OR RB KS EH IN OR Hệ số tương quan Pearson 1 Sig. (2-tailed) .000 RB Hệ số tương quan Pearson .491 ** 1 Sig. (2-tailed) .000 KS Hệ số tương quan Pearson .415 ** .258** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 EH Hệ số tương quan Pearson .556 ** .461** .447** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 IN Hệ số tương quan Pearson .589 ** .793** .334** .647** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000
**. Tương quan có ý nghĩa với mức ý nghĩa 0.01
(Nguồn: Tác giả)
Kết quả cho thấy các biến độc lập đều có tương quan với biến phụ thuộc ở mức ý nghĩa thống kê 0,01. Cụ thể là các biến độc lập OR, RB, KS, EH lần lượt có hệ số tương quan với biến phụ thuộc IN là 0.589, 0.793, 0.334, 0.647 > 0.3 nên dữ liệu phù hợp để phân tích hồi qui bội.
Bên cạnh đó hệ số tương quan giữa các biến độc lập cũng lớn hơn 0.3. Theo bảng 4.14 thì hệ số tương quan giữa biến EH với OR, RB và KS lần lượt là: 0.556, 0.461, 0.447. Vì vậy để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến có xảy ra hay khơng, tác giả sẽ tiến hành kiểm định ở phía dưới (mục 4.4.6).
4.4.2. Đánh giá sự phù hợp của mơ hình
Sự phù hợp của mơ hình được đánh giá bằng hệ số R2 và R2 hiệu chỉnh. Theo nguyên tắc thì R2 hiệu chỉnhcàng gần 1 thì mơ hình càng phù hợp. Phân tích được thực hiện bằng phương pháp Enter.
Bảng 4.16: Đánh giá sự phù hợp của mơ hình theo R2 và hệ số Durbin - Watson
Mơ hình R R2 R2 điều chỉnh
Ước lượng sai số chuẩn Durbin - Watson 1 .860a .740 .735 .57494 2.140 Biến độc lập: EH, KS, RB, OR Biến phụ thuộc: IN (Nguồn: Tác giả)
R2 hiệu chỉnh bằng 0.735 (> 0.5) cho thấy mơ hình giả thuyết đưa ra là phù hợp với tập dữ liệu mẫu. Các biến độc lập: những phần thưởng được mong đợi (OR), những lợi ích tương hỗ (RB), sự tự tin vào tri thức của bản thân (KS) và sự vui thích giúp đỡ người khác (EH) giải thích 73.5% phương sai của biến phụ thuộc: ý định chia sẻ tri thức (IN).
4.4.3. Kiểm định sự phù hợp của mơ hình
Kiểm định F sử dụng phương pháp phân tích phương sai (ANOVA) là phép kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mơ hình hồi qui tuyến tính tổng thể.
Bảng 4.17: Kiểm định phương sai ANOVA ANOVAa ANOVAa Mơ hình Tổng bình phương df Bình phương trung bình F Sig. 1 Hồi quy 188.811 4 47.203 142.800 .000b Phần dư 66.441 201 .331 Tổng 255.252 205 Biến độc lập: EH, KS, RB, OR Biến phụ thuộc: IN (Nguồn: Tác giả)
Kết quả phân tích ANOVA cho thấy F = 142.800 và giá trị sig. = 0.000 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng tất cả các hệ số hồi qui đều bằng 0, nên mơ hình hồi quy là phù hợp với tập dữ liệu (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008, tập 1, tr. 240).
4.4.4. Kết quả phân tích hồi qui tuyến tính
Bảng 4.18: Kết quả phân tích hồi qui bội theo phương pháp Enter Mơ hình Hệ số hồi qui Mơ hình Hệ số hồi qui
chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi qui đã chuẩn hóa Giá trị kiểm định t Mức ý nghĩa (Sig.) Thống kê đa cộng tuyến
B Sai số chuẩn Beta Dung
sai VIF 1 Hằng số -.126 .260 -.486 .628 OR .135 .047 .135 2.882 .004 .592 1.688 RB .579 .042 .589 13.75 8 .000 .707 1.414 KS -.012 .050 -.010 -.246 .806 .760 1.316 EH .318 .049 .305 6.528 .000 .594 1.682 Biến phụ thuộc: IN (Nguồn: Tác giả)
Với mức ý nghĩa 5%, ba yếu tố những phần thưởng mong đợi (OR), những lợi ích tương hỗ (RB) và sự vui thích giúp đỡ người khác (EH) đều có ý nghĩa trong mơ hình (sig. của 3 yếu tố này lần lượt là 0.04, 0.00, 0.00 < 0.5). Hệ số hồi qui lần lượt của 3 yếu tố này là β1 = 0.135, β2 = 0.589, β3 = 0.305.
Dựa vào kết quả trong bảng 4.18 yếu tố sự tự tin vào tri thức của bản thân (KS) có giá trị Sig. = 0.806 > 0.05, chứng tỏ yếu tố này khơng có ý nghĩa thống kê trong mơ hình.
Kết quả phân tích cho thấy, yếu tố “những lợi ích tương hỗ” có ảnh hưởng quan trọng nhất đến ý định chi sẻ tri thức của nhân viên người Việt trong các công ty đa quốc gia trên địa bàn Thành phố Hồ Chí Minh, yếu tố có ảnh hưởng quan trọng tiếp theo là “sự vui thích giúp đỡ người khác” và sau cùng là yếu tố “những phần thưởng mong đợi”.
4.4.5. Kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Với R2 hiệu chỉnh= 0.735 mô hình giải thích được 73.5% sự thay đổi của biến phụ thuộc ý định chia sẻ tri thức (IN). 26.5% sự biến thiên cịn lại được giải thích bởi các biến khác ngồi mơ hình.
Bảng 4.18: Kết quả tổng hợp các kiểm định giả thuyết
Giả thuyết Beta Sig. Kết quả
kiểm định
H H1
OR: Những phần thưởng được mong đợi có ảnh hưởng tích cực đến ý định chia sẻ tri thức.
.135 0.04 Chấp nhận
H H2
RB: Những lợi ích tương hỗ có ảnh hưởng tích cực đến ý định chia sẻ tri thức của nhân viên.
.589 0.000 Chấp nhận
H H3
KS: Sự tự tin vào tri thức của bản thân có ảnh hưởng tích cực đến ý định chia sẻ tri thức của nhân viên.
-.010 0.806 Bác bỏ
H H4
EH: Sự vui thích giúp đỡ người khác có ảnh hưởng tích cực đến ý định chia sẻ tri thức của nhân viên.
.305 0.000 Chấp nhận
Các giả thuyết H1, H2 và H4 đều có hệ số Beta lớn hơn 0 và mức ý nghĩa (sig.) nhỏ hơn 0.05 nên các yếu tố này có tác động cùng chiều đến ý định chia sẻ tri thức. Do đó chấp nhập các giả thuyết H1, H2 và H4.
Giả thuyết H3 có giá trị Beta = - 0.010, sig. = 0.806 > 0.05, cho thấy sự tác động của yếu tố này đến ý định chia sẻ tri thức khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Vì vậy giả thuyết H3 bị bác bỏ.
4.4.6. Dị tìm các vi phạm giả định cần thiết
Hiện tượng đa cộng tuyến
Theo Nguyễn Đình Thọ (2011, tr. 517), trong mơ hình hồi qui bội chúng ta có thêm một giả định nữa là các biến độc lập khơng có tương quan hồn tồn với nhau.
Vì khi các biến độc lập có quan hệ với nhau thì các biến này hầu như khơng có giá trị giải thích biến thiên của biến phụ thuộc trong mơ hình hồi qui tuyến tính bội (Theo Hair và cộng sự 2006, dẫn trong Phùng Thanh Vân 2014, tr. 54).
Hiện tượng các biến độc lập tương quan với nhau gọi là hiện tượng đa cộng tuyến (VIF – Variance Inflation Factor). Khi VIF của một biến độc lập > 10 thì biến đó sẽ khơng có giá trị giải thích biến thiên của biến phụ thuộc trong mơ hình và VIF của một biến độc lập < 2 thì được chấp nhận (Nguyễn Đình Thọ 2011, tr. 518).
Bảng 4.19: Kết quả hệ số VIF của biến độc lập
OR RB KS EH
VIF 1.688 1.414 1.316 1.682
Kết quả phân tích cho thấy chỉ số VIF của các biến độc lập đều nhỏ hơn 2. Vậy nên khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
Kiểm định quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và biến độc lập cũng như hiện tượng phương sai của phần dư thay đổi
Cách đơn giản để thực hiện kiểm định này là vẽ đồ thị phân tán giữa các phần dư và giá trị dự đoán đã chuẩn hóa. Nếu giả định quan hệ tuyến tính và phương sai khơng đổi thỏa mãn thì phần dư sẽ phân tán ngẫu nhiên trên đồ thị.
Đồ thị 4.1: Kết quả giả định liên hệ tuyến tính
Kết quả cho thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên trong một vùng đi qua gốc tọa độ 0 chứ khơng tạo thành một hình dạng đặc biệt nào. Điều này cho thấy giá trị dự đoán và phần dư độc lập với nhau, phương sai của phần dư khơng đổi. Vậy nên mơ hình hồi qui là phù hợp.
Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư
Phân phối chuẩn của phần dư được kiểm tra dựa vào biểu đồ tần số Histogram. Nếu đồ thị này có dạng đường cong phân phối chuẩn nằm chồng lên biểu đồ tần số, có mean xấp xỉ bằng 0 và giá trị độ lệch chuẩn xấp xỉ bằng 1 thì phần dư xem như có phân phối chuẩn.
Đồ thị 4.2: Khảo sát phân phối chuẩn của phần dư (biểu đồ Histogram)
Từ biểu đồ, ta thấy có một đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số, phần dư xấp xỉ chuẩn do giá trị trung bình mean = -6.08E-16 0 và độ lệch chuẩn = 0.993 1, từ đó có thể kết luận rằng giả thuyết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Phân phối chuẩn của phần dư còn được kiểm tra dựa vào đồ thị P – P.
Đồ thị 4.3: Khảo sát phân phối chuẩn của phần dư (đồ thị P – P)
(Nguồn: Tác giả)
Đồ thị cho thấy các điểm phân tán tập trung xung quanh đường chéo nhất định, phân phối của phần dư không bị vi phạm.
Kiểm định tính độc lập của phần dư
Bảng 4.20: Kết quả kiểm định tính độc lập của phần dư Mơ hình R R2 R2 điều Mơ hình R R2 R2 điều
chỉnh
Ước lượng sai số chuẩn
Durbin - Watson
1 .860a .740 .735 .57494 2.140
(Nguồn: Tác giả)
Từ kết quả ta thấy đại lượng thống kê Durbin Watson không cao và bằng 2.140. Các phần dư gần nhau có tương quan thuận.
4.5. Kiểm định sự khác biệt về ý định chia sẻ tri thức theo các đặc điểm cá nhân điểm cá nhân
Để phát hiện sự khác biệt về ý định chia sẻ tri thức của nhân viên theo từng đặc điểm cá nhân qua đó góp phần giúp các công ty đa quốc gia trên địa bàn Thành phố Hồ Chí Minh có những chính sách hiệu quả hơn cho từng đối tượng cụ thể trong việc thúc đẩy hoạt động này, tác giả tiến hành kiểm định sự khác biệt về ý định chia sẻ tri thức theo giới tính, độ tuổi, số năm kinh nghiệm làm việc, trình độ học vấn, vị trí, cấp bậc và thu nhập.
Kiểm định T-test được dùng để so sánh trung bình hai đám đơng vì vậy T- test được dùng để kiểm định sự khác biệt về ý định chia sẻ tri thức theo giới tính; mơ hình Anova được dùng để so sánh ba trung bình trở lên nên mơ hình này sẽ dùng để kiểm định các tiêu chí cịn lại.
4.5.1. Kiểm định sự khác biệt theo giới tính
Bảng 4.21 : Thống kê về giới tính của các đối tượng tham gia khảo sát
Giới tính Số lượng mẫu
Trung bình Phương sai chuẩn
Sai số chuẩn trung bình
Nam 69 4.8406 1.32147 .15909
Nữ 135 5.0074 .99810 .08590
(Nguồn: Tác giả)
Bảng 4.22: Kiểm định sự khác biệt về giới tính
(Nguồn: Tác giả)
Kết quả kiểm định Levene có sig. = 0.024 < 0.05 cho thấy phương sai của hai nhóm giới tính khác nhau.
Kết quả kiểm định t-test có sig. = 0.358 > 0.05 cho thấy bộ dữ liệu chưa đủ
Kiểm định mẫu độc lập - Independent Samples Test
Kiểm định phương sai đồng nhất -
Levene
Kiểm định sự đồng nhất của giá trị trung bình (t-test)
F Sig. t df Sig. (2- tailed) Độ lệch trung bình Độ lệch chuẩn Độ tin cậy 95% Thấp hơn Cao hơn I N Phương sai đồng nhất 5.162 .024 -1.009 202 .314 -.16683 .16537 -.49290 .15924 Phương sai không đồng nhất -0.923 108.744 .358 -.16683 .18080 -.52517 .19152
4.5.2. Kiểm định sự khác biệt theo độ tuổi
Bảng 4.23: Kiểm định sự đồng nhất phương sai giữa các nhóm tuổi
Kiểm định Levene df1 df1 Sig.
1.918 2 203 .149
(Nguồn: Tác giả)
Kết quả cho thấy phương sai về hành vi chia sẻ tri thức của nhân viên giữa các nhóm tuổi khơng khác nhau về mặt ý nghĩa thống kê (Sig. = 0.149 > 0.05). Vì vậy kết quả phân tích ANOVA sẽ được sử dụng.
Bảng 4.24: Kết quả kiểm định ANOVA giữa các nhóm tuổi ANOVA ANOVA IN Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. Giữa các nhóm .546 2 .273 .218 .805 Trong cùng nhóm 254.705 203 1.218 Tổng cộng 255.252 205 (Nguồn: Tác giả)
Qua bảng 4.23, dựa vào kết quả phân tích phương sai ANOVA, ta thấy Sig. = 0.805 > 0.05, nên ở đây khơng có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về ý định chia sẻ tri thức của nhân viên người Việt trong các công ty đa quốc gia trên địa bàn thành phố Hồ Chí Minh theo độ tuổi.
4.5.3. Kiểm định sự khác biệt theo trình độ học vấn
Bảng 4.25: Kiểm định sự đồng nhất phương sai giữa các nhóm theo trình độ học vấn
Kiểm định Levene df1 df1 Sig.
2.391 3 202 .070
(Nguồn: Tác giả)
Theo kết quả Test of Homogeneity of Variances ở trên thì phương sai về ý định chia sẻ tri thức của nhân viên giữa các nhóm trình độ học vấn không khác nhau về mặt ý nghĩa thống kê (Sig. = 0.070 > 0.05). Vì vậy kết quả phân tích ANOVA sẽ được sử dụng.
Bảng 4.26: Kết quả kiểm định ANOVA giữa các nhóm theo trình độ học vấn ANOVA ANOVA IN Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. Giữa các nhóm 11.486 2 3.829 3.173 .025 Trong cùng nhóm 243.766 202 1.207 Tổng cộng 255.252 205 (Nguồn: Tác giả)
Kết quả phân tích ANOVA cho thấy các nhân viên người Việt làm việc trong các cơng ty đa quốc gia có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về ý định chia sẻ tri thức theo trình độ học vấn của họ (Sig. = 0.025 < 0.05). Kiểm định hậu ANOVA sẽ cho biết sự khác biệt đó là giữa các nhóm nào.
Bảng 4.27: Kết quả kiểm định Post Hoc theo trình độ học vấn So sánh nhiều nhóm So sánh nhiều nhóm
Biến phụ thuộc: IN
Tukey HSD
(I) Học vấn (J) Học vấn Độ lêch trung bình (I-J)
Độ lêch chuẩn
Sig. Độ tin cậy 95% Giới hạn dưới Giới hạn trên THPT Trung cấp, cao đẳng .57143 .50852 .262 -.4313 1.5741 Đại học .78247 .45712 .088 -.1189 1.6838 Sai đại học 1.31000* .49940 .009 .3253 2.2947 Trung cấp, cao đẳng THPT -.57143 .50852 .262 -1.5741 .4313 Đại học .21104 .25554 .410 -.2928 .7149 Sai đại học .73857* .32517 .024 .0974 1.3797 Đại học THPT -.78247 .45712 .088 -1.6838 .1189 Trung cấp, cao đẳng -.21104 .25554 .410 -.7149 .2928 Sau đại học .52753* .23687 .027 .0605 .9946 Sau đại học THPT -1.31000* .49940 .009 -2.2947 -.3253 Trung cấp, cao đẳng -.73857* .32517 .024 -1.3797 -.0974 Đại học -.52753* .23687 .027 -.9946 -.0605 *.Sự khác biệt trung bình có ý nghĩa mức 0.05
(Nguồn: Tác giả)
Kết quả kiểm định cho thấy có sự khác biệt về ý định chia sẻ tri thức của nhóm sau đại học với 3 nhóm cịn lại. Và ý định chia sẻ tri thức của những nhân viên người Việt trong các công ty đa quốc gia trên địa bàn thành phố Hồ Chí Minh có trình độ từ đại học, cao đẳng, trung cấp hay tốt nghiệp phổ thơng thì khơng có sự khác biệt.
4.5.4. Kiểm định sự khác biệt theo số năm kinh nghiệm làm việc
Bảng 4.28 : Kiểm định phương sai đồng nhất giữa các nhóm theo số năm kinh nghiệm
Kiểm định Levene df1 df1 Sig.
1.093 3 202 .353
(Nguồn: Tác giả)
Kết quả kiểm định Test of Homogeneity of Variances cho thấy phương sai về ý định chia sẻ tri thức của nhân viên trong các công ty đa quốc gia trên địa bàn thành phố Hồ Chí Minh khơng dựa vào số năm họ làm việc (Sig. = 0.353 > 0.05). Vì vậy kết quả phân tích ANOVA sẽ được sử dụng.
Bảng 4.29: Kết quả kiểm định ANOVA giữa các nhóm theo số năm kinh nghiệm ANOVA IN Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. Giữa các nhóm 3.014 3 1.005 0.805 .493 Trong cùng nhóm 252.237 202 1.249 Tổng cộng 255.252 205 (Nguồn: Tác giả)
Theo kết quả phân tích phương sai ANOVA, ta thấy Sig. =0.493 > 0.05, nên ở đây khơng có sự khác biệt có ý nghĩa về mặt thống kê đối với ý định chia sẻ tri thức của nhân viên người.
4.5.5. Kiểm định sự khác biệt theo vị trí/cấp bậc
Bảng 4.30 : Kiểm định phương sai đồng nhất giữa các nhóm theo vị trí/cấp bậc
Kiểm định Levene df1 df1 Sig.
0.793 4 201 .531
(Nguồn: Tác giả)
Kết quả kiểm định cho thấy, với mức ý nghĩa Sig. = 0.531 > 0.05, phương sai về ý định chia sẻ tri thức của nhân viên theo vị trí, cấp bậc khơng khác nhau một cách có ý nghĩa thống kê. Vì vậy kết quả phân tích phương sai ANOVA tiếp tục được xem xét.
Bảng 4.31: Kết quả kiểm định ANOVA giữa các nhóm theo vị trí, cấp bậc bậc ANOVA IN Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. Giữa các nhóm 7.477 4 1.869 1.516 .199 Trong cùng nhóm 247.775 201 1.233