6. Kết cấu đề tài
2.3.5. Phân tích mô hình hồi quy
2.3.5.1. Xây dựng mô hình hồi quy
Hồi qui là một mô hình thống kê được sử dụng để dự đoán giá trị của biến phụ thuộc hay còn gọi là biến kết quả dựa vào những giá trị của ít nhất 1 biến độc lập hay còn gọi là biến nguyên nhân. Sau khi tiến hành kiểm định độ tin cậy của thang đo và phân tích nhân tố khám phá EFA, ta có được một tập hợp gồm 5 biến độc lập ( Tiền lương, phụ cấp, phúc lợi, bản chất công việc, điều kiện làm việc) và 1 biến phụ thuộc (Sự gắn bó).
Mô hình hồi quy được xây dựng như sau:
GB = β0+ β1TL + β2PC + β3PL + β4CV + β5DK + ei
Trong đó: - β0,1,2,3,4,5 : Hệ số hồi quy riêng tương ứng - GB: Sự gắn bó
- TL: Chính sách tiền lương, tiền công - PC: Phụ cấp lương
- PL: Chính sách phúc lợi - CV: Bản chất công việc - DK: Điều kiện làm việc.
2.3.5.2. Kiểm định tương quan
Trước khi đánh giá mức độ phù hợp của mô hình, các yếu tố cần được kiểm tra mức độ tương quan với nhau để đưa vào mô hình. Kiểm định tương quan Pearson nhằm khảo sát mối quan hệ giữa các biến độ lập ( tiền lương tiền công, phụ cấp lương, chế độ phúc lợi, điều kiện làm việc, bản chất công việc) với biến phụ thuộc (sự gắn bó với tổ chức) trong mô hình nghiên cứu.
Bảng 2.19. Hệ số tương quan Pearson
Nhân tố Tương quan Pearson Sig.(2-tailed)
Tiền lương, tiền công 0,354** 0,000
Phụ cấp lương 0,569** 0,000
Chế độ phúc lợi 0,131 0,170
Bản chất công việc 0,343** 0,000
Điều kiện làm việc 0,587** 0,000
(Nguồn: Xửlí sốliệu trên SPSS)
Yếu tố cần quan tâm ở đây là giá trị sig. Giá trị sig. nhỏ hơn 0,05 thì hệ số tương quan mới có ý nghĩa thống kê, khi đó hệ số tương quan càng tiến về 1 hoặc -1 thì tương quan càng mạnh, càng tiến về 0 thì càng yếu. Giá trị sig. lớn hơn 0,05 thì không có tương quan giữa hai biến này. Như vậy, từ bảng 2.19 ta thấy giá trị sig. của nhân tố chế độ phúc lợi lớn hơn 0,05 nên biến này bị loại ra khỏi mô hình hồi quy.
2.3.5.3. Đánh giá độ phù hợp của mô hình
Bảng 2.20. Đánh giá độ phù hợp của mô hình
Model R R Square R2 hiệu chỉnh Ước lượng độ lệch chuẩn Durbin-Watson 1 0,766a 0,587 0,572 0,46372 2,042
(Nguồn: Xửlí sốliệu trên SPSS)
Hệ số xác định R2 càng gần 1 thì mô hình càng có ý nghĩa, càng gần 0 thì mô hình càng ít có ý nghĩa. Để dánh giá mức độ thích hợp của mô hình hồi quy, ghĩa là xem mô hình hồi quy giải thích được bao nhiêu % sự thay đổi của biến phụ thuộc ta dùng hệ số xác định R2.
Nhìn vào bảng trên, ta có hệ số R bình phương hiệu chỉnh (Adjusted R Square) là 0,572, nghĩa là 57,2% biến thiên của biến phụ thuộc Sự gắn bó được giải thích bởi 4 nhân tố độc lập, còn lại 42,8% là do các biến ngoài mô hình và sai số ngẫu nhiên. Điều Trường Đại học Kinh tế Huế
này cho thấy mô hình hồi quy tuyến tính này phù hợp với tập dữ liệu của mẫu ở mức 57,2%.
2.3.5.4. Kiểm định sự phù hợp của mô hình
Bảng 2.21. Kiểm định ANOVA Mô hình Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. 1 Hồi quy 32,451 4 8,113 37,728 ,000b Số dư 22,794 106 0,215 Tổng 55,244 110
(Nguồn: Xửlí sốliệu trên SPSS)
Để kiệm định sự phù hợp của mô hình, tiến hành thực hiện kiểm định F để xem xét biến phụ thuộc có mối quan hệ tuyến tính với các biến độc lập hay không. Giả thuyết đưa ra: H0: R2 = 0 (Mô hình không phù hợp)
H1: R2# 0 (Mô hình phù hợp)
Cụ thể, giá trị sig là 0,000 < 0,05, như vậy, bác bỏ giả thiết H0, chấp nhận giả thiết H1: Chứng tỏ R bình phương của tổng thể khác 0. Đồng nghĩa với việc mô hình hồi quy tuyến tính xây dựng là phù hợp với tổng thể.
2.3.5.5. Kiểm định hiện tượng tự tương quan và đa cộng tuyến
Durbin-Watson dùng để kiểm định tự tương quan của các sai số kề nhau có giá trị biến thiên trong khoảng từ 0-4. Với n=111 và k’= 4, giá trị Durbin-Watson = 2,042 thuộc khoảng từ 1,6- 2,4, do đó, mô hình không có hiện tượng tự tương quan.
Bảng 2.22 Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Mô hình Collinearity Statistics
Độ chấp nhận VIF Hằng số PC 0,796 1,257 CV 0,956 1,046 DK 0,882 1,134 TL 0,892 1,121
(Nguồn: Xửlí sốliệu trên SPSS)
Để kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến (tương quan giữa các biến độc lập), ta tiến hành thông qua giá trị của hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation Factor): VIF > 10 thì có thể nhận xét có hiện tượng đa cộng tuyến (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005). Thực tế thường so sánh VIF với 2. Trong bài này hệ số phóng đại phương sai VIF đều bé hơn 2, chứng tỏ không có hiện tượng đa cộng tuyến do đó không ảnh hưởng đến kết quả hồi quy.
2.3.5.6. Mô hình hồi quy tuyến tính
Bảng 2.23. Kết quả phân tích mô hình hồi quy Mô hình Hệ số hồi quy chưa chuẩn
hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa t sig B Std. Error Beta Hằng số -,0,280 0,367 -0,764 0,448 PC 0,310 0,067 0,323 4,626 0,000 CV 0,210 0,058 0,230 3,608 0,000 DK 0,436 0,065 0,445 6,705 0,000 TL 0,163 0,061 0,177 2,683 0,008
(Nguồn: Xửlí sốliệu trên SPSS)
Đầu tiên, ta xem xét giá trị sig của kiểm định t từng biến độc lập, sig. nhỏ hơn hoặc bằng 0,05 nghĩa là biến đó có ý nghĩa trong mô hình, ngược lại, sig lớn hơn 0,05 thì biến độc lập đó cần được loại bỏ. Ta thấy các giá trị sig. trong bảng 2.23 đều nhỏ hơn 0,05 chứng tỏ 4 biến độc lập đều tác động có ý nghĩa thống kê đến biến phụ thuộc. Tiếp theo là hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta, trong tất cả các hệ số hồi quy, biến độc lập nào có hệ số Beta lớn nhất thì biến đó tác động, ảnh hưởng nhiều nhất đến sự thay đổi của biến phụ thuộc.
Như vậy, phương trình hồi quy chuẩn hóa được xác định như sau:
GB = 0,323PC + 0,230CV + 0,445DK + 0,177TL
Dựa vào phương trình trên, có thể thấy rằng khi phụ cấp thay đổi 1 đơn vị thì sự gắn bó thay đổi 0,323 đơn vị, công việc thay đổi 1 đơn vị thì sự gắn bó thay đổi 0,230 Trường Đại học Kinh tế Huế
khi tiền lương thay đổi 1 đơn vị thì sự gắn bó thay đổi 0,177 đơn vị. Yếu tố ảnh hưởng nhiều nhất đến sự gắn bó của nhân viên là điều kiện làm việc và thấp nhất là chế độ tiền lương, tiền công.
2.3.5.7. Biểu đồ tần số phần dư chuẩn hóa Histogram
Về mặt lý thuyết, phân phối chuẩn là phân phối có trung bình = 0 và phương sai bằng = 1, Nhìn vào hình bên dưới, ta thấy phần dư chuẩn hóa phân bố theo hình dạng của phân phối chuẩn. Có một đường cong hình chuông trên hình là đường phân phối chuẩn, ta thấy biểu đồ tần số histogram tương ứng với đường cong hình chuông đó. Thêm nữa, giá trị trung bình mean là -3,98E-16 xấp xỉ = 0, và độ lệch chuẩn bằng 0.982 xấp xỉ = 1 càng khẳng định thêm phần dư chuẩn hóa tuân theo phân phối chuẩn.
Hình 2.2 Biểu đồ tần số phần sư chuẩn hóa Histogram
(Nguồn: Xửlí sốliệu trên SPSS)
2.3.6. Phân tích One Way Anova2.3.6.1. Theo giới tính 2.3.6.1. Theo giới tính
Bảng 2.24. Kiểm định khác biệt về sự gắn theo độ tuổi
Sum of Squares df Mean Square F Sig.
Between Groups 0.109 1 0.109 0.215 0.644
Within Groups 55.136 109 0.506
Total 55.244 110
(Nguồn: Phân tích và xửlý sốliệu trên SPSS)
Từ bảng 2.24 ta thấy, Giá trị sig. = 0,644, do đó, chưa đủ điều kiện để để khẳng định có sự khác biệt giữa nam và nữ đối với biến sự gắn bó, do đó, sự gắn bó với tổ chức giữa nhân viên nam và nữ trong Công ty là như nhau.
2.3.6.2. Theo độ tuổi
Bảng 2.25. Kiểm định khác biệt về sự gắn bó theo độ tuổi
(I) tuoi nguoi tl
(J) tuoi nguoi tl
Mean
Difference (I-J) Std. Error Sig.
95% Confidence Interval Lower Bound Upper Bound
duoi 25 tu 25-35 tuoi -.40638 * 0.17649 0.023 -.7563 -.0565 tu 35-45 tuoi -.56151 * 0.22310 0.013 -1.0038 -.1192 tren 45 tuoi -.41941 0.24512 0.090 -.9053 .0665 tu 25-35 tuoi duoi 25 .40638* 0.17649 0.023 .0565 .7563 tu 35-45 tuoi -.15513 0.18703 0.409 -.5259 .2156 tren 45 tuoi -.01304 0.21281 0.951 -.4349 .4088 tu 35-45 tuoi duoi 25 .56151* 0.22310 0.013 .1192 1.0038 tu 25-35 tuoi .15513 0.18703 0.409 -.2156 .5259 tren 45 tuoi .14209 0.25281 0.575 -.3591 .6433 tren 45 tuoi duoi 25 .41941 0.24512 0.090 -.0665 .9053
tu 25-35
tuoi .01304 0.21281 0.951 -.4088 .4349
tu 35-45
tuoi -.14209 0.25281 0.575 -.6433 .3591
(Nguồn: Phân tích và xửlý sốliệu trên SPSS)
Nhìn vào bảng 2.25, ta thấy có sự khác biệt về mức độ gắn bó của người lao động giữa nhóm dưới 25 và nhóm từ 25-35 tuổi, cột Mean Difference (I-J) của hàng này là -0,40638 , chứng tỏ sự gắn bó của nhóm dưới 25 tuổi thấp hơn nhớm từ 25- 35 tuổi. Ngoài ra, nhóm dưới 25 tuổi và nhớm từ 35- 45 tuổi cũng có sự khác biệt về sự gắn bó với tổ chức, cột Mean Difference (I-J) của hàng này là -0,56151 , chứng tỏ sự gắn bó của nhóm dưới 25 tuổi thấp hơn nhớm từ 35- 45 tuổi.
2.3.6.3. Theo thu nhập
Bảng 2.26 Kiểm định khác biệt về sự gắn bó theo thu nhập
(I) thu nhap TB
(J) thu nhap TB
Mean
Difference (I-J) Std. Error Sig.
95% Confidence Interval
Lower Bound
Upper Bound
duoi 3 trieu Tu 3-6 trieu -1.86474* .32199 0.000 -2.5031 -1.2264
Tu 6-10 Trieu -1.80288* .33599 0.000 -2.4690 -1.1368
Tren 10 trieu -1.90179* .35467 0.000 -2.6049 -1.1987
Tu 3-6 trieu duoi 3 trieu 1.86474* .32199 0.000 1.2264 2.5031
Tu 6-10 Trieu .06185 .14454 0.670 -.2247 .3484
Tren 10 trieu -.03705 .18383 0.841 -.4015 .3274
Tu 6-10 Trieu duoi 3 trieu 1.80288* .33599 0.000 1.1368 2.4690
Tu 3-6 trieu -.06185 .14454 0.670 -.3484 .2247
Tren 10 trieu -.09890 .20738 0.634 -.5100 .3122
Tren 10 trieu duoi 3 trieu 1.90179* .35467 0.000 1.1987 2.6049
Tu 3-6 trieu .03705 .18383 0.841 -.3274 .4015
Tu 6-10 Trieu .09890 .20738 0.634 -.3122 .5100
(Nguồn: Phân tích và xửlý sốliệu trên SPSS)
Từ bảng trên, ta có thể thấy sự khác biệt về mức độ gắn bó của người lao động giữa nhóm thu nhập trung bình dưới 3 triệu và các nhóm còn lại, cột Mean Difference (I-J) đều chỉ giá trị âm cho thấy sự gắn bó của nhóm này là thấp nhất.
2.3.7. Đánh giá chung về chính sách thù thao lao động của Công ty Cổ PhầnTrường Danh Trường Danh
2.3.7.1. Những kết quả đạt được
Dựa trên cơ sở nghiên cứu, phân tích đánh giá của nhân viên về thù lao tài chính và phi tài chính có thể thấy trong thời gian qua Công ty đã đạt được những mặt tích cực sau đây:
Ban lãnh đạo Công ty Cổ phần Tườn Danh đã xây dựng hệ thống thù lao khá hợp lý, phù hợp với các chính sách của nhà nước, phần nào đó đã đáp ứng được những nguyện vọng của người lao động
Công ty cũng đã thể hiện một phần nào đó quan tâm đến đời sống của nhân viên như thực hiện các chế độ nghỉ lễ, nghĩ phép linh hoạt, tuân thủ theo những quy định của pháp luật, điều này nhận được sự đánh giá cao từ người lao động.
Chính sách đào tạo mà công ty đang áp dụng khá hợp lí, giúp nhân viên sớm hòa nhập với môi trường mới mà không có sự cách biệt về trình độ giữa nhân viên mới và nhân viên lâu năm
Máy móc, thiết bị, dụng cụ làm việc hay đồ bảo hộ lao động được Công ty cố gắng cung cấp khá đầy đủ cho người lao động
2.3.7.2. Những hạn chế
Bên cạnh những kết quả đạt được, vẫn tồn tại nhiều vấn đề khiến cho nhân viên Công ty cảm thấy chưa hài lòng
Sự chậm trễ trong việc thanh toán tiền lương cho khối lao động sản xuất sản phẩm tại phân xưởng do công tác thống kê, kiểm tra chất lượng rườm rà, thiếu linh hoạt.
Còn nhiều vấn đề liên quan đến các chính sách phúc lợi xã hội của nhân viên. Nhiều ý kiến về giải quyết các quyền lợi của người lao động liên quan đến bảo hiểm xã hội còn gặp nhiều khó khắn, chậm trễ. Chính sách khen thưởng, khuyến khích chưa làm hài lòng nhân viên hay các hoạt động của các tổ chức trong Công ty chưa thực sự hiệu quả.
Hoạt động thể dục, thể thao hay tổ chức các chuyến tham quan hàng năm khiến cho nhân viên ngày càng gần gũi nhau hơn, gắn bó với doanh nghiệp hơn, tuy nhiên Công ty chưa thấy được tầm quan trọng của nó nên ít quan tâm đến vấn đề này.
Các chính sách, chế độ về phụ cấp lương còn gặp nhiều vấn đề như mức phụ cấp còn quá thấp, chưa đa dạng hóa các loại. Do đó, phụ cấp lương vẫn chưa đáp ứng được nhu cầu của người lao động.
Còn tồn tại nhiều nhân viên cho rằng thiếu công bằng trong việc đánh giá, xếp loại để chi trả thù lao cho nhân viên, nếu để tình hình kéo dài sẽ ảnh hưởng đến nội bộ Công ty.
Vấn đề thời gian làm việc vẫn chưa hợp lý khi còn có nhiều ý kiến phàn nàn, gây khó khắn trong sinh hoạt của một bộ phận người lao động.
CHƯƠNG III - GIẢI PHÁP HOÀN THIỆN CHÍNH SÁCH THÙ LAO NHẰM NÂNG CAO CAM KẾT GẮN BÓ CỦA NGƯỜI LAO ĐỘNG TẠI CÔNG TY
CỔ PHẦN TRƯỜNG DANH 3.1. Giải pháp về chế độ tiền lương, tiền công
Vấn đề về thu nhập là vấn đề cơ bản đối với mỗi người lao động, họ hy vọng việc làm của mình mang lại một nguồn thu nhập tương đối, phù hợp với năng lực, trình độ của họ và đáp ứng được nhu cầu cuộc sống. Theo đó, vấn đề trả lương của Công ty vẫn còn nhiều bất cập.
Đối với nhân viên làm việc gián tiếp, công ty không thực hiện được mẫu đánh giá tình hình, kết quả thực hiện công việc mà chỉ yêu cầu về việc hoàn thành công việc, sau đó xếp loại theo chức vụ và mức độ phức tạp công việc để xác định mức Trường Đại học Kinh tế Huế
lương hoặc trả lương theo hợp đồng lao động. Do vậy, không kích thích năng suất, tạo động lực làm việc của nhân viên trong công ty. Do đó, cần phải xây dựng các tiêu chí đánh giá tình hình thực hiện công việc,thông qua đó các phòng ban tự đánh giá với nhau, sau đó chuyển lên cho nhân viên phụ trách tính tiền lương xem xét. Nếu cùng một vị trí công việc, cùng một mức lương cơ bản, cùng trình độ, kinh nghiệm, thâm niên công tác, nhưng nếu kết quả công việc khác nhau thì lương được hưởng phải khác nhau tương ứng, đảm bảo được mức lương được trả tương xứng với năng lực làm việc, tạo được sự công bằng giữa các nhân viên với nhau.
Đối với nhân viên thuộc bộ phận sản xuất trực tiếp, theo ý kiến đánh giá vẫn còn nhiều nhân viên cho rằng tiền lương trả không đúng kỳ hạn, Do đó, cần đẩy nhanh công tác thống kê và kiểm tra chất lượng sản phẩm sau sản xuất. Rút ngắn thời gian trả lương cho nhân viên. Đồng thời, tăng đơn giá sản phẩm khi năng suất lao động tăng lên để kích thích sản xuất nhưng vẫn đảm bảo tốc độ tăng lương thấp hơn tăng năng suất lao động.
3.2. Giải pháp về chế độ phụ cấp
Công ty nên cập nhật thường xuyên thông tin để có những điều chỉnh về các loại phụ cấp cho thực tế với môi trường làm việc và các chi phí sinh hoạt. Vì vậy để đáp ứng tốt hơn nhu cầu của người lao động, đồng thời nâng cao năng lực cạnh tranh, công ty cần không ngừng tăng cao mức phụ cấp hơn nữa. Ví dụ: Tăng phụ cấp ăn trưa lên 30.000đ/người
Các loại phụ cấp mà công ty đang áp dụng còn khá ít, do đó, cần đa dạng hóa các dạng phụ cấp hơn nữa như phụ cấp thâm niên đối với những nhân viên làm việc