Posibniki.com.ua Менеджмент Компенсаційна модель винагороди за працю 3.5. Аналіз сприйняття працівниками системи оплати праці як справедливої


< Попередня  Змiст  Наступна >

3.5. Аналіз сприйняття працівниками системи оплати праці як справедливої


Важливою характеристикою системи оплати праці, як уже зазначалось, є її справедливість. Справедливість асоціюється з рівністю, неупередженим ставленням, об’єктивною оцінкою значущості найманого працівника і його трудового внеску в результати діяльності підприємства.

Для з’ясування сутності поняття «справедлива оплата праці» слід розглянути дефініції терміна «справедливий». Згідно з тлумачним словником української мови термін «справедливий» означає:

1) той, який діє на підставі об’єктивних фактів, позбавлений упередження; ґрунтується на правильному, об’єктивному ставленні до кого-, чого-небудь;

2) заснований на вимогах справедливості, зокрема який має законні підстави, достатньо підтверджений, обґрунтований; те, що виражає об’єктивність, відповідає морально-етичним і правовим нормам;

3) рідко. те саме, що справжній .

Виходячи з цього, справедлива оплата праці

це такий механізм визначення основних параметрів оплати праці, який: ? забезпечує гідний рівень винагороди, достатній для розширеного відтворення робочої сили найманого працівника та матеріального забезпечення непрацездатних членів родини; ? відповідає законодавчим нормам, положенням генеральної та галузевих угод, колективних договорів; ? забезпечує справедливий розподіл граничного продукту, створеного найманим працівником (створеною доданою вартістю), між власником (роботодавцем) і найманим працівником; ? забезпечує об’єктивну диференціацію винагороди залежно від таких чинників, як складність праці та кваліфікація працівника, індивідуальні результати та внесок у колективні результати, наявність у працівника виняткових компетенцій, стаж роботи, умови праці, відхилення в змісті праці тощо;

1

Академічний тлумачний словник української мови [Електронний ресурс]. — Режим доступу: http://sum.in.ua/s/spravedlyvyj (дата звернення: 22.08.2013).

У системі розподільних відносин термін «справедливість» зазвичай уживається з прикметником «соціальна», що вказує на тісний зв’язок між забезпеченням справедливості в оплаті праці та виконанням системою компенсацій, зокрема й заробітною платою, соціальної функції.

З метою визначення основних причин сприйняття найманими працівниками оплати праці як несправедливої, а відтак зниження мотивації й лояльності до компанії, визначимо вплив різних факторів на сприйняття оплати праці найманими працівниками як соціально справедливої.

Ознаку «рівень сприйняття найманими працівниками системи оплати праці як справедливої» приймемо як результативну. Для визначення факторних ознак побудуємо граф взаємозв’язків між такими ознаками: а

1 — рівень сприйняття найманими працівниками системи оплати праці як справедливої; а

2 — рівень задоволеності респондента розміром винагороди; а

3 — рівень прозорості системи оплати праці; а

4 — рівень залежності винагороди від складності робіт, обов’язків; а

5 — рівень залежності винагороди від кваліфікації; а

6 — рівень залежності винагороди від рівня розвитку компетенцій у працівника; а

7 — рівень залежності винагороди від індивідуальних результатів праці; а

8 — рівень залежності винагороди від колективних результатів праці; а

9 — необхідність внесення змін до системи оплати праці.

Граф взаємозв’язків між зазначеними ознаками зображено на рис. 3.16.

Ознака а

1 впливає на ознаку а

9 . Ознаки а

2 , а

3 , а

4 , а

5 , а

6 , а

7 та а

8 прямо та опосередковано (через а

1 ) впливають на а

9 .

1

Цимбалюк С. А. Теоретико-прикладные аспекты обеспечения справедливой оплаты труда [Текст] / С. А. Цимбалюк // Вестник Костромского государственного университета имени Н. А. Некрасова. Основной выпуск. — 2013. — № 2 (март — апрель). — Том 19.

— С. 61; Цимбалюк С. А. Исследование восприятия работниками компенсационной политики как справедливой [Текст] / С. А. Цимбалюк // Современные исследования социальных проблем. — 2013. — № 2 (14). — C. 284.

Рис. 3.16. Граф взаємозв’язків між ознаками

? позбавлений упередженого ставлення до окремих працівників залежно від статі, віку, інших чинників, які безпосередньо не стосуються трудової діяльності, тощо .

Рис. 3.16. Граф взаємозв’язків між ознаками

Джерело: Складено автором

На ознаку а

1 впливають ознаки а

2 , а

3 , а

4 , а

5 , а

6 , а

7 та а

8 . Ці ознаки є причинами а

1 . При цьому ознаки а

4 , а

5 , а

6 , а

7 і а

8 прямо та опосередковано (через а

3 ) впливають на а

1 . Ознаки а

4 , а

5 , а

6 , а

7 і а

8 є факторними ознаками результативної ознаки а

1 .

Отже, для подальшого дослідження присвоїмо ознакам прийняті в статистичному аналізі буквені символи: y — рівень сприйняття найманими працівниками системи оплати праці як справедливої; x

1 — рівень задоволеності респондента розміром винагороди; x

2 — рівень прозорості системи оплати праці; x

3 — рівень залежності винагороди від складності робіт, обов’язків; x

4 — рівень залежності винагороди від кваліфікації працівника; x

5 — залежність винагороди від рівня розвитку компетенцій у працівника; x

6 — рівень залежності винагороди від індивідуальних результатів праці; x

7 — рівень залежності винагороди від колективних результатів праці.

Наявність стохастичного зв’язку між результативною (y) та факторними ознаками (x

1 , x

2 , x

3 , x

4 , x

5 , x

6 , x

7 ) перевіримо за допомогою таблиць взаємної спряженості. Таблиця взаємної спряженості для ознак «рівень сприйняття респондентом системи оплати праці як справедливої» та «рівень задоволеності респондента розміром винагороди» наведено в табл. 3.12.

Таблиця 3.12

ТАБЛИЦЯ ВЗАЄМНОЇ СПРЯЖЕНОСТІ ДЛЯ ОЗНАК «РІВЕНЬ СПРИЙНЯТТЯ

РЕСПОНДЕНТОМ СИСТЕМИ ОПЛАТИ ПРАЦІ ЯК СПРАВЕДЛИВОЇ»

ТА «РІВЕНЬ ЗАДОВОЛЕНОСТІ РЕСПОНДЕНТА РОЗМІРОМ ВИНАГОРОДИ»

Рівень задоволеності респондента розміром винагороди, x 1 Рівень сприйняття респондентом систем оплати праці як справедливої, y f i0
так ні важко відповісти
так 47 13 5 65

Джерело: Складено автором за результатами опитування

Характер розподілу частот, концентрація їх уздовж головної діагоналі вказують на наявність стохастичного зв’язку між рівнем сприйняття респондентами політики оплати праці як справедливої та рівнем задоволеності розміром винагороди. Розміщення частот з лівого верхнього кута в правий нижній свідчить про пряму залежність між y та x

1 .

Підтвердимо чи спростуємо ці висновки за допомогою критерію Пірсона ? 2 , який визначається за формулою (3.5) . де f іj — частота j-го стовпчика і-того умовного розподілу; f i0 — підсумкові частоти за ознакою x; f

0j — підсумкові частоти за ознакою y.

0j — підсумкові частоти за ознакою y.

1 Єріна А. М. Статистика [Текст] : підручник / А. М. Єріна, З. О. Пальян. — К. : КНЕУ, 2010. — С. 221.

За даними табл. 3.10 визначаємо критерій Пірсона ? 2 для ознак y та x

1 : зв’язок між рівнем сприйняття респондентами системи оплати праці як справедливої та рівнем задоволеності розміром винагороди визнається істотним.

Оцінимо також силу зв’язку за допомогою коефіцієнта взаємної спряженості. У нашому дослідженні кількість груп факторної та результативної ознаки однакова, тому для оцінки сили зв’язку використаємо формулу Чупрова: де n — обсяг сукупності; m x — кількість груп за ознакою x; m y — кількість груп за ознакою y 2 . няття респондентами системи оплати праці як справедливої та рівнем задоволеності розміром винагороди.

Оцінимо також силу зв’язку за допомогою коефіцієнта взаємної спряженості. У нашому дослідженні кількість груп факторної та результативної ознаки однакова, тому для оцінки сили зв’язку використаємо формулу Чупрова: де n — обсяг сукупності; m x — кількість груп за ознакою x; m y — кількість груп за ознакою y 2 . няття респондентами системи оплати праці як справедливої та рівнем задоволеності розміром винагороди.

() () ,

11 n yx mm C ?? ? = (3.6) () () ,

11

2 n yx mm C ?? ? = (3.6)

Коефіцієнт взаємної спряженості дорівнює: С

1 = 0,415. Значення коефіцієнта вказує на помірний зв’язок між рівнем сприй

Коефіцієнт взаємної спряженості дорівнює: С

1 = 0,415. Значення коефіцієнта вказує на помірний зв’язок між рівнем сприй

Таблиці взаємної спряженості результативної (y) та інших факторних ознак (x

2 , x

3 , x

4 , x

5 , x

6 , x

7 ), відповідні розрахунки критерію Пірсона ? 2 і коефіцієнта взаємної спряженості наведено в додатку З.

Характер розподілу частот, концентрація їх уздовж головної діагоналі також указують на наявність стохастичного зв’язку між

1 Єріна А. М. Статистика [Текст] : підручник / А. М. Єріна, З. О. Пальян. — К. : КНЕУ, 2010. — С. 345.

2

Там само. — С. 222–223.

Критерії Пірсона дорівнюють:

2

2 ? = 67,56;

2

3 ? = 59,3;

2

4 ? = 27,04;

2

5 ? = 39,58;

2

6 ? = 70,43;

2

7 ? = 18,59. 2 за всіма факторними ознаками

Критерії Пірсона дорівнюють:

2

2 ? = 67,56;

2

3 ? = 59,3;

2

4 ? = 27,04;

2

5 ? = 39,58;

2

6 ? = 70,43;

2

7 ? = 18,59.

Розраховані критерії Пірсона ? 2 за всіма факторними ознаками ? = 0,05 і числа ступенів свободи df = 4 дорівнює 9,5. Тому ? = 0,05 і числа ступенів свободи df = 4 дорівнює 9,5. Тому

2 , x

3 , x

4 , x

5 , x

6 , x

7 ) визнаються істотними.

Коефіцієнти взаємної спряженості дорівнюють: С

2 = 0,418; С

3 = 0,392; С

4 = 0,265; С

5 = 0,32; С

6 = 0,427; С

7 = 0,219.

Значення коефіцієнтів спряженості вказують на те, що між y та x

2 , x

3 , x

5 , x

6 існує помірний зв’язок, а між y та x

4 , x

7 низький.

Отже, найбільший вплив на результативну ознаку «рівень сприйняття найманими працівниками системи оплати праці як справедливої» здійснюють такі факторні ознаки: x

1 — рівень задоволеності респондента розміром винагороди; x

2 — рівень прозорості системи оплати праці; x

3 — рівень залежності винагороди від складності робіт, обов’язків; x

5 — рівень залежності винагороди від рівня розвитку компетенцій у працівника; x

6 — рівень залежності винагороди від індивідуальних результатів праці.

Для обґрунтування механізму формування варіації результативної ознаки (y) під впливом найсуттєвіших факторних ознак (x

1 , x

2 , x

3 , x

5 , x

6 ) використаємо інструменти економіко-математичного моделювання.

Побудова економетричної моделі містить такі етапи:

1) економічна постановка завдання;

2) збирання статистичних (емпіричних) даних;

3) вибір форми рівняння регресії (специфікація моделі);

4) оцінювання параметрів вибраного рівняння;

5) аналіз якості рівняння як математичної моделі досліджуваного економічного процесу, перевірка його на адекватність емпіричним даним і вдосконалення (верифікація моделі) .С

3 = 0,392; С

4 = 0,265; С

5 = 0,32; С

6 = 0,427; С

7 = 0,219.

Значення коефіцієнтів спряженості вказують на те, що між y та x

2 , x

3 , x

5 , x

6 існує помірний зв’язок, а між y та x

4 , x

7 низький.

Отже, найбільший вплив на результативну ознаку «рівень сприйняття найманими працівниками системи оплати праці як справедливої» здійснюють такі факторні ознаки: x

1 — рівень задоволеності респондента розміром винагороди; x

2 — рівень прозорості системи оплати праці; x

3 — рівень залежності винагороди від складності робіт, обов’язків; x

5 — рівень залежності винагороди від рівня розвитку компетенцій у працівника; x

6 — рівень залежності винагороди від індивідуальних результатів праці.

Для обґрунтування механізму формування варіації результативної ознаки (y) під впливом найсуттєвіших факторних ознак (x

1 , x

2 , x

3 , x

5 , x

6 ) використаємо інструменти економіко-математичного моделювання.

Побудова економетричної моделі містить такі етапи:

1) економічна постановка завдання;

2) збирання статистичних (емпіричних) даних;

3) вибір форми рівняння регресії (специфікація моделі);

4) оцінювання параметрів вибраного рівняння;

5) аналіз якості рівняння як математичної моделі досліджуваного економічного процесу, перевірка його на адекватність емпіричним даним і вдосконалення (верифікація моделі) .

Коефіцієнти взаємної спряженості дорівнюють: С

2 = 0,418; С

3 = 0,392; С

4 = 0,265; С

5 = 0,32; С

6 = 0,427; С

7 = 0,219.

Значення коефіцієнтів спряженості вказують на те, що між y та x

2 , x

3 , x

5 , x

6 існує помірний зв’язок, а між y та x

4 , x

7 низький.

Отже, найбільший вплив на результативну ознаку «рівень сприйняття найманими працівниками системи оплати праці як справедливої» здійснюють такі факторні ознаки: x

1 — рівень задоволеності респондента розміром винагороди; x

2 — рівень прозорості системи оплати праці; x

3 — рівень залежності винагороди від складності робіт, обов’язків; x

5 — рівень залежності винагороди від рівня розвитку компетенцій у працівника; x

6 — рівень залежності винагороди від індивідуальних результатів праці.

Для обґрунтування механізму формування варіації результативної ознаки (y) під впливом найсуттєвіших факторних ознак (x

1 , x

2 , x

3 , x

5 , x

6 ) використаємо інструменти економіко-математичного моделювання.

Побудова економетричної моделі містить такі етапи:

1) економічна постановка завдання;

2) збирання статистичних (емпіричних) даних;

3) вибір форми рівняння регресії (специфікація моделі);

4) оцінювання параметрів вибраного рівняння;

5) аналіз якості рівняння як математичної моделі досліджуваного економічного процесу, перевірка його на адекватність емпіричним даним і вдосконалення (верифікація моделі) .

1

Економіко-математичне моделювання [Текст] : навч. посібник / [В. В. Вітлінський, С. І. Наконечний, О. Д. Шарапов та ін.] ; за заг. ред. В. В. Вітлінського. — К. : КНЕУ, 2008. — С. 363.

результативною та факторними ознаками. Розміщення частот з лівого верхнього кута в правий нижній свідчать про пряму залежність між результативною та факторними ознаками. перевищують критичне значення, яке, як уже зазначалося, для зв’язки між результативною ознакою (y) і факторними ознаками (x

Між результативною ознакою (рівень сприйняття найманими працівниками системи оплати праці як справедливої) і факторними ознаками існує регресійний зв’язок. Оскільки пояснювальних змінних — регресорів кілька (x

1 , x

2 , x

3 , x

5 , x

6 ), то маємо множинну регресію.

Для подальшого дослідження змінимо для окремих факторних ознак буквені символи: x

1 — рівень задоволеності респондента розміром винагороди; x

2 — рівень прозорості системи оплати праці; x

3 — рівень залежності винагороди від складності робіт, обов’язків; x

4 — рівень залежності винагороди від рівня розвитку компетенцій у працівника; x

5 — рівень залежності винагороди від індивідуальних результатів праці.

Для побудови економетричної моделі результативна та факторні ознаки мають бути виражені числом. У разі, якщо факторна ознака атрибутивна, текстова, то її необхідно оцифрувати, тобто надати певне число кожному найменуванню (градації) ознаки.

З погляду змістовної інтерпретації, як зазначають А. Єріна та З. Пальян, найбільш прийнятним є використання бінарних (альтернативних) змінних, які набувають два взаємозаперечні значення (0; 1) .

Для відповідей на запитання щодо сприйняття найманими працівниками політики оплати праці як справедливої, задоволеності найманих працівників розміром винагороди, прозорості системи оплати праці та залежності винагороди від різних чинників (складності робіт, рівня розвитку компетенцій та індивідуальних результатів праці) нами використано шкалу з такими градаціями: «так», «ні» та «важко відповісти». Для оцифрування текстових ознак цифру «1» присвоїмо відповідям «так», цифру «0»

— відповідям «ні». Відповіді «важко відповісти» залишаються неоцифрованими.

Результати оцифрування даних щодо опитування респондентів стосовно оцінювання різних аспектів компенсаційної політики підприємств, на яких вони працюють, наведено у додатку И.

Для побудови моделі нами вилучено відповіді респондентів, які хоча б на одне запитання 2 дали відповідь «важко відповісти».

1 Єріна А. М. Статистика [Текст] : підручник / А. М. Єріна, З. О. Пальян. — К. : КНЕУ, 2010. — С. 343.

2

Це стосується таких питань: «Чи вважаєте систему оплати праці, що використовується в компанії, у якій Ви працюєте, справедливою?», «Чи задоволені Ви розміром своєї заробітної плати (винагороди)?», «Чи є система оплати праці прозорою?», «Чи залежить розмір заробітної плати (винагороди) від складності робіт, обов’язків, які виконує працівник?», «Чи залежить розмір заробітної плати (винагороди) від рівня розвитку компетенцій працівника?», «Чи залежить розмір заробітної плати (винагороди) від індивідуальних результатів праці?».

Однією з передумов побудови регресійних моделей є відсутність мультиколеніарності — лінійної залежності між регресорами моделі. Для виявлення ознак мультиколеніарності скористаємось алгоритмом Фаррара

—Глобера .

Побудуємо кореляційну матрицю (формула (3.7)) і вектор коефіцієнтів парної кореляції (формула (3.8)).

1

15141312 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? rrrr rrrr rrrr

1

25242321

45434241

45434241

1

54535251

1 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? y y y r r r

2

5

5

Коефіцієнт кореляції розраховується за формулою (3.9) 2 .

Кореляційна матриця має вигляд:

Кореляційна матриця має вигляд:

4068,02918,03826,02798,01 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?

3886,04950,04467,012798,0

14591,03674,03886,04068,0

14591,03674,03886,04068,0

1

Економіко-математичне моделювання [Текст] : навч. посібник / [В. В. Вітлінський, С. І. Наконечний, О. Д. Шарапов та ін.] ; за заг. ред. В. В. Вітлінського. — К. : КНЕУ, 2008. — С. 426–429.

2 Єріна А. М. Статистика [Текст] : підручник / А. М. Єріна, З. О. Пальян. — К. : КНЕУ, 2010. — С. 236.

У результаті цього для побудови моделі залишилися результати опитування 92 респондентів.

Вектор коефіцієнтів парної кореляції: ? ? ? ? ? ? ? ?

6507,0

6052,0

5832,0

5832,0

Спочатку перевіримо мультиколеніарність для всієї моделі. З цією метою розрахуємо визначник кореляційної матриці det | r |: det | r | = 0,3164.

Відсутність зв’язку між регресорами можна перевірити за до

помогою статистичної гіпотези H

0 : | | = 1, за альтернативної гіпотези H ? : | r | < 1. потези H ? : | | < 1. помогою статистичної гіпотези H

0 : | r | = 1, за альтернативної гіпотези H ? : | r | < 1.

2 сп ? за формулою (3.10) . де m — кількість факторних змінних; n — кількість спостережень. присутня мультиколеніарність.

Знаходимо значення критерію

()rmnln52

6

1

1

2 сп ? ? ? ? ? ? +???=?, (3.10) ()rmnln52

6

1

1

2 сп ? ? ? ? ? ? +???=?, (3.10)

Для визначника обчисленої кореляційної матриці

2 сп ? = 28.

Табличне значення

2 кр ?(0,05; 10) 2 = 18,3 .

Оскільки

2 кр 2 сп ?>?, то гіпотеза H

0 відхиляється. Отже, у моделі

Для визначника обчисленої кореляційної матриці

2 сп ? = 28.

Табличне значення

2 кр ?(0,05; 10) 2 = 18,3 .

Оскільки

2 кр 2 сп ?>?, то гіпотеза H

0 відхиляється. Отже, у моделі

У зв’язку з цим перевіримо наявність мультиколеніарності для кожного регресора й решти. Обчислимо матрицю, обернену до кореляційної матриці r:

1

Економіко-математичне моделювання [Текст] : навч. посібник / [В. В. Вітлінський, С. І. Наконечний, О. Д. Шарапов та ін.] ; за заг. ред. В. В. Вітлінського. — К. : КНЕУ, 2008. — С. 426.

2

Число ступенів свободи k = 1/2 m (m – 1) = 1/2 · 5 · (5 – 1) = 10.

3

Економіко-математичне моделювання [Текст] : навч. посібник / [В. В. Вітлінський, С. І. Наконечний, О. Д. Шарапов та ін.] ; за заг. ред. В. В. Вітлінського. — К. : КНЕУ, 2008. — С. 533.

2

Число ступенів свободи k = 1/2 m (m – 1) = 1/2 · 5 · (5 – 1) = 10.

3

Економіко-математичне моделювання [Текст] : навч. посібник / [В. В. Вітлінський, С. І. Наконечний, О. Д. Шарапов та ін.] ; за заг. ред. В. В. Вітлінського. — К. : КНЕУ, 2008. — С. 533.

3704,00442,03173,00565,03008,1 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ???? ???? ????

2073,04683,03657,04915,10565,0

4648,14064,01278,02073,03704,0

4648,14064,01278,02073,03704,0

Розрахуємо F-статистику для кожного j-го регресора моделі за формулою (3.11). де c — діагональні елементи оберненої матриці r –1 .

Усі спостережувальні значення F-критерію більші за критичне значення, що вказує на залежність кожного регресора від решти. Найменше залежна від решти змінних перша — «рівень задоволеності респондента розміром винагороди».

Усі спостережувальні значення F-критерію більші за критичне значення, що вказує на залежність кожного регресора від решти. Найменше залежна від решти змінних перша — «рівень задоволеності респондента розміром винагороди».

У зв’язку з цим перевіримо наявність мультиколеніарності для кожної пари регресорів. З цією метою розрахуємо часткові коефіцієнти парної кореляції, використовуючи елементи матриці r –1 за формулою (3.12) .

1

Число ступенів свободи k

1 = nm = 92 – 5 = 87; k

2 = m – 1 = 5 – 1 = 4.

2

Економіко-математичне моделювання [Текст] : навч. посібник / [В. В. Вітлінський, С. І. Наконечний, О. Д. Шарапов та ін.] ; за заг. ред. В. В. Вітлінського. — К. : КНЕУ, 2008. — С. 517.

3

Там само. — С. 427–428.

1

Число ступенів свободи k

1 = nm = 92 – 5 = 87; k

2 = m – 1 = 5 – 1 = 4.

2

Економіко-математичне моделювання [Текст] : навч. посібник / [В. В. Вітлінський, С. І. Наконечний, О. Д. Шарапов та ін.] ; за заг. ред. В. В. Вітлінського. — К. : КНЕУ, 2008. — С. 517.

3

Там само. — С. 427–428.

Розраховані нами коефіцієнти парної кореляції дорівнюють:

Розраховані нами коефіцієнти парної кореляції дорівнюють:

Обчислимо спостережувальні значення t-критерію за формулою (3.13) 1 .

Обчислимо спостережувальні значення t-критерію за формулою (3.13) .

1

1

Економіко-математичне моделювання [Текст] : навч. посібник / [В. В. Вітлінський, С. І. Наконечний, О. Д. Шарапов та ін.] ; за заг. ред. В. В. Вітлінського. — К. : КНЕУ, 2008. — С. 428.

При цьому перевіряється правильність гіпотези H

0 : r ? 0.

Розраховані нами спостережувальні значення t-критерію дорівнюють:

Розраховані нами спостережувальні значення t-критерію дорівнюють:

184

Знаходимо критичні точки

25 *

25 *

Оскільки *

24 ,tt не належить діапазону [–2,39; 2,39], то гіпотеза H

0 про рівність нулю часткових коефіцієнтів кореляції r

24 і r

45 відхиляється. ? *

35 *

34 *

25 *

23 *

15 *

14 *

13 *

12 ,,,,,,,tttttttt[–2,39; 2,39], то в цьому випадку приймаємо нульову гіпотезу про рівність 0 часткових коефіцієнтів кореляції.

Метою нашого дослідження є визначення ступеня впливу кожної пояснювальної змінної (регресора) на залежну змінну, тому наявність мультиколінеарності в моделі призведе до збільшення стандартних похибок .

Найприйнятнішим методом усунення мультиколінеарності є виключення з моделі однієї або кількох корельованих пояснювальних змінних. У нашому дослідженні регресор x

4 «залежність винагороди від рівня розвитку компетенцій у працівника» корелює одночасно з двома регресорами x

2 та x

5 . Причому між собою регресори x

2 та x

5 не корелюють. У зв’язку з цим уважаємо за доцільне регресор x

4 виключити з моделі. Крім того, з усіх розрахованих коефіцієнтів взаємної спряженості, розрахованих нами для факторних ознак, які ми залишили для побудови моделі, коефіцієнт взаємної спряженості між рівнем сприйняття респондентами системи оплати праці як справедливої та рівнем залежності винагороди від рівня розвитку компетенцій у працівника найнижчий.

Зробимо остаточне коригування окремих буквених символів для факторних ознак: x

1 рівень задоволеності розміром винагороди; x

2 рівень прозорості системи оплати праці; x

3 — рівень залежності винагороди від складності робіт, обов’язків; x

4 рівень залежності винагороди від індивідуальних результатів праці.

1

Економіко-математичне моделювання [Текст] : навч. посібник / [В. В. Вітлінський, С. І. Наконечний, О. Д. Шарапов та ін.] ; за заг. ред. В. В. Вітлінського. — К. : КНЕУ, 2008. — С. 424.

Побудова моделі


< Попередня  Змiст  Наступна >
Iншi роздiли:
4.1. Конструювання компенсаційного пакета як основи компенсаційної моделі винагороди за працю
4.2. Технологія проектування компенсаційного пакета на підприємстві
4.3. Формування соціального пакета в процесі розроблення компенсаційної моделі винагороди за працю
5.1. Проектування основної заробітної плати з використанням грейдів
Частина 2. 5.1. Проектування основної заробітної плати з використанням грейдів
Дисциплiни

Медичний довідник новиниКулінарний довідникАнглійська моваБанківська справаБухгалтерський облікЕкономікаМікроекономікаМакроекономікаЕтика та естетикаІнформатикаІсторіяМаркетингМенеджментПолітологіяПравоСтатистикаФілософіяФінанси

Бібліотека підручників та статтей Posibniki (2022)