Rút trích các nhân tố ảnh hưởng đến chính sách đãi ngộ tài chính tại công ty

Trước khi tiến hành rút trích các nhân tố ảnh hưởng đến chính sách đãi ngộ tài chính tại công ty Cổ phần Sợi Phú Bài, em đã tiến hành kiểm tra độ tin cậy của thang

Trường Đại học Kinh tế Huế

đo với kết quảkiểm định hệsố cronbach’s alpha của tất cảcác khái niệm nghiên cứu đều lớn hơn 0,6 và các biến hệsố tương quan biến tổng đều lớn hơn 0,3 (Xem phụlục 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 tiền thưởng 4: Do biến tiền thưởng 4 có hệ số cronbach’s alpha nếu mục đã xóa = 0,817 lớn hơn hệ số cronbach’s alpha chung = 0,810 (Xem phụlục 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 hệsố 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 tốcó 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 thể⁹(Trọng & Ngọc, 2008)

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

Bảng 2.13: Kiểm định KMO and Bartlett's Test

Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. ,627 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 888,570

Df 153

Sig. ,000

(Nguồn: Kết quảxửlý sốliệu trên SPSS) Kết quảkiểm 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 thểkết luận rằng dữliệu khảo sát đã đảm bảo các điều kiện đểtiến hành phân tích nhân tốkhám phá EFA và có thểsửdụng các kết quả đó.

Kết quả phân tích EFA đã cho ra các nhân tố cơ bản của mô hình nghiên cứu, 5 nhân tốnày giải thích được 61,091 % của biến động. Tất cảcác hệsốtải của các nhân

9N.t.

Trường Đại học Kinh tế Huế

tốtrong từng yếu tố đều lớn hơn 0.5. (Xem phụlục 4: Kết quảphân tích nhân tốEFA, bảng 4.1.2)

Theo kết quảphân 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 quảcó 5 nhân tốcó giá trịEigenvalue lớn hơn 1 được giữlại 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 tốEFA, bảng 3.1.2”, tổng phương sai trích là 61,091% > 50%. Do đó, phân tích nhân tốlà phù hợp.

Sau khi tiến hành xoay nhân tố, kết quả5 nhân tố được xác định trong BảngRotated Component Matrix^athuộc phụlục 4 “Kết quảphân tích nhân tốEFA, bảng 4.1.3” được mô tả như sau:

Nhóm nhân tố thứ nhất: Tiền lương có giá trị Eigenvalue = 3,594 >1. Nhân tố này được diễn giải thông qua sự tác động của các tiêu chí:

 Tiền lương nhân được tươngứng với kết quảlàm việc của anh chị

 Mức lương đảm bảo tính cạnh tranh trên thị trường lao động

 Tiền lương được trả đầy đủ và đúng thời gian

 Công ty có chế độ tăng lương hợp lý

 Anh chịhài lòng với chế độtiền lương của công ty

Nhóm nhân tố thứ hai: Tiền thưởng có giá trị Eigenvalue = 2,980 >1. Nhân tố này được diễn giải thông qua sự tác động của các tiêu chí:

 Mức tiền thưởng xứng đáng với sự đóng góp của anh chị

 Có nhiều hình thức thưởng

 Tiền thưởng được trảmột cách công bằng

 Mức tiền thưởng đủ đểkích thích anh chịlàm việc tốt hơn

Trường Đại học Kinh tế Huế

 Anh chịhài lòng với chế độtiền thưởng của công ty

Nhóm nhân tố thứ ba: Phúc lợi, tiền thưởng có giá trị Eigenvalue = 2,557 >1.

Được thểhiện qua các tiêu chí:

 Công ty thực hiện đầy đủcác khoản phúc lợi theo quy định

 Được tặng quà và tiền thưởng vào các dịp lễ, tết

 Hằng năm, công ty thường xuyên tổchức đi du lịch, nghĩ mát

 Anh chịhài lòng với chế độphúc lợi của công ty

Nhóm nhân tốthứ tư: Phụcấp, trợcấp có giá trị Eigenvalue = 1,866>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

 Các khoản phụcấp tương xứng với mức độchịu trách nhiệm đối với công việc mà anh chịdảm nhân

 Công ty luôn thực hiện đầy đủcác chế độbảo hiểm cho anh chị

 Anh/chịhài lòng với chế độphụcấp, trợcấp của công ty.

2.3.3.2: Rút trích nhân tố đánh giá chung về chính sách đãi ngộtài chính tại công ty Cổ phần Sợi Phú Bài

Trước khi tiến hành phân tích nhân tố đánh giá chung về chính sách đãi ngộ tài chính tại công ty Cổ phần Sợi Phú Bài,em tiến hành kiểm tra độ tin cậy của thang đo.

Kết quả kiểm định hệ số crobach’s alpha = 0,897 >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 2.14: Thống kêđộtin cậy

Cronbach's Alpha N của mục

,897 3

Trường Đại học Kinh tế Huế

Mục–Tổng sốthống kê

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

Đánh giá chung 1 ,816 ,837

Đánh giá chung 2 ,826 ,829

Đánh giá chung 3 ,752 ,892

(Nguồn: Kết quảxửlý sốliệu 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 tài chính tại công ty Cổ phần Sợi Phú Bài, kết quả nghiên cứu cho thấy Eigenvalues = 2,489 thỏa mãn điều kiện lớn hơn 1 và tổng phương sai rúttrích là 82,978% > 50% đã cho thấy các điều kiện của phân tích nhân tốlà phù hợp đối với biến quan sát.

Bảng 2.15: Kết quảphân tích nhân tố đánh giá chung của CBCNV

Biến Quan Sát Component

DGC1 0,921

DGC2 0,926

DGC3 0,885

Eigenvalues = 2,489 Phương sai trích: 82,978%

(Nguồn: Kết quảxửlý sốliệu trên SPSS) Ngoài ra, kết quảkiểm định Kaiser – Meyer –Olkin cho ta hệsố KMO = 0.739

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

2.3.4: Xác định mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến sự hài lòng của CBCNVđối với chính sách đãi ngộ nhân sự tại công ty Cổ phần Sợi Phú Bài

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 phụthuộc

Trường Đại học Kinh tế Huế

β₀: Hệsốchặn (hằng số)

β_1,β_2,β_3,…,β_i: Hệsốhồi 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 hệsố Cronbach Alpha và phân tích nhân tốEFA ta đã xác định được có 4 nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của nhân viên đối với chính sách đãi ngộtài chính tại công ty Cổphần Sợi Phú bài. Đó là: “Tiền lương (TL);

phụcấp, trợ cấp (PT); tiền thưởng (TT); phúc lợi (PL). Mô hình hồi quy ban đầu được thểhiện như sau:

ĐGC = β₀+ β1.TL +β₂.PT+ β₃.TT + β₄.PL + ε_i

Trong đó: ĐGC là giá trị của biến phụ thuộc đánh giá chung củaNLĐ tới chính sách đãi ngộtài chính tại công ty Cổphần Sợi Phú Bài

Các giảthuyết cho mô hình:

- β₀: Các nhân tố chính không có mối tương quan với sự hài lòng của NLĐ tới chính sách đãi ngộtài chính tại công ty Cổphần Sợi Phú Bài

-β₁: Nhân tố “TL” có tương quan với sựhài lòng củaNLĐtới chính sách đãi ngộ tài chính tại công ty Cổphần Sợi Phú Bài

-β₂: Nhân tố “PT” có tương quan với sựhài lòng củaNLĐtới chính sách đãi ngộ tài chính tại công ty Cổphần Sợi Phú Bài

-β₃:Nhân tố “TT” có tươngquan với sựhài lòng củaNLĐ tới chính sách đãi ngộ tài chính tại công ty Cổphần Sợi Phú Bài

-β₄: Nhân tố “PL” có tương quan với sựhài lòng củaNLĐtới chính sách đãi ngộ tài chính tại công ty Cổphần Sợi Phú Bài

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 phụthuộc và biến độc lập lớn chứng tỏchúng có mối quan hệtuyến tính với nhau và phân tích hồi quy tuyến tính

Trường Đại học Kinh tế Huế

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 thểxảy ra hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình chúng ta đang xét

Bảng 2.16: Kết quảkiểm định hệsố tương quan Pearson Correlations

TL PT TT PL DGC

TL

Pearson Correlation 1 .133 .154 -.067 .408^**

Sig. (2-tailed) .165 .108 .485 .000

N 110 110 110 110 110

PT

Pearson Correlation .133 1 .022 .144 .462^**

Sig. (2-tailed) .165 .821 .133 .000

N 110 110 110 110 110

TT

Pearson Correlation .154 .022 1 .156 .359^**

Sig. (2-tailed) .108 .821 .104 .000

N 110 110 110 110 110

PL

Pearson Correlation -.067 .144 .156 1 .423^**

Sig. (2-tailed) .485 .133 .104 .000

N 110 110 110 110 110

DGC

Pearson Correlation .408^** .462^** .359^** .423^** 1

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

N 110 110 110 110 110

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

(Nguồn: Kết quảxửlý sốliệu trên SPSS) Với mức ý nghĩa 0.01, giá trị Sig của các các nhân tố “TL”, “PT”, “TT”, “PL”, 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.

Cụthểlà, mối quan hệ tương quan giữa biến Đánh giá chung(ĐGC) và biến Tiền lương (TL) là 0.408, tương quan với biến Phụcấp, trợ cấp (PT) là 0.462, tương quan với biến Tiền thưởng (TT) là 0.359, tương quan với biến Phúc lợi (PL) là 0.423

Trường Đại học Kinh tế Huế

Nhìn chung, việc sửdụng phân tích hồi quy tuyến tính là phù hợp. Tuy nhiên, kết quả phân tích tương quan cũng cho thấy hệsố tương quan giữa các biến độc lậpở 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 độphù hợp của mô hình hổi quy tuyến tính

Mô hình thường không phù hợp với dữliệu thực tế như giá trịR²thểhiện. Trong tình huống này R² hiệu chỉnh (Adjusted R square) từR² được sửdụng đểphản ánh sát hơn mức độ phù hợp của mô hình hồi qui tuyến tính đa biến ¹⁰(Theo Hoàng Trọng &

Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).

Tham sốR² 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 = 54,5% thể hiện các biến độc lập trong mô hình giải thích được 54,5% biến đổi về sự hài lòng của nhân viên tới chính sách đãi ngộ tài chính tại công ty Cổ phần Sợi Phú Bài.

Bảng 2.17: Mô hình tóm tắt Model Summary^b

Model R Rđiều chỉnh Sai sốchuẩn của ước lượng Std. Error of the Estimate

1 .738^a .545 .528 .423

a. Predictors: (Constant), PL, TL, PT, TT b. Dependent Variable: DGC

Kiểm định độphù hợp của mô hình

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

Từbảng ANOVA ta thấy giá trị Sig bé hơn 0,05 nên mô hình tồn tạị

10N.t.

Trường Đại học Kinh tế Huế

Bảng 2.18: ANOVA^a

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

1 Hồi quy 22,522 4 5,630 31,453 ,000^b

Phần dư 18,796 105 ,179

Tổng 41,318 109

a. Dependent Variable: DGC

b. Predictors: (Constant), PL, TL,PT,TT (Nguồn: Kết quảxửlý sốliệu trên SPSS)

Kiểm định giả định vềhiện 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 tuyến¹¹(Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005)

Bảng 2.19: Kiểm định hiện tượng đacộng tuyến trong mô hình hồi quy

Mô hình

Thống kê cộng tuyến

Tolerance VIF

1 (Constant)

TL ,947 1,056

PT ,958 1,044

TT ,948 1,055

PL ,943 1,060

a. Dependent Variable: DGC

(Nguồn: Kết quảxửlý sốliệu trên SPSS) Từkết quảphân tích hồi quy ta nhận thấy hệsố phóng đại phương sai VIF của tất cảcác 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.

11N.t.

Trường Đại học Kinh tế Huế

Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư

Phần dư có thểkhông tuân theo phân phối chuẩn vì những lý do như: Sửdụng sai mô hình, phương sai không phải là hằng số, số lượng các phần dư không đủnhiều để phân tích… Vì vậy, nên tiến hành khảo sát đơn giản là xây dựng biểu đồtần sốcủa các phần dư Histogram ngay dưới đây:

Sơ đồ3: Tần sốphần dư chuẩn hóa Histogram

(Nguồn: Kết quảxửlý sốliệu 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 0.981 gần bằng 1. Như vậy có thể nói phân phối của phần dư là xấp xỉ chuẩn. Do đó, có thểkết luận rằng giảthiết phân phối chuẩn của phần dư không bịvi 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

Trường Đại học Kinh tế Huế

tiến hành phân tích mô hình hồi quy tuyến tính bằng phương pháp Enter, kết quả hồi quy như sau:

Bảng 2.20: Kết quảhồi quy sửdụng phương pháp Enter

Mô hình

Hệsốhồi quy chưa chuẩn hóa

Hệsốhồi quy chuẩn hóa

t Sig.

Thống kê cộng tuyến

B

Std.

Error Beta Tolerance VIF

(Hằng số) -1,678 ,489 -3,434 ,001

TL ,390 ,076 ,347 5,129 ,000 ,947 1,056

PT ,405 ,076 ,360 5,347 ,000 ,958 1,044

TT ,255 ,071 ,242 3,574 ,001 ,948 1,055

PL ,381 ,073 ,356 5,258 ,000 ,943 1,060

a. Biến phụthuộc: DGC

(Nguồn: Kết quảxửlý sốliệu trên SPSS) Từkết quảbảng trên, ta nhận thấy: Các biến độc lập gồm TL, PT, TT, PL đều có giá trị Sig. nhỏ hơn 0,05 nên có thể nói cả4 biến này giải thích được sự biến thiên về sựhài lòng của nhân viên đối với chính sách đãi ngộtài chính tại công ty Cổphần Sợi Phú Bài

Kết quảcủa mô hình hồi quy dựa vào giá trịcủa hệsốbeta chuẩn hóa. HệsốBeta 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 lớn¹²(Hoàng Trọng và Mộng Ngọc, 2005).

Ta có mô hình hồi quy như sau:

DGC = 0,347×TL + 0,360×PT + 0,242×TT + 0,356×PL

- Hệsố β₁ = 0.347 cho biết: Trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, khi Tiền lương (TL) tăng lên 1 đơn vị sẽ làm cho sựhài lòng của NLĐ đối với chính sách đãi ngộtài chính tại công ty Cổphần Sợi Phú Bàităng lên 0.347đơn vị.

12N.t.

Trường Đại học Kinh tế Huế

- Hệsố β₂ = 0.360 cho biết: Trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, khi Phụcấp, trợcấp (PT) tăng lên 1 đơn vị sẽ làm cho sựhài lòng của NLĐ đối với chính sách đãi ngộtài chính tại công ty Cổphần Sợi Phú Bàităng lên 0.360 đơn vị.

- Hệsố β₃ = 0.242 cho biết: Trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, khi Tiền thưởng (TT) tăng lên 1 đơn vị sẽlàm cho sựhài lòng củaNLĐ đối với chính sách đãi ngộtài chính tại công ty Cổphần Sợi Phú Bàităng lên 0.242đơn vị.

- Hệsố β₄ = 0.356 cho biết: Trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, khi Phúc lợi (PL) tăng lên 1 đơn vị sẽlàm cho sựhài lòng củaNLĐ đối với chính sách đãi ngộtài chính tại công ty Cổphần Sợi Phú Bàităng lên 0.356đơn vị.

Qua quá trình phân tích hồi quy, ta nhận thấy trong các nhân tố được rút trích biến phụ cấp, trợ cấp (PT) có ảnh hưởng lớn nhất đến sự hài lòng của NLĐ đối với chính sách đãi ngộ tài chính với hệ số  = 0,360. Điều này phù hợp với nhu cầu của NLĐ trong công ty Cổ phần Sợi Phú Bài. Phụcấp, trợ cấp bao gồm: BHXH, BHYT, kinh phí công đoàn, trợ cấp giáo dục, đi lại, ăn uống, nhà ở, 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 có trách nhiệm thực hiện những gì mà người lao động mong muốn, điều này sẽgiúp họyên tâm làm việc và gắn bó với công việc hơn.

Nhân tố ảnh hưởng tiếp theođến sựhài lòng của nhân viên đối với chínhsách đãi ngộ tài chính tại công ty Cổ phần Sợi Phú Bài là biến phúc lợi (PL) với  = 0,356.

Phúc lợi là phần hỗ trợ thêm nhằm đảm bảo đời sống cho người lao động và tạo điều kiện thuận lợi đểtái sản xuất sức lao động.

Nhân tố ảnh hưởng thứba đến sự hài lòng của NLĐ đối với chính sách đãi ngộ nhân sự của công ty là biến Tiền lươngvới  = 0,347. Tiền lương là khoản tiền mà doanh nghiệp trả cho người lao động để thực hiện công việc, đây là nhu cầu tất yếu của mọi người khi làm việc, kiếm thu nhập trang trải cuộc sống..

Nhân tố ảnh hưởng cuối cùng là biến tiền thưởng (TT) bới  = 0,242. Tiền thưởng là khoản tiền mà người sử dụng lao động thưởng cho người lao động căn cứ

Trường Đại học Kinh tế Huế

Trong tài liệu HOÀN THIỆN CHÍNH SÁCH ĐÃI NGỘ TÀI CHÍNH TẠI CÔNG TY CỔ PHẦN SỢI PHÚ BÀI (Trang 69-81)