CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.5 Phân tích tương quan và hồi quy
4.5.2 Phân tích hồi qui tuyến tính
4.5.2.1 Mô hình hồi quy tuyến tính 1:
Bao gồm 1 biến phụ thuộc là hành vi công dân tổ chức của thuyền viên và 5 Bảng hệ số hồi quy
Nhân tố Beta Chuẩn
hóa Sig.
Phân tích đa cộng tuyến Độ chấp nhận
của biến Hệ số VIF
F_JS .281 .000 .820 1.220
F_DJ .258 .000 .822 1.216
F_PJ .241 .000 .862 1.160
F_IJ .238 .000 .744 1.344
F_PS .190 .000 .866 1.155
Biến phụ thuộc: F_OB - R2 hiệu chỉnh = 0.561
- Hệ số Durbin-Watson = 2.236
- Giá trị F = 64.304 và mức ý nghĩa Sig = .000 ( trong thống kê ANOVA) + F_OB: hành vi công dân tổ chức của thuyền viên, F_JS - Sự hài lòng trong công việc, F_DJ – Sự công bằng trong phân phối, F_PF – sự công bằng trong thủ tục, F_IJ – sự công bằng trong tương tác, F_PS – sự hỗ trợ của tổ chức.
Bảng 4-11 - Kết quả phân tích hồi qui của mô hình 1.
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu bằng SPSS, 2018)
biến độc lập là sự hài lòng trong công việc, sự công bằng trong phân phối, sự công bằng trong thủ tục, sự công bằng trong tương tác và sự hỗ trợ của tổ chức.
Từ kết quả trên chúng ta thấy rằng hệ số R2 hiệu chỉnh của phương trình hồi quy 1 là 56.1% cho thấy 5 biến độc lập trong mô hình này giải thích được 56.1% sự biến thiên của biến hành vi công dân tổ chức và với giá trị đó thì có thể kết luận rằng mô hình hồi quy tuyến tính này phù hợp với tập dữ liệu mẫu. Kết quả phân tích ANNOVA có giá trị F = 64.304 với giá trị sig = 0.000 cho thấy mô hình hồi qui tuyến tính đã xây dựng phù hợp với dữ liệu mẫu và điều này có nghĩa là các biến độc lập có mối quan hệ với biến phụ thuộc.
Về việc dò tìm các giả định của mô hình hồi quy 1:
+ Hệ số Durbin – Watson ở bảng 4.11 là 2.236 nằm giữ khoảng giá trị từ 1 – 3 nên có thể kết luận rằng các phần dư là độc lập với nhau ( Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008)
+ Hệ số phóng đại phương sai VIF trong bảng 4.11 có giá trị dao động từ 1.155 đến 1.344 nhỏ hơn 10 nên hiện tượng đa cộng tuyến này không ảnh hưởng đáng kể đến mô hình hồi qui ( Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008)
+ Biểu đồ phân tán giữa giá trị phần dư chuẩn hóa và giá trị phân tán chuẩn hóa trong phụ lục 4 (mục 4.5.1) cho thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên trong 1 vùng xung quanh tung độ 0 của biểu đồ và không tạo thành một hình dạng nào cho nên giả định liên hệ tuyến tính của phần dư là không bị vi phạm ( Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
+ Biểu đồ tần số Histogram trong phụ lục 4 (mục 4.5.1) cho thấy một đường phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số đồng thời giá trị trung bình của phần dư chuẩn hóa rất nhỏ (4.19x10-15) gần bằng 0 và độ lệch chuẩn gần bằng 1 (0.990) cho nên có thể kết luận rằng giả định về phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm ( Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008)
+ Thực hiện kiểm định tương quan hạng Spearman cho các biến độc lập và trị tuyệt đối của phân dư chuẩn hóa với giả thuyết H0 là “ Hệ số tương quan hạng của tổng thể bằng 0”. Kết quả theo bảng 4.12 thì giá trị sig đều lớn hơn 0.05 nên
không có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0 nên giả định phương sai của phần dư không thay đổi của mô hình hồi quy không bị vi phạm ( Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
F_JS F_DJ F_PJ F_IJ F_PS
ABS_ZRE_1 (Trị tuyệt đối của phần dư chuẩn hóa 1)
Hệ số tương
quan .083 -.013 -.025 -.045 -.092
Giá trị Sig (2
phía) .194 .834 .697 .480 .147
Bảng 4-12 - Kết quả kiểm định tương quan hạng Spearman giữa phần dư và biến độc lập của mô hình hồi quy 1
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu bằng SPSS, 2018) Như vậy sau khi dò tìm các vi phạm giả định trong mô hình hồi quy tuyến tính, phương trình hồi quy của mô hình 1 được viết theo hệ số bêta chuẩn hóa như sau:
OB = 0.281 * JS + 0.258 * DJ + 0.241 * PJ + 0.238 * IJ + 0.19 * PS Trong đó:
+ OB: hành vi công dân tổ chức của thuyền viên.
+ JS - Sự hài lòng trong công việc.
+ DJ – Sự công bằng trong phân phối.
+ PF – sự công bằng trong thủ tục.
+ IJ – sự công bằng trong tương tác.
+ PS – sự hỗ trợ của tổ chức.
Kiểm định các giả thuyết:
+ Giả thuyết H1: theo bảng 4.11 thì nhân tố sự hài lòng trong công việc của thuyền viên có mức ý nghĩa sig = 0.000 < 0 hệ số beta chuẩn hóa = 0.281 mang dấu (+) thể hiện sự tác động cùng chiều với nhân tố hành vi công dân tổ chức của thuyền viên. Do vậy giả thuyết H1 được chấp nhận.
+ Giả thuyết H2. theo bảng 4.11 thì nhân tố sự công bằng trong phân phối có mức ý nghĩa sig = 0.000 < 0.05 và hệ số beta chuẩn hóa = 0.258 mang dấu (+). Điều này cho thấy có sự tác động cùng chiều giữa hai nhân tố sự công bằng
trong tổ chức với nhân tố hành vi công dân tổ chức của thuyền viên. Do vậy giả thuyết H2 được chấp nhận.
+ Giả thuyết H3:. theo bảng 4.11 thì nhân tố sự công bằng trong thủ tục có mức ý nghĩa sig = 0.000 < 0.05, nên biến này có ý nghĩa thống kê trong mô hình với độ tin cậy là 95% và hệ số beta chuẩn hóa = 0.241 mang dấu (+). Điều này cho thấy có sự tác động cùng chiều giữa hai nhân tố sự công bằng trong thủ tục với nhân tố hành vi công dân tổ chức của thuyền viên. Do vậy giả thuyết H3 được chấp nhận.
+ Giả thuyết H4: theo bảng 4.11 thì nhân tố sự công bằng trong tương tác có mức ý nghĩa sig = 0.000 < 0.05 và hệ số beta chuẩn hóa = 0.238 mang dấu (+). Điều này cho thấy có sự tác động cùng chiều giữa hai nhân tố sự công bằng trong tương tác với nhân tố hành vi công dân tổ chức của thuyền viên. Do vậy giả thuyết H4 được chấp nhận.
+ Giả thuyết H5: theo bảng 4.11 thì nhân tố sự hỗ trợ của tổ chức có mức ý nghĩa sig = 0.000 < 0.05 và hệ số beta chuẩn hóa = 0.238 mang dấu (+). Dựa vào kết quả này có thể kết luận rằng nhân tố sự hỗ trợ của tổ chức có tác động cùng chiều với nhân tố hành vi công dân tổ chức của thuyền viên. Do vậy giả thuyết H5 được chấp nhận.
4.5.2.2 Mô hình hồi quy tuyến tính 2:
Bao gồm 1 biến phụ thuộc là hiệu quả hoạt động của thuyền viên và 1 biến độc lập là hành vi công dân tổ chức của thuyền viên. Kết quả hồi quy thu được như sau:
Từ kết quả trên chúng ta thấy rằng hệ số R2 hiệu chỉnh của mô hình hồi quy 2 là 50.6% cho thấy 5 biến độc lập trong mô hình này giải thích được 50.6% sự biến thiên của biến hành vi công dân tổ chức và với giá trị đó thì có thể kết luận rằng mô hình hồi quy tuyến tính này phù hợp với tập dữ liệu mẫu. Kết quả phân tích ANNOVA có giá trị F = 254.947 với giá trị sig = 0.000 cho thấy mô hình hồi qui tuyến tính đã xây dựng phù hợp với dữ liệu mẫu và điều này có nghĩa là biến độc lập có mối quan hệ với biến phụ thuộc.
Bảng hệ số hồi quy
Nhân tố Beta Chuẩn hóa Sig.
F_OB .713 .000
Biến phụ thuộc: F_EP - R2 hiệu chỉnh = 0.506
- Hệ số Durbin-Watson = 1.924
- Giá trị F = 254.947 và mức ý nghĩa Sig = .000 ( trong thống kê ANOVA) + F_EP: hiệu quả hoạt động của thuyền viên, F_OB: hành vi công dân tổ chức của thuyền viên
Bảng 4-13 - Kết quả phân tích hồi qui của mô hình 2.
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu bằng SPSS, 2018) Về việc dò tìm các giả định của mô hình hồi quy 2:
+ Hệ số Durbin – Watson ở bảng 4.13 là 1.924 nằm giữ khoảng giá trị từ 1 – 3 nên có thể kết luận rằng các phần dư là độc lập với nhau ( Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008)
+ Biểu đồ phân tán giữa giá trị phần dư chuẩn hóa và giá trị phân tán chuẩn hóa trong phụ lục 4 (mục 4.5.2) cho thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên trong 1 vùng xung quanh tung độ 0 của biểu đồ và không tạo thành một hình dạng nào cho nên giả định liên hệ tuyến tính của phần dư là không bị vi phạm ( Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
+ Biểu đồ tần số Histogram trong phụ lục 4 (mục 4.5.2) cho thấy một đường phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số đồng thời giá trị trung bình của phần dư chuẩn hóa rất nhỏ (-4.17x10-15) gần bằng 0 và độ lệch chuẩn gần bằng 1 (0.998) cho nên có thể kết luận rằng giả định về phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm ( Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008)
+ Thực hiện kiểm định tương quan hạng Spearman cho các biến độc lập và trị tuyệt đối của phân dư chuẩn hóa với giả thuyết H0 là “ Hệ số tương quan hạng của tổng thể bằng 0”. Kết quả theo bảng 4.14 thì giá trị sig (0.072) lớn hơn 0.05 nên không có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0 nên giả định phương sai của phần dư
không thay đổi của mô hình hồi quy không bị vi phạm ( Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
F_OB
ABS_ZRE_2 (Trị tuyệt đối của phần dư chuẩn hóa 2)
Hệ số tương quan .114 Giá trị Sig (2 phía) .072
Bảng 4-14 - Kết quả kiểm định tương quan hạng Spearman giữa phần dư và biến độc lập của mô hình hồi quy 2
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu bằng SPSS, 2018) Như vậy sau khi dò tìm các vi phạm giả định trong mô hình hồi quy tuyến tính, phương trình hồi quy của mô hình 2 được viết theo hệ số bêta chuẩn hóa như sau:
EP = 0.713 * OB - Trong đó:
+ EP: hiệu quả hoạt động của thuyền viên
+ OB: hành vi công dân tổ chức của thuyền viên.
Kiểm định giả thuyết:
+ Giả thuyết H6: theo bảng 4.13 thì nhân tố hành vi công dân tổ chức của thuyền viên có mức ý nghĩa sig = 0.000 < 0.05 và hệ số beta chuẩn hóa = 0.713 mang dấu (+). Dựa vào kết quả này có thể kết luận rằng nhân tố hành vi công dân tổ chức của thuyền viên có tác động cùng chiều với nhân tố hiệu quả hoạt động của thuyền viên. Do vậy giả thuyết H6 được chấp nhận.