Giả thuyết mô hình

Hο: Biến độc lập không có mối tương quan với biến phụ thuộc H₁: Biến “YT1” có tương quan với biến “KQ”

H₂: Biến “YT2” có tương quan với biến “KQ”

H₃: Biến “TSL” có tương quan với biến “KQ”

H₄: Biến “TMH” có tương quan với biến “KQ”

H₅: Biến “TLXH” có tương quan với biến “KQ”

H₆: Biến “ĐKS” có tương quan với biến “KQ”

Trước khi tiến hành hồi quy các nhân tố độc lập với nhân tố phụ thuộc là “ kết quả làm việc” tôi đã tiến hành xem xét mối tương quan tuyến tính giữa các biến và kết quả cho thấy hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập cao nhất là 0.471 thấp nhất là 0.154 có thể kết luận rằng tất cả các biến độc lập có thể đưa vào mô hình giải thích biến phụ thuộc.

+ Đánh giá độ phù hợp của mô hình và kiểm định giả thuyết

Việc xây dựng mô hình hồi quy đa biến bằng phần mềm SPSS cho ta kết quả như sau:

Đại học kinh tế Huế

Bảng 2.22. Đánh giá độ phù hợp của mô hình Model Summary^b

Mô hình R R² R²hiệu

chỉnh

Sai số chuẩn ước

Durbin – Watson

1 0,691 0,477 0,453 0,73939704 1,807

(Nguồn: xử lý số liệu điều tra bằng SPSS)

Mô hình thường không phù hợp với dữ liệu thực tế như giá trị R²thể hiện. Trong tình huống này R² điều chỉnh từ R² được sử dụng để phản ánh sát hơn mức độ phù hợp của mô hình hồi qui tuyến tính đa biến (Theo Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005). Như vậy để đánh giá độ phù hợp của mô hình ta dùng R² điều chỉnh.

Kết quả trên cho thấy mô hình 6 biến độc lập có giá trị R²điều chỉnh cao nhất là 0,453 tức là độ phù hợp của mô hình là 45,3%, giải thích được 6 biến độc lập của mô hình giải thích được 45,3% sự biến thiên của biến phụ thuộc là “ kết quả làm việc”. Còn lại 52,3% phụ thuộc vào các yếu tố bên ngoài mô hình và sai số ngẫu nhiên. Thực hiện hồi quy cho ta kết quả về trị kiểm định d của Durbin Watson trong bảng tóm tắt mô hình bằng 1,807 nằm trong khoảng từ 1 đến 3. Giá trị d tính được rơi vào miền chấp nhận giả thuyết không có tự tương quan. Như vậy mô hình không vi phạm giả định về hiện tượng tự tương quan.

Tiếp theo ta cần kiểm định giả thuyết của mô hình phân tích phương sai của tổng thể. Để kiểm định về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tình tổng thể, xem biến phụ thuộc có liên hệ tuyến tính với toàn bộ biến độc lập hay không ta cần tiến hành thêm kiểm định F thông qua phân tích phương sai.

Đại học kinh tế Huế

Giả thuyết Hο đặt ra đó là: β₁= β₂= β₃= β₄= β₅= β₆ =0.

Bảng 2.23. Kiểm định về sự phù hợp của mô hình hồi quy ANOVA

Mô hình Tổng bình

phương

Df

Trung bình bình phương

F Mức ý

nghĩa Sig.

1

Hồi quy 75,900 7 10,843 19,833 .000^b

Dư 83,100 152 0,547

Tổng 159,000 159

(Nguồn: xử lý số liệu điều tra bằng SPSS)

Kết quả phân tích ANOVA cho thấy giá trị Sig. = 0,000 rất nhỏ cho phép bác bỏ giả thuyết Hο. Như vậy, mô hình hồi quy thu được rất tốt, vì tổng cộng bình phương sai số ước lượng rất nhỏ so với tổng cộng độ biến động của số liệu. Sự kết hợp các biến độc lập giải thích được tốt các thay đổi của biến phụ thuộc là “kết quả làm việc của lao động trực tiếp tại công ty”

Bảng 2.24. Kết quả hồi quy

Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa

Hệ số hồi quy

chuẩn

hóa T Sig.

Thống kê đa cộng tuyến

B Std.Ertor Beta

Hệ số Telorance

VIF Hằng

số -0,353 0,474 -0,746 0,457

TLXH 0,084 0,112 0,062 0,752 0,043 0,502 1,002

TMH 0,468 0,059 0,468 7,966 0,000 0,996 1,004

T-SL 0,157 0,059 0,157 2,665 0,009 0,987 1,013

YT1 0,216 0,059 0,216 3,643 0,000 0,979 1,021

YT2 0,111 0,082 0,111 1,363 0,045 0,516 1,236

ĐKS 0,347 0,059 0,347 5,885 0,000 0,988 1,013

Biến phụ thuộc: Kết quả làm việc của lao động trực tiếp

(Nguồn: xử lý số liệu điều tra bằng SPSS)

Đại học kinh tế Huế

Kiểm định T trong phân tích hồi quy cho ta thấy, giá trị Sig. của các biến độc lập đều nhỏ hơn 0.05 do đó ta có thể nói rằng tất cả các biến độc lập đều tác động đến kết quả làm việc của lao động trực tiếp trong công ty. Tất cả các nhân tố này đều có ý nghĩa trong mô hình và tác động cùng chiều đến biến phụ thuộc do tất cả các hệ số hồi quy đều mang dấu dương.

Hệ số phóng đại phương sai VIF đều nhỏ hơn 2 nên không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.

Dựa vào bảng trên phương trình hồi quy theo hệ số chuẩn hóa tổng quát được viết lại như sau:

KQ = 0,062*TLXH + 0,468*TMH + 0,157*TSL + 0,216*YT1 + 0,111*YT2 + 0,347*ĐKS

Trong đó:

KQ: kết quả làm việc

YT1: Sự hài lòng về vệ sinh y tế có tác động của môi trường YT2: Sự hài lòng về vệ sinh y tế có tác động của con người TSL: Sự hài lòng về tâm sinh lý lao động

TMH: Sự hài lòng về thẩm mỹ học TLXH: Sự hài lòng về tâm lý xã hội ĐKS: Sự hài lòng về điều kiện sống

Thông qua hệ số hồi quy chuẩn hóa, ta biết được mức độ của các nhân tố tham gia vào phương trình. Các nhân tố trên phù hợp và sử dụng tốt cho xây dựng mô hình hồi quy cũng như thể hiện mức độ tin cậy và mối liên hệ giữa các nhân tố thuộc điều kiện lao động với kết quả làm việc của lao động trực tiếp tại công ty.

Kết quả cho thấy cả 6 nhóm nhân tố đều tác động đến kết quả làm việc của lao động trực tiếp và tác động ở những mức độ khác nhau. Cụ thể như sau:

Nhóm nhân tố tâm lý xã hội tác động nhỏ nhất đến kết quả làm việc của lao

Đại học kinh tế Huế

động, tức là khi vấn đề tâm lý xã hội thay đổi 1 đơn vị và các yếu tố khác không đổi thì kết quả làm việc của người lao động trong tương lai sẽ thay đổi 0,062 đơn vị.

Nhóm nhân tốthẩm mỹ học tưởng chừng như không tác động nhiều kết quả làm việc của nhân viên nhưng hoàn toàn ngược lại, đây là nhóm nhân tố ảnh hưởng nhiều nhất tới kết quả làm việc của NLĐ. Cụ thể là khi vấn đề tâm lý xã hội thay đổi 1 đơn vị và các yếu tố khác không đổi thì kết quả làm việc của người lao động trong tương lai sẽ thay đổi 0,468 đơn vị. Nhóm nhân tốtâm sinh lýcũng có tác động tương đối lên kết quả làm việc của lao động (giá trị ảnh hưởng 0,157). Bất kỳ ở đâu, ở công ty nào cũng vậy con người chỉ cảm thấy thực sự thỏa mãn và làm việc đạt năng suất cao khi bản thân tự cảm thấy thoải mái, phù hợp công việc, cơ thể khỏe khoắn, đầu óc thư giản, không bị áp lực quá cao.

Nhóm nhân tốvệ sinh y tế Icũng có tác động tương đối lên kết quả làm việc của lao động, tức là khi vấn đề vệ sinh y tế có tác động của môi trường thay đổi 1 đơn vị và các yếu tố khác không đổi thì kết quả làm việc của người lao động trong tương lai sẽ thay đổi 0,216 đơn vị. Đây là nhân tố có tác động của điều kiện ngoại cảnh nữa nên rất khó khăn trong việc điều chỉnh.

Với nhóm nhân tố vệ sinh y tế IIthì khi vấn đề vệ sinh y tế II thay đổi 1 đơn vị và các yếu tố khác không đổi thì kết quả làm việc của người lao động trong tương lai sẽ thay đổi 0,111 đơn vị. Còn lại là nhân tố điều kiện sống, nó cũng có tác động khá nhiều đến người lao động. Khi vấn đề điều kiện sống của người lao động thay đổi 1 đơn vị và các yếu tố khác không đổi thì kết quả làm việc của người lao động trong tương lai sẽ thay đổi 0,347 đơn vị. Tiền lương và phúc lợi ảnh hưởng trực tiếp đến việc cho trả và ảnh hưởng đến đời sống tinh thần và vật chất của người lao động. Giúp người lao động nâng cao đời sống. Ngoài nhu cầu cơ bản thì con người cũng có nhu cầu cao hơn đó là được vui chơi giải trí nhằm trút bỏ những căng thẳng sau thời gian dài làm việc.

Như vậy, mức độ ảnh hưởng của nhân tố TMH là lớn nhất và của nhân tố TLXH là nhỏ nhất đến kết quả làm việc của người lao động trong tương lai. Vậy muốn tăng năng suất làm việc của lao động phải chú ý đến các điều kiện điều kiện lao động của công ty đặc biết là điều kiện thẩm mỹ học và điều kiện sống.

Đại học kinh tế Huế

Biểu đồ 2.4. Tần số Histogram của phần dư chuẩn hóa

Tính chất phân phối của phần dư thể hiện qua biểu đồ Histogram với Mean = -3,53-16 gần bằng 0 và độ lệch chuẩn Std. Dev = 0,978 tức xấp xỉ gần bằng 1 ta kết luận rằng giả thuyết phân phối chuẩn không bị vi phạm.

Đại học kinh tế Huế

CHƯƠNG 3: CÁC GIẢI PHÁP NHẰM CẢI THIỆN ĐIỀU KIỆN

Trong tài liệu ĐIỀU KIỆN LAO ĐỘNG CHO LAO ĐỘNG TRỰC TIẾP TẠI CÔNG TY CỔ PHẦN GỖ MDF VRG QUẢNG TRỊ (Trang 85-91)