Xác định mức độ tác động của các nhân tố đến đánh giá chung của người lao

tuyến tính

Đánh giá mô hình hồi quy tuyến tính

Mô hình thường không phù hợp với dữ liệu thực tế như giá trị R 2 thể hiện.

Trongtình huống này R 2 hiệu chỉnh (Adjusted R square) từ R 2 được sử dụng để phản 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 số R 2 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

= 86,0% thể hiện các biến độc lập trong mô hình giải thích được 86,0% biến đổi về sự hài lòng của nhân viên tới chính sách đãi ngộ nhân sựtại công tyTNHH Thành Phát.

Bảng 2.12: Mô hình tóm tắt

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

1 ,931^a ,867 ,860 ,23684 1,043

a. Biến độc lập: (Constant), ĐT, PL, TN, CV, MTLV, TT b. Biến phụ thuộc: ĐGC

(Nguồn:kết quả xử lý số liệu SPSS)

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

Bảng 2.13: ANOVA^a

Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.

1

Regression 39,978 6 6,663 118,778 ,000^b

Residual 6,114 109 ,056

Total 46,092 115

a. Dependent Variable: ĐGC

b. Predictors: (Constant), ĐT, PL, TN, CV, MTLV, TT

(Nguồn:kết quả xử lý số liệu SPSS)

Trường Đại học Kinh tế Huế

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 tuyến 14 (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005).

Bảng 2.14: Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình hồi quy Mô hình

Thống kê cộng tuyến

Tolerance VIF

1 (Constant)

TN ,833 1,201

MTLV ,418 2,393

TT ,288 3,467

VC ,484 2,066

PL ,584 1,712

ĐT ,358 2,795

a. Biến phụ thuộc: ĐGC

(Nguồn:kết quả xử lý số liệu SPSS)

Từ kết quả phân tích hồi quy ta nhận thấy hệ 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.

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

Biểu đồ 2.15: Tần số phần dư chuẩn hóa Histogram

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 0.974 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 quynhư sau:

Trường Đại học Kinh tế Huế

Bảng 2.15: Kết quả hồi quysử dụng phương pháp Enter

Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóaHệ số chuẩn hóa

t Sig.

Thống kê cộng tuyến

B Std. Error Beta Tolerance VIF

1

(Constan) -2,525 ,258 -5,035 ,000

TN ,948 ,042 ,863 22,571,000,833 1,201

MTLV ,120 ,060 ,107 1,983 ,000,418 2,393

TT ,077 ,069 ,072 1,110 ,000,288 3,467

CV ,375 ,058 ,301 ,603 ,000,484 2,066

PL ,321 ,060 ,245 5,375 ,000,584 1,712

ĐT ,163 ,062 ,154 2,636 ,010,358 2,795

a. Biến phụ thuộc: ĐGC

(Nguồn:kết quả xử lý số liệu SPSS)

Từ kết quả bảng trên, ta nhận thấy: Các biến độc lập gồm TN, MTLV, TT, CV, PL, ĐT 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 MTV TM Thành Phát.

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 lớn 15 (Hoàng Trọng và Mộng Ngọc, 2005).

Ta có mô hình hồi quy như sau:

ĐGC =0,863× TN + 0,107× MTLV + 0,072× TT + 0,301× CV + 0,245× PL + 0,154 × ĐT

- Hệ số β 1 = 0,863 cho biết: Trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, khi. Thu nhập (TN) 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 Thành Pháttăng lên 0,863đơn vị.

- Hệ số β 2 = 0,107 cho biết: Trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, khi.Điều kiện, môi trường làm việc (MTLV) tăng lên 1 đơn vị sẽ làm cho sự hài lòng

Trường Đại học Kinh tế Huế

của nhân viên đối với chính sách đãi ngộ nhân sự tại công ty TNHH Thành Phát tăng lên 0,107đơn vị.

- Hệ số β 3 = 0,072 cho biết: Trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, khi. Thăng tiến (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 TNHHThành Pháttăng lên 0,072đơn vị.

- Hệ số β 4 = 0,301 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 TNHHThành Pháttăng lên 0,03đơn vị.

- Hệ số β 5 = 0,245 cho biết: Trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, khi. Phúc lợi (PL) 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 Thành Pháttăng lên 0,245đơn vị.

- Hệ số β 6 = 0,154 cho biết: Trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi, khi. Đào tạo (ĐT) 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 Thành Phát tăng lên 0,154 đơn vị.

Qua phân tích hồi quy, ta nhận thấy trong các nhân tố được rút trích biến Thu nhập (TN) có ảnh hưởng lớn nhất đến đánh giá chung của NLĐ đối với chính sách đãi ngộ nhân sự với hệ số β = 0,863. Điều này phù hợp với nhu cầu của NLĐ trong công ty TNHH Thành Phát. Thu nhập bao gồm: Tiền lương cơ bản, tiền thưởng, thưởng vượt mức hàng tháng, thưởng ngày lễ, thưởng cuối năm,... 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 sẽ giúp họ yên tâm làm việc và gắn bó với công việc hơn.

Nhân tố ảnh hưởng tiếp theo đến đánh giá chung của nhân viên đối với chính sách đãi ngộ nhân sự tại công ty Cổ phần TNHH Thành Phát là biến Cng việc (CV) với với β = 0,301. Đãi ngộ thông qua công việc là yếu tố quan trọng trong đãi ngộ phi tài chính, nó là động lực giúp người lao động yêu thích và hăng say làm việc. Mối quan hệ giữa lãnh đạo và nhân viên, giữa các nhân viên với nhau, cơ hội thăng tiến, khen thưởng, đề bạt, công việc được bố trí, cụ thể và hợp lý là những nhu cầu tất yếu trong công việc của nhân viên.

Trường Đại học Kinh tế Huế

Nhân tố ảnh hưởng thứ ba đến sự hài lòng của NLĐ đối với chính sách đãi ngộ nhân sự của công ty là biến phúc lợi (PL) với β = 0,245. Phúc lợi là phần hỗ trợ thêm nhằm đảm bảo đời sống cho người lao động và tạo điều kiện thuận lợi để táisản xuất sức lao động.

Nhân tố ảnh hưởng thứ tư đến sự hài lòng của NLĐ đối với chính sách đãi ngộ nhân sự của công ty là biến Đào tạo (ĐT) với β = 0,154. Đào tạo là phần hỗ trợ cho người lao động nhằm nâng cao trìnhđộ chuyên môn cũng như tạo điều kiện cho người lao động phát triển.

Nhân tố ảnh hưởng thứ năm là biến Điều kiện, môi trường làm việc (MTLV) với β = 0,107. Để nhân viên cảm thấy yên tâm và nhiệt tình làm việc thì việc tạo một môi trường làm việc thoải mái, lành mạnh là hết sức quan trọng. Tạo dựng không khí làm việc, bố trí thời gian làm việc hợp lý, xây dựng mối quan hệ giữa nhân viên và lãnh đạo, đảm bảo điều kiện làm việc là những mong muốn khi làm việc của nhân viên.

Nhân tố ảnh hưởng cuối cùng là biến Thăng tiến(TT) bới β= 0,072.Thăng tiến làđiều kiện để tạo ra động lực để người lao động hi sinh vì công việc có mục tiêu đạt được thỏa đáng. Việc “ cháy “ hết mình vì công việc là yếu tố tạo nên hiệu suất.

Với các kết quả phân tích như trên, ta thấy rằng mô hình nghiên cứu hoàn toàn phù hợp và khẳng định có mối liên hệ chặt chẽ giữa các thang đo với sự hài lòng của nhân viên đối với chính sách đãi ngộ tài chính tại công tyTNHH Thành Phát

Bảng 2.16: Kết quả kiểm định giả thuyết

Giảthuyết Kết quảkiểm định

H1 Nhân tố “TN” có tương quan với đánh giá chung của nhân viên về chính sách đãi ngộ nhân sựtại công ty TNHH Thành Phát

Chấp nhận

H2 Nhân tố “MTLV” có tương quan với đánh giá chung của nhân viên về chính sách đãi ngộ nhân sựtại công ty TNHH Thành Phát

Chấp nhận

H3 Nhân tố “TT” có tương quan với đánh giá Chấp nhận

Trường Đại học Kinh tế Huế

chung của nhân viên về chính sách đãi ngộ tài nhân sựtại công ty TNHH Thành Phát

H4 Nhân tố “CV” có tương quan với đánh giá chung của nhân viên về chính sách đãi ngộ nhân sựtại công ty TNHH Thành Phát

Chấp nhận

H5 Nhân tố “PL” có tương quan với đánh giá chung của nhân viên về chính sách đãi ngộ nhân sựtại công ty TNHH Thành Phát

Chấp nhận

H6 Nhân tố “ĐT” có tương quan với đánh giá chung của nhân viên về chính sách đãi ngộ nhân sựtại công ty TNHH Thành Phát

Chấp nhận

2.1.2. Mức độ đánh giá của người lao động về chính sách đãi ngộ nhân sự

Trong tài liệu Hoàn thiện chính sách đãi ngộ nhân sự tại công ty TNHH MTV thương mại Thành Phát – Công ty Cổ phần Đường Quảng Ngãi. (Trang 80-86)