Kiểm định độ tin cậy thang đo

Hệ số Cronbach’s Alpha của tất cả các nhân tố đều lớn hơn 0.7 Đặc biệt, các nhân tố “Tiền lương” , “Phúc lợi, tiền thưởng”, “Môi trường làm việc”, “Đánh giá chung” đều có hệ số Cronbach’s Alpha lớn hơn 0,8, điều này dễ hiểu vì đây đều là những nhân tố có số lượng biến nhiều và trong mỗi nhóm biến thì hệ số tương quan tổng của các biến quan sát đều lớn hơn 0.3. Điều này khẳng định thang đo các nhân tố từ các biến quan sát là phù hợp và đáng tin cậy. Vậy ta có thể sử dụng các nhóm biến này trong các phân tích tiếp theo.

2.3.3: Phân tích nhân tố khám phá (Exploratory Factor Analysis – EFA) 2.3.3.1: Rút trích các nhân tố ảnh hưởng đến chính sách đãi ngộ nhân sự tại công ty TNHH du lịch Lăng Cô

Trước khi tiến hành rút trích các nhân tố ảnh hưởng đến chính sách đãi ngộ nhân sự tại công ty TNHH du lịch Lăng Cô em đã tiến hành kiểm tra độ tin cậy của thang đo với kết quả kiểm định hệ số cronbach’s alpha của tất cả các khái niệm nghiên cứu đều lớn hơn 0,6 và các biến hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0,3 (Xem phụ lục 3:

Kiểm định crobach’s alpha các thang đo).

Quá trình kiểm tra độ tin cậy, có một biến quan sát bị loại bỏ đó là biến phúc lợi, tiền thưởng 4: Do biến phúc lợi, tiền thưởng 4 có hệ số cronbach’s alpha nếu mục đã xóa = 0,814 lớn hơn hệ số cronbach’s alpha chung = 0,811 (Xem phụ lục 3, bảng 3.1.3). Còn lại tất cả các biến đều có hệ số tương quan biến tổng > 0,3 và hệ số Cronbach’s Alpha nếu mục đã xóa nhỏ hơn hệ số Cronbach’s Alpha chung.

Hệ số KMO là một chỉ số dùng để xem xét sự thích hợp của phân tích nhân tố.

Trị số KMO lớn (giữa 0.5 và 1) có nghĩa là phân tích nhân tố thích hợp, còn nếu như trị số này nhỏ hơn 0.5 thì phân tích nhân tố có khả năng không thích hợp với dữ liệu.

Kiểm định Bartlett xem xét giả thuyết về độ tương quan giữa các biến quan sát bằng không trong tổng thể. Nếu kiểm định này có ý nghĩa thống kê (Sig <0.05) thì các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể¹²(Trọng & Ngọc, 2008).

Trường Đại học Kinh tế Huế

Sau khi tiến hành xoay nhân tố, kết quả kiểm định KMO thu được:

Bảng2.8: Kiểm địnhKMO and Bartlett's Test

Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. ,627 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 1262,202

Df 253

Sig. ,000

(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS) Kết quả kiểm định KMO = 0,627 nằm trong khoản từ 0,5 – 1 cho thấy phân tích nhân tố thích hợp, kiểm định Bartlett có Sig < 0,05 nên các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể. Ta có thể kết luận rằng dữ liệu khảo sát đã đảm bảo các điều kiện để tiến hành phân tích nhân tố khám phá EFA và có thể sử dụng các kết quả đó.

Kết quả phân tích EFA đã cho ra các nhân tố cơ bản của mô hình nghiên cứu, 5 nhân tố này giải thích được 61,060 % của biến động. Tất cả các hệ số tải của các nhân tố trong từng yếu tố đều lớn hơn 0.5. (Xem phụ lục 4: Kết quả phân tích nhân tố EFA, bảng 4.1.2)

Theo kết quả phân tích nhân tốEFA:

•Tiêu chuẩn Kaiser (Kaiser Criterion) nhằm xác định số nhân tố được trích từ thang đo. Các nhân tố kém quan trọng sẽ bị loại bỏ, chỉ giữ lại những nhân tố quan trọng bằng cách xem xét giá trị Eigenvalue. Kết quả có 5 nhân tố có giá trị Eigenvalue lớn hơn 1 được giữ lại trong mô hình phân tích.

•Tiêu chuẩn phương sai trích (Variance Explained Criteria): Phân tích nhân tố là thích hợp nếu tổng phương sai trích không được nhỏ hơn 50%. (Theo Gerbing &

Anderson (1988))

Dựa theo bảng Total Variance Explained thuộc phụ lục 3 “Kết quả phân tích nhân tố EFA, bảng 3.1.2”, tổng phương sai trích là 61,060% > 50%. Do đó, phân tích nhân tố là phù hợp.

Sau khi tiến hành xoay nhân tố, kết quả 5 nhân tố được xác định trong Bảng Rotated Component Matrix^athuộc phụ lục 4 “Kết quả phân tích nhân tố EFA, bảng 4.1.3”

được mô tả như sau:

Nhóm nhân tố thứ nhất: Môi trường làm việc có giá trị Eigenvalue = 3,556 >1.

Trường Đại học Kinh tế Huế

Môi trường làm việc phù hợp với công việc của anh/chị.

Lãnhđạo tôn trọng và lắng nghe ý kiến của nhân viên.

Doanh nghiệp thường xuyên tổ chức các hoạt động tập thể nhằm khích lệ tinh thần làm việc của nhân viên.

Đồng nghiệp luôn hợp tác và chia sẻ kinh nghiệm với nhau trong công việc.

Anh/chị cảm thấy hài lòng với môi trường làm việc tại công ty.

Nhóm nhân tố thứ hai: Tiền lương có giá trị Eigenvalue = 3,118 >1. Nhân tố này được diễn giải thông qua sự tác động của các tiêu chí:

Tiền lương được quyết định dựa trên năng lực của anh/chị.

Công ty trả lương đúng hạn.

Mức lương tương xứng với kết quả làm việc.

Công ty có chế độ tăng lương hợp lí.

Anh/chị hài lòng với chế độ trả lương của công ty.

Nhóm nhân tố thứ ba: Phúc lợi, tiền thưởng có giá trị Eigenvalue = 2,887 >1. Được thể hiện qua các tiêu chí:

Mức tiền thưởng xứng đáng với sự đóng góp của anh/chị tại công ty.

Công ty thường xuyên tặng quà, tiền thưởng cho nhân viên vào dịp lễ, tết.

Công ty thực hiện việc cho nhân viên nghỉ phép, nghỉ bệnh theo chế độ.

Anh/chị hài lòng với chế độ phúc lợi và tiền thưởngtại công ty.

Nhóm nhân tố thứ tư: Phụ cấp, trợ cấpcó giá trị Eigenvalue = 2,500 >1. Được thể hiện qua các tiêu chí:

Công ty có các mức phụ cấp khác nhau phù hợp với đặc điểm công việc của anh/chị.

Công ty luôn thực hiện đầy đủ các chế độ bảo hiểm (y tế,xã hội) cho nhân viên.

Công ty trợ cấp một phần chi phí cho nhân viên học tập và đào tạo hàng năm.

Anh/chị được công ty trợ cấp kinh phí ăn uống khi làm việc.

Anh/chị hài lòng với chế độ phụ cấp, trợ cấp của công ty.

Nhóm nhân tố thứ năm: công việccó giá trị Eigenvalue = 1,983 >1. Được thể hiện qua các tiêu chí:

Trường Đại học Kinh tế Huế

Công việc phù hợp với khả năng và năng lực của anh/chị.

Vị trí làm việc tương xứng với nhu cầu và mong muốn của anh/chị.

Cơ chế đánh giá kết quả hoàn thành công việc của anh/ chị tại doanh nghiệp là công bằng, chính xác.

Anh/chị hài lòng với công việc hiện tại ở công ty.

2.3.3.2: Rút trích nhân tố đánh giá chung về chính sách đãi ngộ nhân sự tại công ty TNHH du lịch Lăng Cô

Trước khi tiến hành phân tích nhân tố đánh giá chung về chính sách đãi ngộnhân sự tại công ty TNHH du lịch Lăng Cô, em tiến hành kiểm tra độ tin cậy của thang đo.

Kết quả kiểm định hệ số crobach’s alpha = 0,892 >0,6, các biến có tương quan biến tổng đều < 0,3 và các biến Cronbach’s Alpha nếu mục đã xóa đều nhỏ hơn biến Cronbach’s Alpha chung.

Bảng 2.9: Thống kê độ tin cậy Cronbach's Alpha N của mục

,892 3

Mục – Tổng số thống kê

Tương quan biến tổng Cronbach's Alpha nếu mục đã xóa

Đánh giá chung 1 ,815 ,823

Đánh giá chung 2 ,813 ,825

Đánh giá chung 3 ,740 ,888

(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS) Sử dụng phương pháp phân tích nhân tố khám phá đối với các chỉ tiêu đo lường đánh giá chung về chính sách đãi ngộ nhân sự tại công ty TNHH du lịch Lăng Cô, kết quả nghiên cứu cho thấy Eigenvalues = 2,469 thỏa mãn điều kiện lớn hơn 1 và tổng phương sai rút trích là 82,300% > 50% đã cho thấy các điều kiện của phân tích nhân tố là phù hợp đối với biến quan sát.

Trường Đại học Kinh tế Huế

Bảng2.10: Kết quả phân tích nhân tố đánh giá chung của nhân viên

Biến Quan Sát Component

TM1 0,921

TM2 0,920

TM3 0,879

Eigenvalues = 2,469 Phương sai trích: 82,300%

(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS) Ngoài ra, kết quả kiểm định Kaiser – Meyer – Olkin cho ta hệ số KMO = 0.736

>0,5 và kết quả kiểm định Bartlett’s – test cũng cho thấy Sig < 0.05 với mức ý nghĩa 5% đã bác bỏ giả thuyết các biến không tương quan với nhau nên việc phân tích nhân tố là phù hợp.

2.3.4: Xác định mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến sự hài lòng của nhân viên đối với chính sách đãi ngộ nhân sự tại công ty TNHH du lịch Lăng Cô

2.3.4.1: Mô hình hồi quy tổng quát

 Mô hình hồi quy ban đầu

Mô hình hồi quy tổng quát: Y = β₀ + β₁X₁+β₂X₂+ β₃X₃+...+ β_iX_i+ ε_i. Trong đó: Y: Biến phụ thuộc

β₀: Hệ số chặn (hằng số)

β_1,β_2,β_3,…,β_i: Hệ số hồi quy riêng

X_i,X_2,X_{3, …,}X_i: Các biến độc lập trong mô hình

ε_i: Biến độc lập ngẫu nhiên có phân phối chuẩn với trung bình là 0 và phương sai không đổi σ².

Sau khi đánh giá thang đo bằng hệ số Cronbach Alpha và phân tích nhân tốEFA ta đã xác định được có 5 nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của nhân viên đối với chính sách đãi ngộ nhân sự tại công ty TNHH du lịch Lăng Cô. Đó là: “Tiền lương (TL); phụ cấp, trợ cấp (PC_TC); phúc lợi, tiền lương (PL_TT); công việc (CV); môi trường làm việc (MTLV)”. Mô hình hồi quy ban đầu được thể hiện như sau:

ĐGC = β₀ + β1.TL +β₂.PC_TC + β₃.PL_TT + β₄.CV + β₅.MTLV + ε_i

Trường Đại học Kinh tế Huế

Trong đó: ĐGC là giá trị của biến phụ thuộc đánh giá chung của nhân viên tới chính sách đãi ngộ nhân sự tại công ty TNHH du lịch Lăng Cô

Các giả thuyết cho mô hình:

- β₀: Các nhân tố chính không có mối tương quan với sự hài lòng của nhân viên tới chính sách đãi ngộ nhân sự tại công ty TNHH du lịch Lăng Cô.

- β₁: Nhân tố “TL” có tương quan với sự hài lòng của nhân viên tới chính sách đãi ngộ nhân sự tại công ty TNHH du lịch Lăng Cô.

- β₂: Nhân tố “PC_TC” có tương quan với sự hài lòng của nhân viên tới chính sách đãi ngộ nhân sự tại công ty TNHH du lịch Lăng Cô.

- β₃:Nhân tố “PL_TT” có tương quan với sự hài lòng của nhân viên tới chính sách đãi ngộ nhân sự tại công ty TNHH du lịch Lăng Cô.

- β₄: Nhân tố “CV” có tương quan với sự hài lòng của nhân viên tới chính sách đãi ngộ nhân sự tại công ty TNHH du lịch Lăng Cô.

- β₅: Nhân tố “MTLV” có tương quan với sự hài lòng của nhân viên tới chính sách đãi ngộ nhân sự tại công ty TNHH du lịch Lăng Cô.

2.3.4.2: Kiểm định hệ số tương quan

Để phân tích hồi quy tuyến tính, đầu tiên ta tiến hành xem xét các mối quan hệ tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc và từng biến độc lập, cũng như giữa các biến độc lập với nhau. Nếu hệ số tương quan giữa các biến phụ thuộc và biến độc lập lớn chứng tỏ chúng có mối quan hệ tuyến tính với nhau và phân tích hồi quy tuyến tính có thể phù hợp. Mặc khác, nếu giữa các biến độc lập cũng có tương quan tuyến tính với nhau thì đó cũng là dấu hiệu cho biết giữa chúng có thể xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình chúng ta đang xét.

Trường Đại học Kinh tế Huế

Bảng2.11: Kết quả kiểm định hệ số tương quan Pearson

ĐG TL PC_TC PL_TT CV MTLV

ĐG Pearson

Correlation

1 ,375^** ,464^** ,338^** ,424^** ,352^**

Sig. (2-tailed) ,000 ,000 ,000 ,000 ,000

N 120 120 120 120 120 120

TL Pearson

Correlation

,375^** 1 ,120 ,140 -,066 ,059

Sig. (2-tailed) ,000 ,192 ,126 ,475 ,520

N 120 120 120 120 120 120

PC_TC Pearson Correlation

,464^** ,120 1 ,043 ,133 -,037

Sig. (2-tailed) ,000 ,192 ,643 ,148 ,690

N 120 120 120 120 120 120

PL_TT Pearson Correlation

,338^** ,140 ,043 1 ,123 ,008

Sig. (2-tailed) ,000 ,126 ,643 ,180 ,931

N 120 120 120 120 120 120

CV Pearson

Correlation

,424^** -,066 ,133 ,123 1 ,047

Sig. (2-tailed) ,000 ,475 ,148 ,180 ,612

N 120 120 120 120 120 120

MTLV Pearson Correlation

,352^** ,059 -,037 ,008 ,047 1

Sig. (2-tailed) ,000 ,520 ,690 ,931 ,612

N 120 120 120 120 120 120

**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).

(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS)

Trường Đại học Kinh tế Huế

Với mức ý nghĩa 0.01,giá trị Sig của các các nhân tố “TL”, “PC_TC”, “PL_TT”,

“CV”, “MTLV” đều nhỏ hơn 0.01, đều này thấy được các nhân tố đều có tương quan tuyến tính khá mạnh với biến Đánh giá chung của nhân viên.

Cụ thể là, mối quan hệ tương quan giữa biến Đánh giá (ĐG) và biến Tiền lương (TL) là 0.375, tương quan với biến Phụ cấp, trợ cấp (PC_TC) là 0.464, tương quan với biến Phúc lợi, tiền thưởng (PL_TT) là 0.338, tương quan với biến Công việc (CV) là 0.424, tương quan vớibiến Môi trường làm việc (MTLV) là 0.352.

Nhìn chung, việc sử dụng phân tích hồi quy tuyến tính là phù hợp. Tuy nhiên, kết quả phân tích tương quan cũng cho thấy hệ số tương quan giữa các biến độc lập ở mức tương quan mạnh nên cần quan tâm đến hiện tượng đa cộng tuyến khi phân tích hồi quy đa biến.

2.3.4.3: Xây dựng mô hình hồi quy tuyến tính Đánh giá mô hình hồi quy tuyến tính

 Đánh giá độ phù hợp của mô hình hổi quy tuyến tính

Mô hình thường không phù hợp với dữ liệu thực tế như giá trị R² thể hiện. Trong tình huống này R² hiệu chỉnh (Adjusted R square) từ R² được sử dụng để phản ánh sát hơn mức độ phù hợp của mô hình hồi qui tuyến tính đa biến ¹³(Theo Hoàng Trọng &

Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).

Tham số R² hiệu chỉnh (Adjusted R Square) cho biết mức độ (%) sự biến thiên của biến phụ thuộc được giải thích bởi biến độc lập. Trong mô hình này, R² hiệu chỉnh

= 61,8% thể hiện các biến độc lập trong mô hình giải thích được 61,8% biến đổi về sự hài lòng của nhân viên tới chính sách đãi ngộ nhân sự tại công ty TNHH du lịch Lăng Cô.

Trường Đại học Kinh tế Huế

Bảng 2.12: Mô hình tóm tắt

Model R R² R²điều chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng Durbin-Watson

1 ,796^a ,634 ,618 ,374 1,896

a. Predictors: (Constant), MTLV, PL_TT, PC_TC, CV, TL b. Dependent Variable: ĐG

(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS)

 Kiểm định độ phù hợp của mô hình

Giá trị của Sig( P-value) của bảng ANOVA dùng để đánh giá sự phù hợp (tồn tại) của mô hình. Giá trị Sig nhỏ (thường <5%) thì mô hình tồn tại.

Từ bảngANOVA ta thấy giá trị Sig bé hơn 0,05 nên mô hình tồn tại.

Bảng 2.13: ANOVA^a

Mô hình Bìnhphương của tổng Df Trung bình bình phương F Sig.

1 Hồi quy 27,703 5 5,541 39,510 ,000^b

Phần dư 15,986 114 ,140

Tổng 43,689 119

a. Dependent Variable: ĐG

b. Predictors: (Constant), MTLV, PL_TT, PC_TC, CV, TL

(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS)

 Kiểm định giả định về hiện tượng đa cộng tuyến

Kiểm tra giả định về hiện tượng đa cộng tuyến (tương quan giữa các biến độc lập) thông qua giá trị của độ chấp nhận (Tolerance) hoặc hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance inflation factor): VIF > 10 thì có thể nhận xét có hiện tượng đa cộng tuyến¹⁴

Trường Đại học Kinh tế Huế

(Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005).

Bảng2.14: Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình hồi quy

Mô hình

Thống kê cộng tuyến

Tolerance VIF

1 (Constant)

TL ,953 1,050

PC_TC ,963 1,038

PL_TT ,963 1,039

CV ,955 1,047

MTLV ,991 1,009

a. Dependent Variable: ĐG

(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS) Từ kết quả phân tích hồi quy ta nhận thấyhệ số phóng đại phương sai VIF của tất cả các biến đều nhỏ hơn 10 và độ chấp nhận của biến (Tolerance) đều lớn hơn 0,1 nên mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến.

 Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư

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… Vì vậy, nên tiến hành khảo sát đơn giản là xây dựng biểu đồ tần số của các phần dư Histogram ngay dưới đây:

Trường Đại học Kinh tế Huế

Sơ đồ2.2: Tần số phần dư chuẩnhóa Histogram

(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS) Từ biểu đồ ta thấy được, một đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số, đường cong này có dạng hình chuông, phù hợp với dạng đồ thị của phân phối chuẩn. Giá trị trung bình mean gần bằng 0 và độ lệch chuẩn Std.Dev là 0.979 gần bằng 1. Như vậy có thể nói phân phối của phần dư là xấp xỉ chuẩn. Do đó, có thể kết luận rằng giả thiết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.

Phân tích mô hình hồi quy tuyến tính

Sau khi tiến hành kiểm định, đánh giá độ phù hợp của mô hình hồi quy nhằm đảm bảo các biến độc lập trong mô hình có thể giải thích tốt cho biến phụ thuộc, tôi tiến hành phân tích mô hình hồi quy tuyến tính bằng phương pháp Enter, kết quả hồi quy như sau:

Trường Đại học Kinh tế Huế

Bảng2.15: Kết quả hồi quy sử dụng phương pháp Enter

Mô hình

Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa

Hệ số hồi quy chuẩn hóa

t Sig.

Thống kê cộng tuyến B

Std.

Error Beta

Toleranc

e VIF

1 (Hằng số) -2,810 ,472 -5,953 ,000

TL ,342 ,066 ,300 5,163 ,000 ,953 1,050

PC_TC ,419 ,063 ,384 6,649 ,000 ,963 1,038

PL_TT ,244 ,060 ,234 4,049 ,000 ,963 1,039

CV ,372 ,062 ,349 6,017 ,000 ,955 1,047

MTLV ,349 ,060 ,331 5,811 ,000 ,991 1,009

a. Biến phụ thuộc: ĐG

(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS) Từ kết quả bảng trên, ta nhận thấy: Các biến độc lập gồm TL, PC_TC, PL_TT, CV, MTLV đều có giá trị Sig. nhỏ hơn 0,05 nên có thể nói cả 4 biến này giải thích được sự biến thiên về sự hài lòng của nhân viên đối với chính sách đãi ngộ nhân sự của công ty TNHH du lịch Lăng Cô.

Kết quả của mô hình hồi quy dựa vào giá trị của hệ số beta chuẩn hóa. Hệ số Beta chuẩn hóa được dùng để đánh giá mức độ quan trọng của từng nhân tố, hệ số Beta chuẩn hóa của biến nào càng cao thì mức độ tác động của biến đó vào sự thỏa mãn khách hàng càng lớn¹⁵(Hoàng Trọng và Mộng Ngọc, 2005).

Ta có mô hình hồi quy như sau:

ĐG = 0,300×TL + 0,384×PC_TC + 0,234×PL_TT+ 0,349×CV + 0,331×MTLV

- Hệ số β₁ = 0.300 cho biết: Trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, khi Tiền lương (TL) tăng lên 1 đơn vị sẽ làm cho sự hài lòng của nhân viên đối với chính sách đãi ngộ nhân sự tại công ty TNHH du lịch Lăng Cô tăng lên 0.300 đơn vị.

- Hệ số β₂ = 0.384 cho biết: Trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, khi Phụ cấp, trợ cấp (PC_TC) tăng lên 1 đơn vị sẽ làm cho sự hài lòng của nhân viên đối với chính sách đãi ngộ nhân sự tại công ty TNHH du lịch Lăng Cô tăng lên 0.384đơn vị.

Trường Đại học Kinh tế Huế

- Hệ số β₃ = 0.234 cho biết: Trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, khi Phúc lợi, tiền thưởng (PL_TT) tăng lên 1 đơn vị sẽ làm cho sự hài lòng của nhân viên đối với chính sách đãi ngộ nhân sự tại công ty TNHH du lịch Lăng Cô tăng lên 0.234 đơn vị.

- Hệ số β₄ = 0.349 cho biết: Trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, khi Công việc (CV) tăng lên 1 đơn vị sẽ làm cho sự hài lòng của nhân viên đối với chính sách đãi ngộ nhân sự tại công ty TNHH du lịch Lăng Cô tăng lên 0.349 đơn vị.

- Hệsố β₅ = 0.331 cho biết: Trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, khi Tiền lương (TL) tăng lên 1 đơn vị sẽ làm cho sự hài lòng của nhân viên đối với chính sách đãi ngộ nhân sự tại công ty TNHH du lịch Lăng Cô tăng lên 0.331 đơn vị.

Kết quả kiểm địnhmô hình lý thuyết được mô tả qua hình sau:

Sơ đồ2.3: Kết quả xây dựng mô hình nghiên cứu

Qua quá trình phân tích hồi quy, ta nhận thấy trong các nhân tố được rút trích biến phụ cấp, trợ cấp (PC_TC) có ảnh hưởng lớn nhất đến sự hài lòng của nhân viên đốivới chính sách đãi ngộ nhân sự với hệ số = 0,384. Điều này phù hợp với nhu cầu của nhân viên trong công ty TNHH du lịch Lăng cô. Phụ cấp, trợ cấp bao gồm:

BHXH, BHYT, kinh phí công đoàn, trợ cấp giáo dục, đi lại, ăn uống, nhàở, các khoản phụ cấp lương,... Đây là nhu cầu tất yếu của con người khi làm việc, nhân viên mong muốn công ty luôn có những chính sách đáp ứng hợp lý yêu cầu của họ, công ty phải

Trường Đại học Kinh tế Huế

Trong tài liệu CHÍNH SÁCH ĐÃI NGỘ NHÂN SỰ TẠI CÔNG TY TNHH DU LỊCH LĂNG CÔ (LANGCO BEACH RESORT) (Trang 85-104)