MỤC LỤC
LỜI CAM ĐOAN . i
LỜI CẢM ƠN . ii
TÓM LƯỢC LUẬN VĂN. iii
DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT .v
DANH MỤC BẢNG. vi
DANH MỤC HÌNH . vii
MỤC LỤC. viii
PHẦN MỞ ĐẦU.1
1. Tính cấp thiết của đề tài .1
2.Mục tiêu nghiên cứu.2
3.Đối tượng và phạm vi nghiên cứu.3
4.Kết cấu luận văn .5
Chương 1: CƠ SỞ LÝ LUẬN VỀ SỰ HÀI LÒNG ĐỐI VỚI CHÍNH SÁCH ĐÃI
NGỘ NHÂN SỰ .6
1.1.Đãi ngộ nhân sự và các nhân tố tạo nên sự hài lòng đối với chính sách đãi ngộ nhân
sự của công nhân viên. .6
1.1.1 Khái niệm công nhân viên( Người lao động).6
1.1.3. Các hình thức đãi ngộ nhân sự trong doanh nghiệp.8
1.1.4 Các nhân tố ảnh hưởng đến công tác đãi ngộ nhân sự trong doanh nghiệp.15
1.2. Lý thuyết về sự hài lòng của người lao động. .20
1.3. Lựa chọn mô hình và cách thức xử lý số liệu.27
1.3.1. Các mô hình nghiên cứu tương tự trước đây .27
1.3.2. Mô hình nghiên cứu .29
1.4.Quy trình nghiên cứu .32
Chương 2.THỰC TRẠNG CHÍNH SÁCH ĐÃI NGỘ NHÂN SỰ CỦA CÔNG TY.
TNHH 888 THANH HÓA .34
2.1. Đặc điểm của địa bàn nghiên cứu. .34
2.2. Tổng quan về lao động của công ty .36
2.3 Doanh thu, lợi nhuận sau thuế và các chế độ chính sách đối với công nhân viên .38
2.3.1. Doanh thu và lợi nhuận sau thuế năm 2013.38
2.3.2. Thực trạng công tác đãi ngộ nhân sự tại công ty TNHH 888 Thanh Hóa. .38
2.4. Thực trạng về sự hài lòng đối với chính sách đãi ngộ nhân sự tại công ty TNHH
888 Thanh Hóa .46
2.4.1. Thống kê mô tả về các đặc điểm cá nhân. .46
2.4.2 Kết hợp các đặc điểm cá nhân.48
2.4.3 Kiểm định độ tin cậy của thang đo .50
2.4.4 Phân tích nhân tố khám phá (Exploratory factor analyses – EFA).51
2.4.5. Hiệu chỉnh mô hình nghiên cứu .56
2.4.6 Kiểm định các yếu tố của mô hình.59
2.4.7 Kiểm định các giả thiết .66
2.5 Đánh giá chung về chính sách đãi ngộ nhân sự tại công ty TNHH 888 Thanh Hóa .71
2.5.1 Những ưu điểm trong chính sách đãi ngộ nhân sự.71
2.5.2 Những nhược điểm trong công tác đãi ngộ nhân sự tại công ty TNHH 888 .72
2.5.3 Nguyên nhân của những hạn chế trên .73
Chương 3.MỘT SỐ GIẢI PHÁP NHẰM NÂNG CAO MỨC ĐỘ HÀI LÒNG ĐỐI
VỚI CHÍNH SÁCH ĐÃI NGỘ NHÂN SỰ TẠI CÔNG TY .74
3.1.Nhóm giải pháp liên quan đến “lương thưởng và phúc lợi” .74
3.2.Nhóm giải pháp liên quan đến vấn đề “lãnh đạo”.76
3.3.Nhóm giải pháp liên quan đến vấn đề “đào tạo và thăng tiến” .76
3.4.Nhóm giải pháp liên quan đến vấn đề “môi trường làm việc”.76
3.5.Những nhóm giải pháp khác.78
3.5.1.Giải pháp nhằm cải thiện thu nhập, nâng cao đời sống vật chất cho người lao
động.78
3.5.2.Giải pháp về tuyển dụng nhân sự.78
KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ.81
1.Kết luận.81
2.Kiến nghị.82
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO.84
140 trang |
Chia sẻ: phuongchi2019 | Lượt xem: 1439 | Lượt tải: 2
Bạn đang xem trước 20 trang tài liệu Luận văn Đánh giá mức độ hài lòng đối với chính sách đãi ngộ của công nhân viên tại công ty TNHH 888 Thanh Hóa, để xem tài liệu hoàn chỉnh bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên
vụ sản xuất như: tổ thiết kế, tổ cắt, tổ là.....
2.9% làm việc tại bộ phận văn phòng; 1,1% làm việc tại các bộ phận khác.
ĐA
̣I H
ỌC
KI
NH
TÊ
́ HU
Ế
48
Trình độ học vấn, chuyên môn
Với đặc trưng của ngành may mặc là sử dụng lượng lớn lao động trực tiếp.
Có tới hơn 72% số người được hỏi là lao động phổ thông, 16,1% có trình độ trung
cấp. Trình độ cao đẳng và đại học trở lên chỉ chiếm hơn 11% tổng thể điều tra.
Thu nhập
Chiếm tỷ lệ cao nhất trong cơ cấu thu nhập là mức lương từ 3- dưới 4 triệu
đồng/tháng với tỉ lệ 86,4%; xếp thứ hai là mức lương trên 4 triệu đồng/tháng với tỉ
lệ 11,4%; chiếm tỉ lệ nhỏ nhất là mức lương từ 2- dưới 3 triệu đồng/tháng với tỷ lệ
khoảng 2,2%. Không có công nhân viên nào có mức thu nhập dưới 2 triệu đồng.
2.4.2 Kết hợp các đặc điểm cá nhân
2.4.2.1 Kết hợp giữa giới tính với thu nhập bình quân
Bảng 6: Kết hợp giữa giới tính với thu nhập bình quân
Giới tính
người trả lời
Thu nhập bình quân của anh chị
Tổng
2-dưới 3 triệu
đồng/tháng
3-dưới 4 triệu
đồng/tháng
Trên 4 triệu
đồng/tháng
Nam 3 78 9 90
Nữ 3 164 23 190
Tổng 6 242 32 280
Nguồn: Xử lý số liệu điều tra
Dựa vào bảng ta thấy mức thu nhập bình quân 2- dưới 3 triệu đồng/ tháng
chiếm 2,1% tổng thể điều tra. Trong đó có 3 công nhân viên là nam trên tổng số 90
công nhân viên nam được hỏi, chiếm 3,3% tổng thể nam; 3 công nhân viên nữ trên
tổng số 190 công nhân viên nữ được hỏi chiếm 1,6% tổng thể nữ.
Mức thu nhập bình quân 3-dưới 4 triệu đồng/ tháng chiếm 86,5% tổng thể điều
tra. Trong đó có 78 công nhân viên là nam trên tổng số 90 công nhân viên nam được
hỏi, chiếm 86,7% tổng thể nam; 164 công nhân viên nữ trên tổng số 190 công nhân
viên nữ được hỏi chiếm 86,3% tổng thể nữ. Mức thu nhập bình quân trên 4 triệu
ĐA
̣I H
ỌC
KI
NH
TÊ
́ HU
Ế
49
đồng/ tháng chiếm 11,4% tổng thể điều tra. Trong đó có 9 công nhân viên là nam trên
tổng số 90 công nhân viên nam được hỏi, chiếm 10% tổng thể nam; 23 công nhân
viên nữ trên tổng số 190 công nhân viên nữ được hỏi chiếm 12,1% tổng thể nữ.
Dựa vào tỷ lệ phần trăm trên hai tổng thể nam và nữ ta thấy không có sự
khác biệt nhiều về thu nhập giữa nam và nữ trên tổng thể điều tra.
2.4.2.2 Kết hợp giữa trình độ học vấn chuyên môn với thu nhập bình quân
Bảng 7: Kết hợp giữa trình độ học vấn chuyên mô với thu nhập bình quân
Trình độ học vấn
chuyên môn
Thu nhập bình quân của anh chị
Tổng
2-dưới 3
triệu
đồng/tháng
3-dưới 4 triệu
đồng/ tháng
Trên 4 triệu
đồng/ tháng
Lao động phổ
thông
4 182 16 202
Trung cấp 2 38 4 45
Cao đẳng 0 14 6 19
Đại học 0 8 6 14
Tổng 6 242 32 280
Nguồn: Xử lý số liệu điều tra
Có 6 người được hỏi có mức thu nhập bình quân từ 2-dưới 3 triệu
đồng/tháng chiếm 2,1% tổng thể được hỏi. Trong đó có 4 lao động phổ thông và 2
lao động có trình độ trung cấp.
Ở mức thu nhập bình quân 3-dưới 4 triệu đồng/tháng có 242 công nhân viên
trả lời . Trong đó có 182 công nhân viên là lao động phổ thông, 38 công nhân viên
có trình độ trung cấp, 14 công nhân viên có trình độ cao đẳng và trình độ đại học là
8 công nhân viên.
Mức thu nhập bình quân trên 4 triệu đồng/tháng có 32 người được hỏi trả lời,
trong đó 16 người là lao động phổ thông, 6 người có trình độ đại học, 4 người có
trình độ trung cấp và 6 người có trình độ cao đẳng
2.4.2.3 Kết hợp giữa trình độ học vấn chuyên môn với bộ phận làm việc
ĐA
̣I H
ỌC
KI
NH
TÊ
́ HU
Ế
50
Bảng 8: Kết hợp giữa trình độ học vấn chuyên môn với bộ phận làm việc
Trình độ học vấn,
chuyên môn
Anh chị làm việc tại
Tổng
Bộ phận
văn phòng
Xưởng
sản xuất
Phục
vụ
Khác
Lao động phổ thông 0 149 50 3 202
Trung cấp 0 37 8 0 45
Cao đẳng 1 13 5 0 19
Đại học 7 3 4 0 14
Tổng 8 202 67 3 280
Nguồn: Xử lý số liệu điều tra
Dựa vào bảng ta thấy 202 người được hỏi là ở bộ phận sản xuất, trong đó có
tới 149 người là lao động phổ thông và 37 người có trình độ trung cấp. Có 14 người
được hỏi có trình độ đại học trở lên thì có đến 7 người làm việc tại bộ phận văn
phòng, 3 người làm ở xưởng sản xuất và 4 người làm ở bộ phận phục vụ sản xuất.
2.4.2.4 Kết hợp giữa bộ phận làm việc với thu nhập bình quân
Bảng 9: Kết hợp giữa trình bộ phận làm việc với với thu nhập bình quân
Bộ phận làm việc
Thu nhập bình quân của anh chị
Tổng
2-dưới 3 triệu
đồng/tháng
3-dưới 4 triệu
đồng/ tháng
Trên 4 triệu
đồng/ tháng
Bộ phận văn phòng 0 1 7 8
Xưởng sản xuất 5 179 18 202
Phụ vụ 0 60 7 67
Khác 1 2 0 3
Tổng 6 242 32 280
Nguồn: Xử lý số liệu điều tra
Dựa vào bảng ta thấy ở mức thu nhập trên 4 triệu đồng/ tháng có 7 người
thuộc bộ phận văn phòng trên tổng số 8 người được hỏi thuộc bộ phận văn phòng,
18 người thuộc bộ phận sản xuất và 7 người thuộc bộ phận phục vụ. Ở nhóm thu
ĐA
̣I H
ỌC
KI
NH
TÊ
́ HU
Ế
51
nhập 3-<4 triệu đồng/ tháng có 1 người thuộc bộ phận văn phòng, 179 người thuộc
bộ phận sản xuất, 60 người thuộc bộ phận phục vụ
2.4.3 Kiểm định độ tin cậy của thang đo
Việc kiểm định độ tin cậy thang đo có thể được xác định nhờ hệ số tương
quan biến tổng (Corrected Item – Total Correclation) nhằm loại bỏ các biến rác khỏi
thang đo lường. Hệ số tương quan của một biến với điểm trung bình của các biến
khác trong cùng một thang đo, do đó hệ số này càng cao thì sự tương quan của biến
này với các biến khác trong nhóm càng cao. Theo Nunnally & Burnstain (1994), các
hệ số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0,3 được coi là biến rác.
Hệ số Cronbach’s alpha được sử dụng trước nhằm loại các biến không phù
hợp; các hệ số tương quan biến - tổng (item- total correlation) nhỏ hơn 0,30 sẽ bị
loại và tiêu chuẩn thang đo khi có độ tin cậy alpha từ 0,70 trở lên (α ≥ 0,70). (Phan
Văn Đàn (2012), Xây dựng thang đo phát triển bền vững doanh nghiệp, Tạp chí
Khoa học Đại học Cần Thơ, (2012:23b), trang 226).
Sau khi phân tích độ tin cậy của thang đo gồm có 30 mục hỏi với các tiêu
chuẩn chọn: (a) hệ số tương quan biến tổng bé nhất bằng 0,3; (b) độ tin cậy lớn hơn
0,7; và (c) hệ số Cronbach’s Alpha if Item Deleted phải nhỏ hơn hoặc bằng hệ số
Cronbach’s alpha tổng. Kết quả thu được như sau: (a) hệ số tương quan biến tổng
Corrected Item – Total Correclation nhỏ nhất là 0,432 > 0,3; (b) hệ số Cronbach’s
alpha bằng 0,936 > 0,7; (c) hệ số Cronbach’s Alpha if Item Deleted lớn nhất bằng
0,935. So sánh thấy các tiêu chí đều đạt điều kiện. Như vậy có thể kết luận đây là
một thang đo tốt để đo lường. ( Phụ lục B.2 Kiểm định độ tin cậy của thang đo)
2.4.4 Phân tích nhân tố khám phá (Exploratory factor analyses – EFA)
Việc phân tích nhân tố khám phá EFA nhằm rút gọn tập hợp biến quan sát Xk
(k=26) thành tập hợp biến nhân tố Fj (hài lòng điều kiện k>j). Phân tích nhân tố
EFA được cho là phù hợp khi: (a) hệ số KMO phải đạt từ 0,5 ≤KMO≤1, đồng thời
mức ý nghĩa của kiểm định Bartlett’s phải nhỏ hơn 0,05; (b) biến quan sát Xk (với
mọi k) đều có hệ số truyền tải ít nhất 0,5; (c) tổng phương sai giải thích của các
nhân tố Fj phải lớn hơn 50% (với điều kiện Eigenvalue >1).
ĐA
̣I H
ỌC
KI
NH
TÊ
́ HU
Ế
52
Tiến hành phân tích nhân tố với phương pháp trích là Principal Axis
Factoring và phương pháp xoay là Promax with Kaiser Normalization.
Kết quả lần thứ nhất
Với biến quan sát được đưa vào phân tích, kết quả thu được như sau:
+. Hệ số KMO đạt: 0,902
+. Giá trị kiểm định Bartlett’s Test với giả thiết: H0 “ Các biến không tương quan
với nhau” bằng 9,224E3 với mức ý nghĩa kiểm định Sig = 0,000<0,05 đã bác bỏ giả
thiết H0, đồng nghĩa với việc các biến có tương quan với nhau nên dữ liệu dùng để
phân tích nhân tố là hoàn toàn thích hợp.
Bảng 10: Kết quả kiểm định KMO and Bartlett's Test lần 1
KMO and Bartlett's Test
STT Chỉ tiêu Giá trị
1 Kiểm định Kaiser-Meyer-Olkin 0,902
2 Kiểm định Bartlett 2 9,224E3
Bậc tự do 325
Ý nghĩa thống kê 0,000
(Nguồn: Xử lý số liệu trên SPSS của tác giả)+ Tổng phương sai trích đạt 82,508% > 50%, điều này cho thấy các nhân tố rút
trích được giải thích được 82,508% sự biến thiên của dữ liệu
+ Với tiêu chuẩn Eigenvalue > 1, đã có 4 nhân tố được rút trích. Tuy nhiên, có
một nhân tố chứa biến con có hệ số truyền tải không đạt giá trị 0,5. Cụ thể là biến
“anh chị biết rõ chính sách lương thưởng, trợ cấp của công ty”.
Như vậy, đối chiếu với điều kiện thì tiến hành loại biến “anh chị biết rõ chính
sách lương thưởng của công ty” ra khỏi danh mục, sau đó tiến hành phân tích nhân
tố lần thứ hai với 25 biến quan sát.
(Phụ lục B.3.1: Phân tích nhân tố khám phá lần 1)
Kết quả lần 2
+ Hệ số KMO = 0,902> 0,05: do đó phân tích nhân tố thích hợp với dữ liệu
nghiên cứu
ĐA
̣I H
ỌC
KI
NH
TÊ
́ HU
Ế
53
+ Giá trị kiểm định Bartlett’s Test với giả thiết: H0 “ Các biến không tương
quan với nhau” bằng 9,098E3 với mức ý nghĩa kiểm định Sig = 0,000<0,05 đã bác
bỏ giả thiết H0, đồng nghĩa với việc các biến có tương quan với nhau nên dữ liệu
dùng để phân tích nhân tố là hoàn toàn thích hợp.
Bảng 11: Kết quả kiểm định KMO and Bartlett's Test lần 2
KMO and Bartlett's Test
STT Chỉ tiêu Giá trị
1 Kiểm định Kaiser-Meyer-Olkin 0,902
2 Kiểm định Bartlett 2 9,098E3
Bậc tự do 300
Ý nghĩa thống kê 0,000
(Nguồn: Xử lý số liệu trên SPSS của tác giả)
+ Tổng phương sai trích đạt được là: 84,448% >50%, điều này cho thấy các
nhân tố được trích rút giải thích được 84,448% sự biến thiên của dữ liệu
+ Có 4 nhân tố được rút trích, đối chiếu điều kiện thì tất cả đều đạt tiêu chuẩn,
vậy dừng việc phân tích nhân tố ở bước 2. Việc giải thích các nhân tố được thực
hiện trên cơ sở nhận ra các biến quan sát có hệ số truyền tải (factor loading) lớn
nằm trên cùng một nhân tố. Như vậy, nhân tố này có thể giải thích bằng các hệ số
lớn nằm trong nó. Ma trận xoay nhân tố được thể hiện ở bảng 16
Bảng 12: Kết quả phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ hài lòng
đối với chính sách đãi ngộ tại công ty TNHH 888.
Rotated Component Matrixa
Component
1 2 3 4
Tien luong tuong xung voi ket qua lam viec .822
Anh chi co the song hoan toan dua vao thu nhap tu
cong ty .886
Tien luong duoc tra cong bang giua cac nhan vien
trong cong ty .918
Tien luong bang voi cac doanh nghiep khac .865
ĐA
̣I H
ỌC
KI
NH
TÊ
́ HU
Ế
54
Tien luong duoc tra day du va dung han .889
Chinh sach thuong cong bang va thoa dang .888
Chinh sach phuc loi ro rang va huu ich .860
Chinh sach phuc loi the hien su quan tam chu dao
cua cong ty doi voi nguoi lao dong .856
Phuc loi duoc the hien day du va hap dan nhan vien .852
Lanh dao quan tam den cap duoi .911
Nguoi lao dong luon nhan duoc su ho tro tu cap tren .930
Lanh dao lang nghe suy nghi va quan diem cua nguoi
lao dong .909
Lanh dao coi trong tai nang va su dong gop .898
Nguoi lao dong duoc doi xu cong bang .884
Lanh dao co nang luc, tam nhin va kha nang dieu
hanh tot .918
Co nhieu co hoi thang tien khi lam viec tai cong ty .916
Chinh sach thang tien ro rang .926
Anh chi duoc dao tao va phat trien nghe nghiep .933
Cong viec tao nhieu co hoi de anh chi phat trien ca
nhan .923
Anh chi duoc tham gia de bat .933
Anh chi lam viec trong moi truong sach se va tien
nghi .925
Ap luc lam viec khong qua cao .947
Anh chi khong phai lo lang ve viec mat viec lam .950
Anh chi luon cam thay minh lam viec trong moi
truong an toan .939
Cong nhan vien duoc tu chu va the hien minh trong
cong viec .908
Giá trị EigenValue 8,975 4,715 4,028 3,393
Hệ số Cronbach Alpha 0,965 0,961 0,974 0,968
% biến đổi 35,899 18,862 16,114 13,574
Mức tích lũy % biến đổi 35,899 54,761 70,874 84,448
Nguồn: Xử lý số liệu điều tra
Kết quả phân tích nhân tố ở bảng trên cho thấy: Có 4 nhóm nhân tố phản ảnh
sự đánh giá mức độ hài lòng của công nhân viên đối với chính sách đãi ngộ tại công
ty TNHH 888; kết quả cũng cho thấy Phương sai tổng hợp (Eigenvalue) của 4 nhân
tố hài lòng điều kiện >1, đồng thời hệ số tin cậy (Reliability) nhân tố (factor) mới
ĐA
̣I H
ỌC
KI
NH
TÊ
́ HU
Ế
55
cũng hài lòng yêu cầu >0,7. Do đó, 4 nhân tố mới tổng hợp này được sử dụng để
phục vụ cho quá trình phân tích hồi quy ở phần sau.
* Nhân tố thứ nhất (F1): Giá trị Eigenvalue bằng 8,795; với hệ số Cronbach’s
Alpha là 0,965. Nhân tố này gồm 9 biến điều tra (Item) trong bảng hỏi:
- Tiền lương tương xứng với kết quả làm việc.
- Anh (chị) có thể sống hoàn toàn dựa vào thu nhập từ công ty
- Tiền lương được trả công bằng giữa các các nhân viên trong công ty
- Tiền lương bằng với các doanh nghiệp khác
- Tiền lương được trả đầy đủ và đúng hạn
- Chính sách thưởng công bằng và thỏa đáng
- Chính sách phúc lợi rõ ràng và hữu ích
- Chính sách phúc lợi thể hiện sự quan tâm chu đáo của công ty đối với người
lao động
- Phúc lợi thể hiện đầy đủ và hấp dẫn đối với người lao động
Nhân tố này bao gồm các item liên qua đến vấn đề lương, thưởng và các khoản
phúc lợi của công ty do đó được đặt tên là: “ Lương thưởng và Phúc lợi”
Đây là nhân tố giải thích được 38,899% biến thiên của dữ liệu điều tra.
* Nhân tố thứ hai “F2” : Giá trị Eigenvalue bằng 4,715; với hệ số Cronbach’s
Alpha là 0,961. Nhân tố này bao gồm 6 Item trong bảng hỏi:
- Lãnh đạo quan tâm đến cấp dưới.
- Người lao động luôn nhận đuợc sự hổ trợ từ cấp trên.
- Lãnh đạo lắng nghe suy nghĩ và quan điểm của người lao động.
- Lãnh đạo coi trọng tài năng và sự đóng góp.
- Người lao động được đối xử công bằng.
- Lãnh đạo có năng lực, tầm nhìn và khả năng điều hành tốt.
Nhân tố này bao gồm các item liên quan đến sự quan tâm và hổ trợ của lãnh đạo
đối với người lao động do đó được đặt tên là: “Lãnh đạo”
Đây là nhân tố giải thích được 18,862% biến thiên của dữ liệu điều tra.
ĐA
̣I H
ỌC
KI
NH
TÊ
́ HU
Ế
56
* Nhân tố thứ ba “ F3”: Giá trị Eigenvalue bằng 4,028, với hệ số Cronbach’s
Alpha là 0,974. Nhân tố này bao gồm 5 Item trong bảng hỏi:
- Anh chị làm việc trong môi trường sạch sẽ và tiện nghi.
- Áp lực công việc không quá cao.
- Anh chị không phải lo lắng về việc mất việc làm.
- Anh chị luôn cảm thấy mình làm việc trong môi trường an toàn.
- Công nhân viên được tự chủ và thể hiện mình trong công việc.
Nhân tố này bao gồm các Item liên quan đến môi trường làm việc tại công ty do đó
được đặt tên là: “Môi trường làm việc”
Đây là nhân tố giải thích được 16,114% biến thiên của dữ liệu điều tra.
* Nhân tố thứ bốn “ F4”: Giá trị Eigenvalue bằng 3,393, với hệ số Cronbach’s
Alpha là 0,968. Nhân tố này bao gồm 5 Item trong bảng hỏi:
- Có nhiều cơ hội thăng tiến khi làm việc tại công ty.
- Chính sách thăng tiến rõ ràng.
- Anh (chị) được đào tạo và phát triển nghề nghiệp.
- Công việc tạo nhiều cơ hội để anh chị phát triển cá nhân.
- Anh chị được tham gia đề bạt.
Nhân tố này bao gồm các item liên quan đến chính sách đào tạo và thăng tiến
tại công ty do đó được đặt tên là: “ Đào tạo và thăng tiến”
Đây là nhân tố giải thích được 13,574% biến thiên của dữ liệu điều tra.
(Phụ lục B.3.3: Kiểm định độ tin cậy cho nhóm nhân tố sau khi rút trích)
2.4.5. Hiệu chỉnh mô hình nghiên cứu
2.4.5.1 Nội dung hiệu chỉnh
So với mô hình nghiên cứu đề nghị, mô hình hiệu chỉnh ít hơn 1 nhân tố, bao
gồm 4 nhân tố mới rút trích được từ EFA(Exploratory factor analyses) là: lương
thưởng và phúc lợi (LP); lãnh đạo (LD); Môi trường làm việc (MT); đào tạo và
thăng tiến (TT).
ĐA
̣I H
ỌC
KI
NH
TÊ
́ HU
Ế
57
Hình 10: Mô hình nghiên cứu hiệu chỉnh
2.4.5.2 Giải thích các yếu tố của mô hình
Lương thưởng và phúc lợi. Lương là khoản tiền công nhân viên được
hưởng sau khi đã đóng góp lao động và chuyên môn để nỗ lực tạo ra sản phẩm cho
người chủ (người sử dụng lao động) và thường được thuê với hợp đồng làm việc
(giao kèo) để thực hiện các nhiệm vụ cụ thể được đóng gói vào một công việc hay
chức năng. Phúc lợi lại được định nghĩa là các chương trình cung cấp các loại bảo
hiểm và các chương trình khác liên quan đến sức khoẻ, sự an toàn, các bảo hiểm và
các lợi ích khác cho công nhân viên. Như vậy, thu nhập và phúc lợi đều có điểm
chung là những thứ mà công nhân viên được hưởng.
Trong mô hình nghiên cứu, lương và phúc lợi được giải thích bằng các biến
như: sự công bằng, thỏa đáng trong việc trả lương thưởng, tiền lương xứng đáng với
kết quả làm việc, mức lương đảm bảo cuộc sống, tiền lương được trả đúng hạn,
phúc lợi rõ ràng, hấp dẫn và thể hiện được sự quan tâm chủ đạo của công ty với
công nhân viên.
Lãnh đạo là một trong những khái niệm quan trọng nhất trong khoa học
về tổ chức - nhân sự. Đó là một quá trình ảnh hưởng mang tính xã hội trong đó lãnh
đạo tìm kiếm sự tham gia tự nguyện của cấp dưới nhằm đạt mục tiêu của tổ chức.
Lương thưởng và phúc lợi
Lãnh đạo
Môi trường làm việc
Đào tạo và thăng tiến
Các yếu tố cá
nhân
- Độ tuổi
- Giới tính
- Trình độ
- Thu nhập
- Bộ phận
làm việc
Sự hài
lòng đối
với chính
sách đãi
ngộ nhân
sự
ĐA
̣I H
ỌC
KI
NH
TÊ
́ HU
Ế
58
Lãnh đạo là quá trình gây ảnh hưởng và dẫn dắt hành vi của cá nhân hay nhóm
người nhằm hướng tới mục tiêu của tổ chức.
Nhân tố lãnh đạo trong mô hình được giải thích bởi các biến sau: sự quan
tâm của cấp trên, coi trọng tài năng và sự đóng góp của nhân viên, năng lực, tầm
nhìn và khả năng điều hành, biết lắng nghe suy nghĩ , quan điểm của nhân viên, đối
xử công bằng với cấp dưới.
Đào tạo và thăng tiến. Đào tạo được hiểu là các hoạt động học tập để
chuẩn bị cho con người bước vào một nghề nghiệp hoặc chuyển sang một nghề mới,
thích hợp hơn trong tương lai. Đào tạo và thăng tiến không diễn ra riêng biệt mà
chúng liên quan đến nhau và bị ảnh hưởng bởi các chức năng khác nhau của quản
trị nhân lực, đặc biệt là đánh giá thực hiện công việc và quan hệ lao động. Chính vì
vậy, hoạt động đào tạo và phát triển phải được thiết lập để đánh giá đáp ứng các yêu
cầu của tổng thể của tổ chức. Vì vậy, để xây dựng một chiến lược tổng thể về đào
tạo và phát triển, tổ chức phải suy xét trên nhiều mặt khác nhau. Nhân tố này được
đo lường bởi các biến con như được xem xét đào tạo và phát triển nghề nghiệp, có
nhiều cơ hội được đào tạo, thăng tiến và phát triển cá nhân, chính sách thăng tiến rõ
ràng và được tham gia đề bạt. Sự biến động của mức độ hài lòng của các biến con
ảnh hưởng đến sự biến động của nhân tố này.
Môi trường làm việc được hiểu là:
+ Yếu tố cơ sở vật chất bao gồm các trang thiết bị phục vụ cho công việc,
phòng ốc, ánh sáng, trang trí
+ Yếu tố văn hóa công ty mà cơ sở của nó đó là nội quy của công ty và được
hoàn thiện bởi chính nhà quản trị trong việc khéo léo xây dựng bầu không khí làm
việc cho nhân viên như sự tin tưởng, niềm đam mê, hăng hái và giải quyết mâu
thuẫn, những nhóm tiêu cực, bầu không khí thân thiết
+ Cách thức làm việc, phong cách làm việc của công ty chuyên nghệp hay
không chuyên nghiệp.
Các biến được dùng để biểu hiện cho nhân tố môi trường làm việc bao gồm:
áp lực làm việc, sự lo lắng về việc mất việc, môi trường làm việc an toàn, môi
trường sạch sẽ và tiện nghi.
ĐA
̣I H
ỌC
KI
NH
TẾ
HU
Ế
59
2.4.6 Kiểm định các yếu tố của mô hình
Sau giai đoạn phân tích nhân tố, có 4 nhân tố rút trích được đưa vào kiểm
định mô hình. Giá trị của từng nhân tố là giá trị bình quân của các biến quan sát
thuộc nhân tố đó.
2.4.6.1 Kiểm định hệ số tương quan
Phân tích hệ số tương quan để kiểm tra mối liên hệ tuyến tính giữa các biến
độc lập và các biến phụ thuộc độc lập với nhau. Nếu các biến có tương quan thì
phải lưu ý đến vấn đề đa cộng tuyến sau khi phân tích hồi quy.
Theo ma trận hệ số tương quan thì các biến đều có tương quan với biến “Sự
hài lòng chung” với mức ý nghĩa α=5%. Giữa các biến độc lập cũng có mối tương
quan nhưng hệ số không quá lớn. (phụ lục phân tích tương quan)
2.4.6.2 Phân tích hồi quy
Xác lập mô hình nghiên cứu
Đề tài xác lập mô hình phân tích là mô hình hồi quy tuyến tính bội, gồm các
biến độc lập là 4 nhân tố đã được trích rút từ phân tích nhân tố và phù hợp với mô
hình nghiên cứu hiệu chỉnh đánh giá mức độ hài lòng đối với chính sách đãi ngộ
nhân sự của công nhân viên (Mục 2.4.5).
Biến phụ thuộc là “Hài lòng chung”. Biến này được xác định là số trung
bình cộng giản đơn theo quy tắc làm tròn tất cả các biến điều tra trong bảng hỏi của
mỗi phiếu điều tra và có cùng thang đo với các biến điều tra trong bảng hỏi.
Dạng mô hình:
Mô hình hồi quy có dạng:
HLC = β0 + βij*Fij + uj (j=1;4)
Dạng tổng quát:
HLC = 0 + 1F1 + 2F2 + 3F3 + 4F4 + u (1)
Trong đó:
- n: là kích thước mẫu
- i: là chỉ số mẫu điều tra ( i = 1→n);
- 0, 1, 2, 3, 4: là các hệ số hồi quy;
ĐA
̣I H
ỌC
KI
NH
TÊ
́ HU
Ế
60
- F1, F2,F3,F4: là các biến độc lập;
- F1 : Lương thưởng và Phúc lợi
- F2: Lãnh đạo
- F3: Đào tạo và thăng tiến
- F4: Môi trường làm việc
- HLC: là biến phụ thuộc ( Hài lòng đối với chính sách đãi ngộ nhân sự)
Bảng 13: Kết quả ước lượng hồi quy các nhân tố tác động đến mức độ hài
lòng đối với chính sách đãi ngộ nhân sự tại công ty TNHH 888
Mô hình
Hệ số chưa
chuẩn hóa
Hệ số
chuẩn hóa Thống
kê t
Mức ý
nghĩa
kiểm
định
Thống kê đa cộng
tuyến
Hệ số
Độ lệch
chuẩn
Hệ số β Tolerance VIF
Các
hệ
số
Hằng số .481 .209 2.298 .022
Lương thưởng
và phúc lợi
.281 .042 .301 6.732 .000 .880 1.136
Lãnh đạo .244 .037 .287 6.665 .000 .948 1.054
Môi trường làm
việc
.191 .032 .264 5.977 .000 .900 1.111
Đào tạo và
thăng tiến
.194 .031 .281 6.301 .000 .884 1.131
(Nguồn: Xử lý số liệu điều tra)
Bảng 14: Kiểm định Durbin-Watson
Model Summaryb
Model R R Square
Adjusted R
Square
Std. Error of the
Estimate Durbin-Watson
1 .719a .516 .509 .42459 1.797
(Nguồn: Xử lý số liệu điều tra)
ĐA
̣I H
ỌC
KI
NH
TÊ
́ HU
Ế
61
Kiểm định kết quả phân tích hồi quy
- Kiểm định ý nghĩa của từng hệ số của các biến:
Giả thiết H0: j =0 (j=1;4) (nếu các yếu tố khác thay đổi thì sự thay đổi của 1 biến
Fj không làm thay đổi HLC); H1: j ≠ 0 (j=1;4) (tồn tại ít nhất 1 biến Fj mà nếu các
yếu tố khác không đổi, khi Fj thay đổi thì HLC thay đổi); sử dụng tiêu chuẩn kiểm
định t với mức ý nghĩa 5%, tKĐ > t tra bảng thì bác bỏ H0.
Kết quả cho thấy các j đều có giá trị thống kê, tKĐ > t tra bảng và Sig. < 0,05
(mức nghĩa α = 5%) (xem Phụ lục 5). Như vậy, các biến đưa vào đều có ý nghĩa về
mặt thống kê, với độ tin cậy 95% trở lên và có mối quan hệ tác động lên biến phụ
thuộc – Hài lòng chung. Điều đó có nghĩa là tất cả các biến độc lập trên đều tác
động đến biến phụ thuộc.
- Kiểm định ý nghĩa toàn diện của mô hình: Với giả thiết H0: 1= 2 = 3=
4 =0 (R2 = 0) (tất cả các hệ số độ dốc đồng thời =0); H1: có ít nhất 1 hệ số ≠ 0;
dùng tiêu chuẩn kiểm định F; Kết quả Phân tích ANOVA cho thấy F tính được là
FKĐ = 73,431 và ở độ tin cậy 95% có Sig. = 0,000(f) < 0,05 (mức nghĩa α = 5%).
Giá trị F tới hạn là F0,05(4;280) ≈ 2,01. FKĐ>2,01, như vậy bác bỏ H0, chấp nhận H1
(có ít nhất 1 hệ số ≠ 0), chứng tỏ rằng mô hình hồi qui xây dựng được là phù hợp
với bộ dữ liệu thu thập được.
Việc phân tích hồi quy không chỉ là việc mô tả dữ liệu quan sát được. Từ kết
quả quan sát được trong mẫu, ta phải suy rộng kết luận cho mối liên hệ các biến
trong tổng thể. Sự chấp nhận và diễn dịch kết quả hồi quy không thể tách rời các giả
định cần thiết và sự chẩn đoán về các vi phạm giả định đó. Nếu các giả định bị vi
phạm, thì kết quả ước lượng không đáng tin cậy nữa.
Vì vậy, để đảm bảo sự diễn dịch từ kết quả hồi quy của mẫu cho tổng thể có
giá trị, trong phần này sẽ tiến hành kiểm định các giả định của hàm hồi quy bao
gồm các giả định sau:
Không có hiện tượng đa cộng tuyến
Phương sai của phần dư không thay đổi
ĐA
̣I H
ỌC
KI
NH
TÊ
́ HU
Ế
62
Các phần dư có phân phối chuẩn
Không có hiện tượng tương quan giữa các phần dư
Không có hiện tượng đa cộng tuyến
Đa cộng tuyến là trạng thái trong đó các biến độc lập tương quan chặt chẽ
với nhau. Vấn đề của hiện tượng này là chúng cung cấp cho mô hình những thông
tin rất giống nhau và rất khó tách rời ảnh hưởng của từng biến một đến biến phụ
thuộc, làm tăng độ lệch chuẩn của các hệ số hồi quy và làm giảm giá trị của thống
kê t của kiểm định mức ý nghĩa, trong khi đó hệ số R2 lại khá cao.
Để tránh diễn giải sai lệch kết quả hồi quy so với thực tế, cần phải đánh giá,
đo lường đa cộng tuyến. Để đo lường hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc
lập, đề tài sử dụng nhân tử phóng đại phương sai VIF (Variance inflation factor).
Nhân tố phóng đại phương sai (VIF) có liên hệ gần với độ chấp nhận (Tolerance = 1
- 2jR ). Thực tế VIF là nghịch đảo của độ chấp nhận, tức là đối với biến Xi thì VIF =
1/(1 - 2jR ). Khi Tolerance nhỏ thì VIF lớn, quy tắc là khi VIF vượt quá 2, đó là dấu
hiệu của đa cộng tuyến.
Theo các giá trị trên bảng 15 cho thấy: Các nhân tử phóng đại phương sai - VIF đều
nhỏ hơn 2, hệ số VIF cao nhất là 1,136 < 2 nên kết luận không có hiện tượng đa
cộng tuyến trong mô hình.
Phương sai phần dư không thay đổi
Hiện tượng phương sai của phần dư không thay đổi có thể làm cho ước
lượng của hệ số hồi quy không chệch nhưng không hiệu quả, từ đó làm cho các giả
thuyết mất hiệu lực và dẫn đến việc đánh giá nhầm khả năng giải thích của mô hình
hồi quy. Cách kiểm tra hiện tượng này là dùng biểu đồ phân tán Scatterplot.
Đồ thị phân tán ở biểu đồ cho thấy phần dư phân tán ngẫu nhiê
Các file đính kèm theo tài liệu này:
- danh_gia_muc_do_hai_long_doi_voi_chinh_sach_dai_ngo_cua_cong_nhan_vien_tai_cong_ty_tnhh_888_thanh_ho.pdf