Chương II: THỰC TRẠNG CÔNG TÁC THÙ LAO LAO ĐỘNG TẠI TRUNG TÂM CÔNG
2.3. Đánh giá các yếu tố thù lao lao động tại trung tâm
2.3.6. Phân tích hồi quy
độ tác động của các yếu tố và mức độ giải thích của các yếu tố đến thù lao lao động của công nhân viên.
trong mô hình phân tích hồi quy, biến phụ thuộc là biến ‘thù lao lao động”. các biến độc lập là các nhân tố được rút trích ra từ các biến quan sát từ phân tích nhân tố EFA. Mô hình hồi quy như sau:
TLLĐ=β0+ β1*TL+β2*PC+β3*KK+β4*PL.
Trong đó:
TLLĐ: giá trị của biến phụ thuộc là thù lao lao động.
TL : giá trị của biến độc lập thứ nhất là tiền lương PC: giá trị củabiến độc lập thứ hai là phụ cấp
KK: giá trị của biến độc lập thứ ba là khuyến khích tài chính.
PL: giá trị của biến độc lập thứ ba là phúc lợi . β0: là hằng số.
βi :hệ số hồi quy riêng từng phần( i > 0 ).
e: sai số của phương trình hồi quy 2.3.6.2. Kiểm định mô hình hồi quy
-Kiểm định độ phù hợp
Kết quả của việc xây dựng mô hình hồi quy đa biến bằngphần mềm spss cho ta kết quả ở bảng tóm tắt dưới đây:
Bảng 1.15: Mô hình tóm tắt sử dụng phương pháp Enter.
Mô hình
R R R
hiệu chỉnh
Sai số ước lượng
Thống kê thay đổi Durbin-Watson R
thay đổi
df1 df2 Sigf thay đổi
1 0,841 0,708 0,696 0,55148 0,708 4 97 0,000 1,976
(Nguồn :Phân tích số liệu spss) Độ phù hợp của mô hình được thể hiện qua giá trị R điều chỉnh . kết quả ở bảng trên cho thấy, mô hình 4 biến độc lập có giá trị R điều chỉnh cao nhất là 0,696>
0.5 thỏa mãn điều kiện hồi quy, có nghĩa là mô hình hồi quy giải thích được 69,6% sự biến thiên của biến thù lao lao động .Như vậy mô hình có giá trị giải thích ở mức độ
Trường Đại học Kinh tế Huế
trung bình .Các bước tiếp theo sẽ sử dụng mô hình hồi quy gồm 4 biến độc lập này để phân tích.
-Kiểm đinh F
Giả thuyết H0 đặt ra đó là :β0=β1=β2=β3=β4=0
Bước tiếp theo trong phân tích hồi quy đó là kiểm định F về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể ,xem biến phụ thuộc có liên hệ tuyến tính với toàn bộ biến độc lập hay không.
Bảng1.16: Kiểm định độ phù hợp của mô hình
Mô hình Tổng bình phương
Df Trung bình bình quân
F Sig
Hồi quy 71,498 4 17,875 58,771
Số dư 29,502 97 0,3041
tổng 101,000 101
(Nguồn:Phân tích số liệu spss) Kết quả phân tích ANOVA cho thấy giá trị sig=0,000 rất nhỏ. Như vậy đủ điều kiện đẻ bác bỏ Ho hay các giả thuyết H1, H2, H3,H4, được chấp nhận ở mức ý nghĩa 95% nên có thể kết luận mô hình hồi quy phù hợp .
2.3.6.3. Dò tìm các vi phạm giả định cần thiết
-Giả địnhvề phân phối chuẩn của phần dư tính chất phân phối của phần dư thể hiện qua biểu đồ Histogram:
Biểu đồ 2.6 :Tần số Histogram của phần dư chuẩn hóa
Trường Đại học Kinh tế Huế
Với Mean=-3,47E-17 và độ lệch chuẩn Std. Dev=0,980 tức gần bằng 1 , có thể kết luận rằng giả thuyết phân phối chuẩn không bị vi phạm
Đại lượng Durbin-Watson được dùng để kiểm định tự 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 kiểm định d của Durbin- Watson trong bảng tóm tắt mô hình bằng 1,976. Theo điều kiện hồi quy, giá trị Durbin-Watson phải nằm trong khoảng 1,6 đến 2,6.Giá trị d được rơi vào miền chấp nhận giả thuyết có tự tương quan. Như vậy mô hình vi phạm giả định về hiện tượng tự tương quan.
-Giả định không có hiện tượng đa cộng tuyến
Bảng 1.17: Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Mô hình Đo lường đa cộng tuyến
Độchấp nhận Hệsố phóng đại phương sai Hằng số
Tiền lương 1,000 1,000
Phụcấp 1,000 1,000
Khuyến khích tài chính 1,000 1,000
Phúc lợi 1,000 1,000
(Nguồn :Phân tích số liệu spss) Với độ chấp nhận (Tolerance) lớn và hệ số phóng đại phương sai (Variance Inflation Factor-VIF)của các biến nhỏ, mô hình hồi quy không vi phạm hiện tượng đa cộng tuyến. Mô hình hồi quy viphạm hiện tượng đa cộng tuyến khi có giá trị VIF lớn
hơn hoặc bằng 10.
Trường Đại học Kinh tế Huế
2.3.6.4 Kết quảphân tích hồi quy đa biến và đánh giá mức độquan trọng của từng nhân tố
Bảng1.18: Kết quả phân tích hồi quy đa biến
Mô hình
Hệsốhồi quy chưa chuẩn hóa
Hệsốhồi quy chuẩn
hóa. T Sig
B Độlệch
chuẩn
Beta
Hằng số 1,010 0,055 0,000 1,000
Tiền lương 0,490 0,066 0,490 7,479 0,000
Phụcấp 0,397 0,063 0,397 6,322 0,000
Khuyến khích tài chính
0,142 0,056 0,142 2,544 0,013
Phúc lợi 0,197 0,057 0,197 3,465 0,001
(Nguồn :Phân tích số liệu spss) Kết quả hồi quy cho thấy cả 4 nhân tố là tiền lương, phụ cấp, khuyến khích tài chính, phúc lợi có quan hệ tuyến tính thuận chiều với thù lao lao động của người lao động ( sig < 0,05).
Phương trình hồi quy tổngquát của mô hìnhđược viết lại như sau:
Đánh giá chung của nhân viên về sự đáp ứng thù lao lao động =0,490* tiền lương+0,397*Phụ cấp +0,142* khuyến khích tài chính+0,197* phúc lợi.
Qua phương trình hồi quy trên ta thấy yếu tố tiền lương tác động cao nhất đến sự hài lòng của nhân viên về thù lao lao động tại Trung tâm , tiếp đến là các yếu tố phụ cấp ,phúc lợi và cuối cùng là các yếu tố khuyến khích tài chính.
Trường Đại học Kinh tế Huế
Chương 3
MỘT SỐ GIẢI PHÁP HOÀN THIỆN CÔNG TÁC THÙ LAO LAO ĐỘNG TẠI TRUNG TÂM CNTT TỈNH THỪATHIÊN HUẾ.
3. 1. Định hướng và mục tiêu phát triển của Trung tâm Công nghệthông tin tỉnh Thừa Thiên Huế
3.1.1. Về định hướng phát triển của Trung tâm Công nghệThông tin tỉnh Thừa