc” có tương quan đến Hành vi đổi
mới của người lao động 0,000 Chấp nhận giả thiết H2 Nhân tố “Vị tha” có tương quan đến Hành vi đổi mới
của người lao động 0,016 Chấp nhận giả thiết
H3 Nhân tố “Bình đẳng” có tương quan đến Hành vi đổi
mới của người lao động 0,002 Chấp nhận giả thiết H4 Nhân tố “Kỹ năng con ngƣời” có tương quan đến
Hành vi đổi mới của người lao động 0,000
Chấp nhận giả thiết H5 Nhân tố “Kỹ năng quản lý” có tương quan đến
Hành vi đổi mới của người lao động 0,000 Chấp nhận giả thiết H6 Nhân tố “Hết lịng vì cộng đồng” có tương quan đến
Hành vi đổi mới của người lao động 0,000 Chấp nhận giả thiết
Nguồn: Tổng hợp kết quả phân tích dữ liệu bằng SPSS
Vậy, mơ hình nghiên cứu sau cùng tồn tại 6 giả thiết
- Giả thiết H4: Nhân tố “Kỹ năng con ngƣời” có tương quan đến Hành vi đổi mới của người lao động. Giả thiết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn 0,05, với hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0,359 chứng tỏ mối quan hệ giữa Hành vi đổi mới của người lao động và Kỹ năng con người là cùng chiều. Vậy khi yếu tố Kỹ năng con người tăng lên 1 đơn vị thì Hành vi đổi mới của người lao động tăng lên tương ứng 0,359 đơn vị và là yếu tố ảnh hưởng mạnh nhất.
- Giả thiết H5: Nhân tố “Kỹ năng quản lý” có tương quan đến Hành vi đổi mới của người lao động. Giả thiết này được chấp nhận do giá trị Sig nhỏ hơn 0,05, với hệ
47
số Beta chuẩn hóa của nhân tố này là 0,239 chứng tỏ mối quan hệ giữa Hành vi đổi