Phần dư chuẩn hoá Statistic Std. Error Statistic Std. Error
(Nguồn: Số liệu điều tra. Phụ lục: “Phân tích hồi quy tương quan bội”)
Giá trị độ lệch tiêu chuẩn của phân phối Skewness và Kurtosis của biến phần dư chuẩn hoá nằm trong phạm vi cho phép khẳng định tính phân phối chuẩn của biến. Do đó giả thuyết H0 về tính phân phối chuẩn của phần dư được chấp nhận.
Đại học Kinh tế Huế
Skewness Kurtosis
2.4.4.4.4.Giả định tính độc lập của sai số
Đại lượng Durbin – Watson được dùng để kiểm định tương quan của các sai số kề nhau. Giả thuyết khi tiến hành kiểm định này là:
H0: Hệ số tương quan tổng thể của các phần dư bằng 0.
Thực hiện hồi quy cho ta kết quả về trị kiểm định d của Durbin – Watson trong bảng tóm tắt mơ hình bằng 1,904. Theo điều kiện hồi quy, giá trị Durbin – Watson phải nằm trong khoảng 1,6 đến 2,6.
Giá trị d tính được rơi vào miền chấp nhận giả thuyết khơng có tự tương quan. Như vậy mơ hình khơng vi phạm giả định về hiện tượng tự tương quan.
2.4.5. Kiểm định phân phối chuẩn (Kiểm định Sample Kolmogorov-Smirnov).
Theo kết quả kiểm định được mô tả ở bảng 2.6, cả 8 nhân tố đều có giá trị Sig.<0.05, nên các nhân tố này khơng có phân phối chuẩn.
2.4.6. Đánh giá sự khác biệt về động lực làm việc giữa các nhóm đối tượng người lao động khác nhau theo tiêu chí đặc điểm cá nhân.
Do các yếu tố phân tích bao gồm “Văn hóa doanh nghiệp”, “Đồng nghiệp”, “Lãnh đạo”, “Môi trường điều kiện làm việc”, “Công việc”, “Đãi ngộ”, “Thương hiệu” và “Đào tạo phát triển” khơng có phân phối chuẩn nên tiến hành kiểm định Mann- Whiteney và kiểm định Kruskal Wallis nhằm đánh giá sự khác nhau giữa các nhóm người lao động về động lực làm việc.
Kiểm định Mann – Whiteney
2.4.6.1.Kiểm định sự khác biệt về các yếu tố tạo động lực làm việc với các nhóm đối tượng người lao động khác nhau theo giới tính
Cặp giả thuyết:
H0: Khơng có sự khác biệt giữa các nhân tố tạo động lực làm việc với các nhóm đối tượng người lao động khác nhau theo giới tính.
H1: Có sự khác biệt giữa các nhân tố tạo động lực làm việc với các nhóm đối tượng người lao động khác nhau theo giới tính.
Đại học Kinh tế Huế
Bảng 2.15. Kiểm định Mann – Whiteney theo giới tính đối với các nhân tố tạo động lực làm việc
Nhân tố Asymp.Sig.(2-tailed)
Đãi ngộ 0,073
Đào tạo phát triển 0,236
Lãnh đạo 0.016
Công việc 0,009
Đồng nghiệp 0,022
Mơi trường điều kiện làm việc 0,094
Thương hiệu 0,116
Văn hóa doanh nghiệp 0,925
(Nguồn: kết quả xử lý SPSS, phụ lục: “Kiểm định Mann – Whiteney”)
Nhận xét: Các nhân tố đãi ngộ, đào tạo phát triển, môi trường điều kiện làm việc, thương hiệu, văn hóa doanh nghiệp có giá trị Asymp.Sig.(2-tailed) lần lượt là: 0,073, 0,236, 0,094, 0,116, 0,925> 0,05 nên chưa đủ cơ sở để bác bỏ H0. Như vây, khơng có sự khác biệt giữa các nhân tố này với các nhóm người lao động có giới tính khác nhau.
Các nhân tố: lãnh đạo, cơng việc, đồng nghiệp có giá trị Asymp.Sig.(2-tailed) lần lượt là 0.016, 0,009, 0,022<0,05 nên ta bác bỏ H0, như vậy, có sự khác biệt giữa các nhân tố này với các nhóm người lao động có giới tính khác nhau.
Kiểm định Kruskal Wallis
2.4.6.2.Kiểm định sự khác biệt về các yếu tố tạo động lực làm việc với các nhóm đối tượng người lao động khác nhau theo chức vụ
Cặp giả thuyết:
H0: Khơng có sự khác biệt giữa các nhân tố tạo động lực làm việc với các nhóm đối tượng người lao động khác nhau theo chức vụ.
H1: Có sự khác biệt giữa các nhân tố tạo động lực làm việc với các nhóm đối tượng người lao động khác nhau theo chức vụ.
Đại học Kinh tế Huế