Kiểm Định Giả Định Phương Sai Của Sai Số (Phần Dư) Không Đổi

Hệ số chưa chuẩn hóa

Hệ số chuẩn hóa	t	Sig.	Thống kê đa cộng tuyến
Mô hình	B	Sai số chuẩn	Beta			Hệ số Tolerance	Hệ số VIF
(Constant)	.855	.142		6.001	.000
LDTT	.082	.021	.155	3.865	.000	.905	1.105
TNPL	.104	.016	.268	6.704	.000	.913	1.095
MTLV	.093	.018	.204	5.163	.000	.934	1.070
DTTT	.049	.021	.110	2.394	.018	.695	1.439
CVTV	.083	.019	.169	4.277	.000	.940	1.064
TGKH	.131	.018	.344	7.368	.000	.669	1.495
KTCN	.103	.021	.225	4.952	.000	.705	1.419
THVH	.134	.019	.310	7.203	.000	.789	1.268
Biến phụ thuộc: DLC (Y)

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 167 trang tài liệu này.

Nguồn: Phân tích dữ liệu – phụ lục C

Trong bảng số liệu 4.6, khi xét tstat và tα/2 của các biến để đo độ tin cậy thì các biến độc lập LDTT, TNPL, MTLV, DTTT, CVTV, TGKH, KTCN, THVH đều đạt

yêu cầu do tstat > tα/2(0.05, 160) = 1.975 (nhỏ nhất là 2.394) và các giá trị Sig. thể hiện độ tin cậy khá cao, đều < 0.05 (lớn nhất là 0.18). Ngoài ra, hệ số VIF của các hệ số Beta đều nhỏ hơn 10 (lớn nhất là 1.495) và hệ số Tolerance đều > 0.5 (nhỏ nhất là 0.669) cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra (Hoàng Trọng - Mộng Ngọc, 2008). Mặt khác, mức ý nghĩa kiểm định 2 phía giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc đều thỏa điều kiện (Sig. 2-tailed = 0.000 < 0.05).

Kiểm tra các giả định mô hình hồi quy

Kiểm tra các giả định sau:

+ Phương sai của sai số (phần dư) không đổi.

+ Các phần dư có phân phối chuẩn.

+ Không có mối tương quan giữa các biến độc lập.

Nếu các giả định này bị vi phạm thì các ước lượng không đáng tin cậy nữa (Hoàng Trọng – Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).

4.4.3. Kiểm định giả định phương sai của sai số (phần dư) không đổi

Để kiểm định giả định phương sai của sai số (phần dư) không đổi, ta sử dụng đồ thị phân tán của phần dư đã được chuẩn hóa (Standardized Residual) và giá trị dự báo đã được chuẩn hóa (Standardized predicted value).

Hình 4. 1: Đồ thị phân tán giá giá trị dự đoán và phần dư từ hồi qui

Từ hình 4.1 cho thấy các phần dư ngẫu nhiên phân tán quay trục O (quanh giá trị trung bình của phần dư) trong một phạm vi không đổi. Điều này có nghĩa là phương sai của phần dư không đổi.

4.4.4. Kiểm tra giả định các phần dư có phân phối chuẩn.

Phần dư có thể không tuân theo phân phối chuẩn vì những lý do như sử dụng sai mô hình, phương sai không phải là hằng số, số lượng các phần dư không đủ nhiều để phân tích… (Hoàng Trọng – Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Biểu đồ tần số (Histogram, Q-Q plot, P-P plot) của các phần dư (đã được chuẩn hóa) được sử dụng để kiểm tra giả định này.

Hình 4. 2: Đồ thị P-P Plot của phần dư – đã chuẩn hóa

Hình 4. 3: Đồ thị Histogram của phần dư đã chuẩn hóa

Kết quả từ biểu đồ tần số Histogram của phần dư cho thấy, phân phối của phần dư xấp xỉ chuẩn (trung bình Mean lệch với 0 vì số quan sát khá lớn, độ lệch chuẩn Std. Dev = 0.974). Điều này có nghĩa là giả thuyết phân phối chuẩn của phần dư

không bị vi phạm.

Kết quả từ biểu đồ tần số P-P plot cho thấy các điểm phân tán xung quanh được kỳ vọng. Cũng cho thấy giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.

4.4.5. Ma trận tương quan

Trước khi đi vào phân tích hồi qui ta cần xem xét sự tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc.

Bảng ma trận tương quan cho thấy hệ số tương quan giữa các biến độc lập LDTT, TNPL, MTLV, DTTT, CVTV, TGKH, KTCN, THVH với biến phụ thuộc

DLC khá cao và tương quan cùng chiều.

Hệ số tương quan của biến phụ thuộc với từng biến độc lập dao động từ

0.244 đến 0.645 (mức tương quan yếu đến tương quan trung bình). Trên thực tế, với mức ý nghĩa 1%, giả thuyết hệ số tương quan của tổng thể bằng 0 bị bác bỏ. Điều này có nghĩa là trong tổng thể, tồn tại mối tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc Động lực chung.

Model Summaryb
Thống kê thay đổi
Mô hình	Hệ số R	Hệ số R2	Hệ số R-hiệu chỉnh	Sai số chuẩn của ước lượng	Hệ số R2 sau khi đổi	Hệ số F khi đổi	Bậc tự do 1	Bậc tự do 2	Hệ số Durbin- Watson
1	.887a	.787	.775	.18213	.787	67.349	8	146	1.890
a. Biến độc lập:(Constant),THVH, MTLV,CVTV,LDTT,TNPL,TGKH,KTCN,DT
b. Biến phụ thuộc: DLC

Bảng 4. 7: Đánh giá mức độ phù hợp của mô hình hồi qui tuyến tính đa biến Thông số thông minh

Nguồn: Phân tích dữ liệu – phụ lục C

Bảng 4.7 cho thấy, giá trị hệ số tương quan là 0.887 > 0.5. Do vậy, đây là mô hình thích hợp để sử dụng đánh giá mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến

độc lập.

Ngoài ra hệ số xác định của mô hình hồi quy R2 điều chỉnh là 0.787. Nghĩa là mô hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với dữ liệu 78.7%. Điều này cho biết khoảng 78.7% sự biến thiên về động lực làm việc của đội ngũ hướng dẫn viên du lịch tại Bình Định. Các phần còn lại là do sai sót của các yếu tố khác. Kiểm định Durbin Watson = 1.890 trong khoảng 1< D < 3 nên không có hiện tượng tự tương quan của các phần dư (Hoàng Trọng - Mộng Ngọc, 2008).

4.4.6. Đánh giá mức độ quan trọng trong các yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của đội ngũ hướng dẫn viên du lịch tại Bình Định.

Dựa vào bảng số liệu bảng 4.7, từ thông số thống kê trong mô hình hồi qui, phương trình hồi quy tuyến tính đa biến của các yếu tố ảnh hưởng đến động lực làm việc của đội ngũ hướng dẫn viên du lịch tại Bình Định sẽ có dạng sau:

Phương trình hồi quy:

Y=0.155*X1 + 0.268*X2 + 0.204*X3 + 0.110*X4 + 0.169*X5 + 0.344*X6 + 0.225*X7 + 0.310*X8

Trong đó: Y: Động lực chung, X1: Lãnh đạo trực tiếp, X2: Thu nhập và phúc lợi X3: Môi trường làm việc, X4: Chính sách đào tạo và cơ hội thăng tiến, X5: Công việc thú vị và thách thức, X6: Được tham gia lập kế hoạch, X7: Chính sách khen thưởng và công nhận, X8: Thương hiệu và văn hóa của công ty

Qua đó ta thấy, cả 8 yếu tố: Lãnh đạo trực tiếp, Thu nhập và phúc lợi, Môi trường làm việc, Chính sách đào tạo và cơ hội thăng tiến, Công việc thú vị và thách thức, Được tham gia lập kế hoạch, Chính sách khen thưởng và công nhận, Thương hiệu và văn hóa của công ty đều có ảnh hưởng tỷ lệ thuận đến động lực làm việc của đội ngũ hướng dẫn viên du lịch tại Bình Định

Tám yếu tố này có sự ảnh hưởng đáng kể đến sự lựa chọn điểm đến động lực làm việc của đội ngũ hướng dẫn viên du lịch tại Bình Định là Lãnh đạo trực tiếp, Thu nhập và phúc lợi, Môi trường làm việc, Chính sách đào tạo và cơ hội thăng tiến, Công việc thú vị và thách thức, Được tham gia lập kế hoạch, Chính sách khen thưởng và công nhận, Thương hiệu và văn hóa của công ty.

Như vậy, thông qua kết quả kiểm định mô hình lý thuyết chính thức mà cụ thể là kết quả hồi quy tuyến tính đa biến, ta có mô hình lý thuyết chính thức điều chỉnh như sau:

Bảng 4. 8: Mô hình nghiên cứu chính thức về động lực làm việc của đội ngũ hướng dẫn viên du lịch tại Bình Định.

Lãnh đạo trực tiếp

H1= 0.155

Thu nhập và phúc lợi

H2= 0.268

Môi trường làm việc

H3= 0.204

Chính sách đào tạo và cơ hội thăng tiến

H4= 0.110

Công việc thú vị và thách thức

H5= 0.169

Được tham gia lập kế hoạch

H6= 0.334

Động lực làm việc của đội ngũ hướng dẫn viên du lịch tại Bình Định

Chính sách khen thưởng và công nhận

H7= 0.225

Thương hiệu và văn hóa của công ty

H8= 0.310

4.4.7. Kiểm tra sự khác biệt về mức độ sự cảm nhận về động lực làm việc của hướng dẫn viên du lịch nam và hướng dẫn viên du lịch nữ.

Để hiểu rõ được sự khác nhau về mức độ cảm nhận của 2 nhóm hướng dẫn viên du lịch nam và hướng dẫn viên du lịch nữ, nhóm nghiên cứu thực hiện kiểm định 2 mẫu độc lập (Independent Samples T Test). Hai mẫu dùng để kiểm định ở đây là 2 nhóm hướng dẫn viên du lịch nam và hướng dẫn viên du lịch nữ.

Giả thuyết H0: phương sai hai mẫu bằng nhau.

Kết quả phân tích cho thấy với mức độ tin cậy = 95%, giá trị Sig. của kiểm định F =0.808> 0.05 chấp nhận giả thuyết H0 không có sự khác nhau về phương sai

của 2 tổng thể.

Như vậy, ta sẽ sử dụng giá trị kiểm định t ở dòng “Phương sai bằng nhau được thừa nhận” (equal variances assumed) để phân tích. Giá trị Sig. trong kiểm định t là

0.308 > 0.05 nên ta có thể kết luận không sự khác biệt trong mức độ cảm nhận về động lực làm việc giữa 2 nhóm hướng dẫn viên du lịch nam và hướng dẫn viên du lịch nữ.

Giá trị trung bình của hướng dẫn viên du lịch nam là 3.6873 gần bằng giá trị trung bình của hướng dẫn viên du lịch nữ là 3.7512; không có sự chênh lệch lớn giữa hướng dẫn viên du lịch nam và hướng dẫn viên du lịch nữ. Do đó, ta không cần phải quan tâm đến giới tính của hướng dẫn viên du lịch khi đưa ra những giải pháp, kiến nghị để nâng cao động lực làm việc của đội ngũ hướng dẫn viên du lịch tại Bình Định.

4.4.8. Kiểm tra sự khác biệt về động lực làm việc của đội ngũ hướng dẫn viên du lịch tại Bình Định giữa ba nhóm tuổi.

Để hiểu rõ được sự khác nhau về mức độ cảm nhận của 3 nhóm độ tuổi là hướng dẫn viên du lịch từ 20 đến 30, từ 31 đến 50, trên 50; nhóm nghiên cứu thực hiện kiểm định 3 mẫu độc lập. Ba mẫu dùng để kiểm định ở đây là 3 nhóm hướng dẫn viên du lịch: nhóm độ tuổi hướng dẫn viên du lịch là từ 20 đến 30, từ 31 đến 50, trên 50.

Giả thuyết H0: phương sai ba mẫu bằng nhau. Kết quả phân tích cho kết quả như sau:

Để hiểu rõ được sự khác nhau về động lực làm việc của đội ngũ hướng dẫn viên du lịch có các độ tuổi khác nhau, tác giả thực hiện kiểm định phương sai một chiều (ONE WAY ANOVA).

Thực hiện kiểm tra kiểm định Levene ở bảng Test of Homogeneity of variances ta thấy Sig =0.600 > 0.05 phương sai giữa các động lực của biến định tính ở trên không khác nhau.

Với mức độ tin cậy = 95%, giá trị Sig. của kiểm định Levene = 0.892 > 0.05 chấp nhận giả thuyết Ho, không có sự khác biệt giữa các nhóm tuổi của đội ngũ

hướng dẫn viên du lịch tại Bình Định.

Giá trị trung bình của 3 nhóm tuổi gần bằng nhau, không có sự khác biệt lớn giữa các nhóm tuổi về động lực làm việc của đội ngũ hướng dẫn viên du lịch tại Bình Định. Vì vậy không cần quan tâm nhiều khi đưa giải pháp, kiến nghị về động lực làm việc của đội ngũ hướng dẫn viên du lịch tại Bình Định tại chương 5, chương nghiên cứu tiếp theo.

4.4.9. Kiểm tra sự khác biệt động lực làm việc của đội ngũ hướng dẫn viên du lịch tại Bình Định về trình độ học vấn.

Để hiểu rõ được sự khác nhau về mức độ cảm nhận của 4 nhóm trình độ là hướng dẫn viên du lịch với các trình độ: trung cấp, cao đẳng, đại học, sau đại học; nhóm nghiên cứu thực hiện kiểm định 4 mẫu độc lập. Bốn mẫu dùng để kiểm định ở đây là 4 nhóm HDV nhóm trình độ HDV là trung cấp, cao đẳng, đại học, sau đại học.

Giả thuyết H0: phương sai bốn mẫu bằng nhau. Kết quả phân tích cho kết quả như sau:

Để hiểu rõ được sự khác nhau về mức độ lựa chọn của HDV có trình độ khác nhau, tác giả thực hiện kiểm định phương sai một chiều (ONE WAY ANOVA).

Thực hiện kiểm tra kiểm định Levene ở bảng Test of Homogeneity of variances ta thấy Sig =0.079 > 0.05 phương sai giữa các lựa chọn của biến định tính ở trên không khác nhau.

Với mức độ tin cậy = 95%, giá trị Sig. của kiểm định Levene = 0.059 > 0.05 chấp nhận giả thuyết Ho, không có sự khác biệt giữa các nhóm trình độ của hướng dẫn viên du lịch Bình Định về động lực làm việc.

Giá trị trung bình của 4 nhóm trình độ gần bằng nhau, không có sự khác biệt lớn giữa các nhóm trình độ về động lực làm việc của đội ngũ hướng dẫn viên du lịch tại Bình Định. Vì vậy không cần quan tâm nhiều khi đưa giải pháp, kiến nghị về động lực làm việc của đội ngũ hướng dẫn viên du lịch tại Bình Định tại chương 5, chương nghiên cứu tiếp theo.

4.4.10.Kiểm tra sự khác biệt về phạm vi làm việc

Xem tất cả 167 trang.

Ngày đăng: 15/09/2022