4.4 Phân tích hồi quy tuyến tính
4.4.3 Phân tích ảnh hưởng và so sánh mức độ tác động của các thành phần giao
giao tiếp nội bộ đến sự gắn kết nhận thức
Phần này sẽ trình bày các kết quả nhằm đánh giá ảnh hưởng của giao tiếp nội bộ đến sự gắn kết nhận thức. Kết quả phân tích hồi quy được trình bày qua các bảng 4.13, bảng 4.14, bảng 4.15 và xem thêm ở phụ lục 8
Bảng 4.13: Kiểm định tính phù hợp của mơ hình hồi quy tác động của các thành phần giao tiếp nội bộ đến sự gắn kết nhận thức
ANOVAb Mơ hình Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. Hồi quy 94.561 5 18.912 49.567 0.000 Phần dư' 86.230 226 0.382 Tổng 180.791 231
Biến độc lập: COHOI, COIMO, CHATLUONG, TINCAY, GIAOTIEP Biến phụ thuộc : NHAN THUC
Bảng 4.14: Tóm tắt mơ hình hồi quy tác động của các thành phần giao tiếp nội bộ đến sự gắn kết nhận thức
Mơ hình R R bình
phương
R bình phương điều
chỉnh Sai số chuẩn của dự báo
0.723 0.523 0.512 0.618
Biến độc lập: COHOI, COIMO, CHATLUONG, TINCAY, GIAOTIEP Biến phụ thuộc : NHANTHUC
Bảng 4.15: Hệ số hồi quy mơ hình tác động của các thành phần giao tiếp nội bộ đến sự gắn kết nhận thức Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Dung sai VIF (Hằng số) -0.333 0.236 -1.414 0.158853 GIAOTIEP 0.180 0.047 0.193 3.820 0.000172 0.825 1.212 TINCAY 0.191 0.041 0.213 4.618 0.000007 0.988 1.013 CHATLUONG 0.207 0.038 0.255 5.505 0.000000 0.983 1.018 COIMO 0.268 0.037 0.335 7.241 0.000000 0.985 1.015 COHOI 0.261 0.035 0.380 7.531 0.000000 0.831 1.204 Biến phụ thuộc: NHAN THUC
Tương tự mơ hình tác động của các thành phần giao tiếp nội bộ đến sự gắn kết tự nguyện, ta thấy:
Trong bảng tóm tắt mơ hình (bảng 4.14) ta thấy hệ số R2 đã hiệu chỉnh bằng 0.512 (51.2%) nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với dữ liệu 51.2%, hay nói khác hơn là 51.2% sự khác biệt trong giao tiếp nội bộ.
Các hệ số phóng đại của phương sai VIF (bảng 4.15) đều nhỏ hơn 2, chứng tỏ rằng mơ hình hồi quy khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Quan sát biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa (phụ lục 8) ta thấy giả thuyết phân phối chuẩn là không vi phạm. Biểu đồ tần số P-P (phụ lục 8) cũng cho thấy kết luận tương tự, với các chấm phân tán sát với đường chéo. Quan sát đồ thị phân tán (phụ lục
8) ta thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên xung quanh đường đi qua tung độ 0 chứ khơng
tạo nên hình dạng nào. Như vậy, giả định phương sai khơng đổi của mơ hình hồi quy không bị vi phạm.
Các kiểm định ở trên, cho thấy các giả định của hàm hồi quy tuyến tính khơng bị vi phạm và mơ hình hồi quy đã xây dựng là phù hợp với tổng thể. Từ bảng hệ số hồi quy (bảng 4.15) chúng ta nhận thấy trong 5 biến tác động đưa vào mơ hình phân tích hồi quy tuyến tính, thì 5 biến này đều tác động có mối quan hệ tuyến tính với biến gắn kết nhận thức (NHANTHUC). Đó là các biến : giao tiếp cấp trên – cấp dưới (GIAOTIEP) với .Sig = 0.000172 (<5%) , chất lượng thông tin (CHATLUONG) với .Sig = 0.00 (<5%), cởi mở với cấp trên (COIMO) với .sig = 0.00 ( <5%) cơ hội giao tiếp hướng lên (COHOI) với .Sig = 0.00 (<5%), sự tin cậy thông tin (TINCAY) với .Sig = 0.000007 (<5%). Các quan hệ tuyến tính này đều là quan hệ tuyến tính dương.
Phân tích hồi quy cho ta phương trình hồi quy tuyến tính đã chuẩn hóa sau :
NHANTHUC = 0.193*GIAOTIEP + 0.255*CHATLUONG + 0.335*COIMO + 0.380*COHOI + 0.213*TINCAY
Hệ số Beta của 5 của yếu tố GIAOTIEP, CHATLUONG, COIMO, COHOI, TINCAY đều dương nên giả thuyết H1-1, H2-1, H3-1, H4-1, H5-1 được chấp nhận. Nếu so sánh mức độ tác động thì yếu tố Cơ hội giao tiếp hướng lên tác động mạnh nhất đến sự gắn kết nhận thức, kế đến là yếu tố Cởi mở với cấp trên, và cuối cùng là yếu tố Chất lượng thông tin.