Tải bản đầy đủ
4 PHÂN TÍCH HỒI QUY VÀ KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT

4 PHÂN TÍCH HỒI QUY VÀ KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT

Tải bản đầy đủ

54

quy không còn ý nghĩa nữa. Vì vậy phải dò tìm hiện tượng này bằng cách tính độ
chấp nhận (Tolerance) và hệ số phóng đại phương sai (VIF). Theo kinh nghiệm, hệ
số VIF nhỏ hơn 2 thì ta hoàn toàn có thể kết luận là không có hiện tượng đa cộng
tuyến xảy ra (Nguyễn Đình Thọ, 2011).
Bảng 4.8: Kết quả kiểm định đa cộng tuyến

Mô hình
(Hằng số)
NLDong
1 Doitac
Congdong
Moitruong

Hệ số chưa
Hệ số
chuẩn hoá
chuẩn hoá
B Std. Error
Beta
.977
.229
.259
.052
.342
.245
.066
.253
.141
.046
.191
.120
.060
.141

t

Sig.

Đa cộng tuyến
Tolerance

4.260
4.949
3.712
3.057
1.998

.000
.000
.000
.003
.047

.591
.606
.719
.564

VIF
1.691
1.651
1.390
1.772

(Nguồn: Kết quả điều tra của tác giả từ 8/2013 đến 9/2013)
Kết quả kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến bảng 4.8 cho thấy độ chấp nhận
(Tolerance) khá cao và hệ số phóng đại phương sai (VIF) thấp. Tất cả hệ số VIF đều
nhỏ hơn 2 nên những giá trị VIF này là hoàn toàn chấp nhận được và cho thấy
không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
 Giả định về phân phối chuẩn của phần dư
Phần dư có thể không tuân theo phân phối chuẩn khi sử dụng sai mô hình,
phương sai không phải là hằng số, số lượng của phần dư không đủ để phân tích…
(Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Để kiểm định giả thiết về phân
phối chuẩn của phần dư, tác giả sử dụng biển đồ tần số của phần dư chuẩn hoá và
biểu đồ P-P Plot (xem phụ lục 8).
Biểu đồ tần số cho thấy trung bình (Mean) xấp xỉ bằng 0 và độ lệch chuẩn
(Std. Dev) bằng 0.988, gần bằng 1. Đồng thời biểu đồ P-P Plot cho thấy các điểm
quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng. Do đó có thể kết luận giả
định về phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.

55

 Giả định về tính độc lập của sai số:
Giả định này được kiểm tra thông qua đại lượng Durbin-Watson (d). Đại
lượng này có giá trị chạy từ 0 đến 4 và bằng 2 khi các phần dư không có tương quan
chuỗi bậc nhất với nhau. Tuy nhiên, d nằm trong khoảng [1,3] là có thể chấp nhận
được. Kết quả kiểm định Durbin-Watson được trình bày trong bảng 4.9 cho thấy
giá trị Durbin-Watson d = 1.785, nằm trong khoảng chấp nhận được [1,3]. Vì vậy
có thể kết luận giả định về tính độc lập của sai số không bị vi phạm.
Bảng 4.9: Kết quả kiểm định Durbin-Watson
Mô hình R

bình R bình phương Sai số chuẩn Durbin-Watson

R

phương
1

.729

.532

hiệu chỉnh

ước lượng

.521

.45435

1.785

(Nguồn: Kết quả điều tra của tác giả từ 8/2013 đến 9/2013)
 Giả định phương sai phần dư không đổi
Khi xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi thì các ước lượng của các hệ số
hồi quy không chệch nhưng không hiệu quả, tức là không phải là ước lượng phù
hợp nhất. Chúng ta có thể sử dụng biểu đồ Scatter plot để kiểm định giả thiết này
(Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Biểu đồ Scatter plot (xem phụ lục 8) cho thấy các giá trị phân tán ngẫn nhiên
xung quanh đường thẳng đi qua 0 và độ lớn của phần dư không tăng hay giảm cùng
với các giá trị dự đoán. Vì vậy có thể kết luận là mô hình không xảy ra hiện tượng
phương sai thay đổi.
Như vậy, tất cả 4 giả thiết của mô hình hồi quy đều không bị vi phạm.
4.4.2 Phân tích hồi quy
Phương pháp hồi quy được sử dụng là phương pháp Enter, các biến độc lập
và phụ thuộc được đưa vào xử lý cùng một lúc. Kết quả chạy hồi quy được trình
bày trong các bảng 4.10, 4.11 và 4.12 và phụ lục 9.

56

4.4.2.1 Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy
Việc kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy là bước không thể thiếu khi
áp dụng mô hình này. Không có mô hình hồi quy nào là hoàn toàn phù hợp với tập
dữ liệu và luôn có sai lệch giữa giá trị thực tế và giá trị dự báo.
Hệ số xác định R2 chính là chỉ số dùng để đánh giá mức độ phù hợp của mô
hình. Do đó, kiểm định mức độ phù hợp của mô hình chính là kiểm định giả thuyết
H0 : R2 = 0 so với giả thuyết thay thế là Ha : R2 ≠ 0 (Nguyễn Đình Thọ, 2011). Phép
kiểm định F được sử dụng để kiểm định cho giả thuyết này.
Kết quả ở bảng 4.10 cho thấy R2 hiệu chỉnh = 0.521 ≠ 0, chứng tỏ các biến
trong tập dữ liệu này có mối quan hệ với nhau và các biến độc lập giải thích được
52.1 % biến thiên của biến phụ thuộc. Tuy nhiên, như trên đã trình bày, kết quả này
chỉ mới đúng cho tập dữ liệu, để biết nó có đúng với tổng thể hay không cần tiến
hành kiểm định F tiếp theo.
Bảng 4.10: Kết quả chạy hồi quy
Mô hình

R

1

.729

R bình

R bình phương Sai số chuẩn

phương

hiệu chỉnh

ước lượng

.532

.521

.45435

Durbin-Watson
1.785

(Nguồn: Kết quả điều tra của tác giả từ 8/2013 đến 9/2013)

Bảng 4.11: Kết quả phân tích ANOVA khi chạy hồi quy
Mô hình
1

Hồi quy
Số dư
Tổng

Tổng bình
phương
38.980
34.268
73.248

Bình phương
trung bình
4
9.745
166
.206
170

df

F
47.205

Sig.
.000

(Nguồn: Kết quả điều tra của tác giả từ 8/2013 đến 9/2013)

57

Ở bảng số liệu ANOVA 4.11, hệ số Sig. = 0.000 chứng tỏ có thể an toàn bác
bỏ giả thuyết Ho: R2 = 0. Như vậy mô hình hồi quy là phù hợp, có thể mở rộng ra
tổng thể và có thể kết luận là ở độ tin cậy 95% các biến độc lập giải thích được
52.1% biến thiên của biến phụ thuộc.
4.4.2.2 Phân tích mô hình hồi quy
Để xem xét mức độ tác động của các biến độc lập, chúng ta xem xét bảng hệ
số hồi quy 4.12. Bảng số liệu cho thấy hệ số Sig. của tất cả các biến độc lập gồm
CSR với người lao động (NLDong), CSR với đối tác (Doitac), CSR với cộng đồng
(Congdong) và CSR với môi trường và hệ sinh thái (Moitruong) đều nhỏ hơn 0.05
nên có thể an toàn bác bỏ giả thuyết H0 : các hệ số Beta = 0. Như vậy cả 4 biến độc
lập đều có tác động lên biến phụ thuộc động lực làm việc.
Trong đó, CSR với người lao động tác động mạnh nhất với hệ số Beta =
0.342, thứ hai là biến CSR với đối tác với Beta = 0.253, thứ ba là CSR với cộng
đồng với Beta = 0.191 và cuối cùng là CSR với môi trường và hệ sinh thái với Beta
= 0.141. Kết quả phân tích hồi quy được tổng kết lên mô hình nghiên cứu hình 4.2.

Bảng 4.12: Các hệ số khi chạy hồi quy

Mô hình
1 (Hằng số)
NLDong
Doitac
Congdong
Moitruong

Hệ số chưa chuẩn Hệ số chuẩn
hoá
hoá
B
Std. Error
Beta
.977
.229
.259
.052
.342
.245
.066
.253
.141
.046
.191
.120
.060
.141

t
4.260
4.949
3.712
3.057
1.998

Sig.
.000
.000
.000
.003
.047

Biến phụ thuộc : Động lực làm việc (DLLV)
(Nguồn: Kết quả điều tra của tác giả từ 8/2013 đến 9/2013)

58

CSR với người lao
động

+ 0.342

CSR với đối tác

+ 0.253
Động lực làm việc

CSR với cộng đồng

+ 0.191

CSR với môi trường và
hệ sinh thái

+ 0.141

CSR
(Nguồn: Kết quả điều tra của tác giả từ 8/2013 đến 9/2013)
Hình 4.2: Kết quả nghiên cứu sau khi chạy hồi quy
4.5 PHÂN TÍCH THEO GIÁ TRỊ TRUNG BÌNH
Bốn yếu tố của trách nhiệm xã hội gồm trách nhiệm xã hội với người lao
động, trách nhiệm xã hội với đối tác, trách nhiệm xã hội với cộng đồng và trách
nhiệm xã hội với môi trường và hệ sinh thái cùng với động lực làm việc của người
lao động được đo bằng 25 biến quan sát trên thang đo Likert 5 mức độ với mức 1 là
hoàn toàn không đồng ý đến mức 5 là hoàn toàn đồng ý. Giá trị trung bình của các
yếu tố thuộc trách nhiệm xã hội và động lực làm việc của người lao động chính là
trị trung bình của từng thang đo tương ứng với từng biến và được thể hiện trong
bảng 4.13 và phụ lục 10. Giá trị trung bình kỳ vọng là 3 (trung bình của 1 và 5).
Kết quả các giá trị trung bình cho thấy đối tượng khảo sát đánh giá tình hình
thực hiện trách nhiệm xã hội của các doanh nghiệp ngành vật liệu xây dựng mà họ
đang làm việc đều lớn hơn giá trị trung bình kỳ vọng.
Trong đó, trung bình của trách nhiệm xã hội với người lao động là thấp nhất
trong các yếu tố của trách nhiệm xã hội cho thấy người lao động còn nhiều vấn đề
chưa hài lòng về doanh nghiệp. Đây cũng là yếu tố có ảnh hưởng mạnh nhất đến
động lực làm việc (kết quả chạy hồi quy hình 4.2).

59

Bảng 4.13: Giá trị trung bình của trách nhiệm xã hội và động lực làm việc
Trung
bình

Nhỏ
nhất

Lớn
nhất

Độ lệch
chuẩn

Trách nhiệm xã hội với người lao động
(NLDong)

3.5234

1.25

5

0.86613

Trách nhiệm xã hội với đối tác (Doitac)

4.0214

1.67

5

0.67847

Trách nhiệm xã hội với cộng đồng (Congdong)

3.7909

1

5

0.88853

Trách nhiệm xã hội với môi trường và hệ sinh
thái (Moitruong)

3.8129

1.50

5

0.77369

Động lực làm việc (DLLV)

3.8672

2

5

0.65641

Biến

(Nguồn: Kết quả thống kê của tác giả từ 8/2013 đến 9/2013)
Trách nhiệm xã hội với đối tác có tác động mạnh thứ hai lên động lực làm
việc và cũng là yếu tố có mức trung bình cao nhất (4.0214). Tiếp theo, trách nhiệm
xã hội với cộng đồng có tác động mạnh thứ ba lên động lực làm việc và có trị trung
bình lớn thứ 3 trong các yếu tố của trách nhiệm xã hội (3.7909). Cuối cùng, có tác
động yếu nhất đến động lực làm việc và là yếu tố được đánh giá trung bình cao thứ
2 trong các yếu tố trách nhiệm xã hội là trách nhiệm xã hội với môi trường và hệ
sinh thái.
Đồng thời, nhìn chung thì các đối tượng đánh giá mức trung bình của động
lực làm việc lớn hơn trung bình kỳ vọng, nhưng chưa cao đến mức 4 – “Đồng ý”.
Như vậy có thể thấy các doanh nghiệp trong ngành vật liệu xây dựng tại TP.HCM
cần nâng cao hơn nữa các hoạt động thực hiện trách nhiệm xã hội của mình, đặc
biệt là đối với người lao động.
4.6 SO SÁNH VỚI KẾT QUẢ CỦA CÁC NGHIÊN CỨU LIÊN QUAN
Từ những kết quả xử lý số liệu trên cho thấy tất cả các yếu tố của trách nhiệm
xã hội đều có ảnh hưởng dương, làm tăng động lực làm việc của người lao động
trong ngành vật liệu xây dựng tại TP.HCM. Trong đó, trách nhiệm xã hội với bên
trong tổ chức, tức là trách nhiệm xã hội với người lao động, là có tác động mạnh