Khóa luận tốt nghiệp Quản trị kinh doanh: Hoàn thiện công tác quản trị nguồn nhân lực tại Công ty Cổ phần Đầu tư – Dệt may Thiên An Phát

Khóa luận tốt nghiệp GVGD: PGS.TS. Nguyễn Thị Minh Hòa SVTH: Trần Thị Minh Thi 70 cho các cán bộ, nhân viên văn phòng có vị trí, trình độ làm việc cao. Và không có lao động nào có mức lương dưới 3 triệu đồng. Như vậy ta có thể thấy Công ty cũng đáp ứng mức lương cho người lao động phù hợp với nhu cầu của cuộc sống, xã hội hiện nay. 2.4.2 Đánh giá độ tin cậy của thang đo bằng hệ số Cronbach’s Alpha Độ tin cậy thang đo được định nghĩa là mức độ mà nhờ đó sự đo lường của các biến điều tra không gặp phải các sai số và kết quả khảo sát NLĐ là chính xác và đúng với thực tế. Để kiểm định độ tin cậy của thang đo, tác giả sử dụng hệ số đo lường Cronbach’s Alpha để đánh giá cho mỗi khái niệm nghiên cứu. Thang đo mà tác giả sử dụng gồm 5 thành phần chính:  Công tác tuyển dụng (CTTD): 5 nhân tố.  Công tác đào tạo, thăng tiến (CTDT): 4 nhân tố.  Công tác lương thưởng và phúc lợi đãi ngộ (CTLT): 5 nhân tố.  Công tác đánh giá nhân viên (CTDG) : 4 nhân tố.  Môi trường và điều kiện làm việc (MTLV): 5 nhân tố. Với 5 nhóm biến được lựa chọn cho mô hình nghiên cứu, ta cần đánh giá độ tin cậy của thang đo tương ứng với các nhóm biến thuộc mô hình nghiên cứu đề xuất, tiến hành phân tích Cronbach’s Alpha cho từng nhóm yếu tố. Trong mỗi nhóm, các biến có tương quan biến tổng < 0,3 được xem là các biến rác và bị loại. Thang đo được chấp nhận khi hệ số Cronbach’s Alpha ≥ 0,6. Trương Đai hoc Kinh tê Huê

Khóa luận tốt nghiệp GVGD: PGS.TS. Nguyễn Thị Minh Hòa SVTH: Trần Thị Minh Thi 71 Bảng 13: Đánh giá độ tin cậy của thang đo trước khi tiến hành kiểm định Biến quan sát Trung bình thang đo nếu loại biến Phương sai thang đo nếu loại biến Tương quan biến tổng Cronbach’s Alpha nếu loại biến Công tác tuyển dụng (Alpha =0,820) CTTD1 13,92 4,940 ,586 ,792 CTTD2 14,37 4,979 ,645 ,776 CTTD3 14,28 4,872 ,637 ,777 CTTD4 13,82 4,725 ,596 ,791 CTTD5 14,13 5,014 ,604 ,787 Công tác đào tạo, thăng tiến (Alpha =0,715) CTDT1 11,33 3,076 ,418 ,703 CTDT2 10,48 1,802 ,600 ,609 CTDT3 10,91 2,472 ,638 ,580 CTDT4 10,78 2,744 ,432 ,692 Công tác lương, thưởng và phúc lợi đãi ngộ (Alpha =0,809) CTLT1 14,58 4,711 ,502 ,802 CTLT2 14,77 4,380 ,676 ,747 CTLT3 14,36 4,016 ,690 ,741 CTLT4 14,72 4,577 ,651 ,756 CTLT5 14,87 5,355 ,484 ,803 Công tác đánh giá nhân viên (Alpha =0,725) CTDG1 9,87 2,967 ,521 ,661 CTDG2 10,40 2,862 ,465 ,699 CTDG3 10,12 2,816 ,614 ,606 CTDG4 9,98 3,201 ,471 ,689 Môi trường và điều kiện làm việc (Alpha =0,865) MTLV1 15,05 3,943 ,714 ,830 MTLV2 14,92 4,063 ,632 ,849 MTLV3 15,12 3,715 ,767 ,815 MTLV4 15,12 4,062 ,590 ,860 MTLV5 15,08 3,783 ,729 ,825 (Nguồn: Xử lý số liệu điều tra bằng SPSS) Kết quả tính toán hệ số Cronbach’s Alpha đối với các yếu tố nghiên cứu cho thấy hệ số Cronbach’s Alpha của tất cả các yếu tố nghiên cứu đều lớn hơn 0,6 và hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0,3. Trong đó yếu tố “Môi trường và điều kiện làm việc” có hệ số Cronbach’s Alpha cao nhất là 0,865. Trương Đai hoc Kinh tê Huê

Khóa luận tốt nghiệp GVGD: PGS.TS. Nguyễn Thị Minh Hòa SVTH: Trần Thị Minh Thi 72 Trong quá trình đánh giá độ tin cậy của các thang đo thì không xuất hiện biến rác bị loại bỏ, do đó hệ số Cronbach’s Alpha đảm bảo độ tin cậy cao, đảm bảo trong việc phân tích nhân tố khám phá EFA. Bảng 14: Kết quả phân tích hệ số Cronbach’s Alpha cho biến “Đánh giá chung về công tác QTNNL” Cronbach’s Alpha DG Cronbach's Alpha Số mẫu ,669 3 Đánh giá chung Trung bình thang đo nếu loại biến Phương sai thang đo nếu loại biến Tương quan biến tổng Cronbach's Alpha nếu loại biến DG1 7,20 1,603 ,512 ,540 DG2 6,48 1,383 ,447 ,636 DG3 7,22 1,570 ,498 ,553 (Nguồn: Xử lý số liệu điều tra bằng SPSS) Kết quả đánh giá độ tin cậy của nhân tố “Đánh giá chung về công tác QTNNL” cũng cho hệ số Cronbach’s Alpha = 0,669, các biến quan sát có hệ số tương quan biến tổng >0,3. Do đó, thang đo “Đánh giá chung về công tác QTNNL” cũng đảm bảo độ tin cậy để thực hiện các kiểm định tiếp theo. 2.4.3 Phân tích nhân tố khám phá EFA Bảng 15: Kiểm định KMO và Bartlett cho nhóm biến độc lập Hệ số KMO ,726 Kiểm định Bartlett Khi bình phương (Chi-Square) 1086,038 Độ lệch chuẩn (df) 253 Mức ý nghĩa (Sig,) ,000 (Nguồn: kết quả xử lý SPSS) Hệ số KMO = 0,726 > 0,5 và kiểm định Bartlett có mức ý nghĩa Sig = 0,000 < 0,05 thỏa mãn các yêu cầu của phân tích nhân tố. Trương Đai hoc Kinh tê Huê

Khóa luận tốt nghiệp GVGD: PGS.TS. Nguyễn Thị Minh Hòa SVTH: Trần Thị Minh Thi 73 Bảng 16: Kết quả phân tích nhân tố EFA Biến quan sát Nhân tố (Factor) 1 2 3 4 5 MTLV3 ,858 MTLV5 ,825 MTLV1 ,810 MTLV2 ,752 MTLV4 ,725 CTTD2 ,784 CTTD3 ,779 CTTD5 ,757 CTTD4 ,742 CTTD1 ,733 CTLT2 ,827 CTLT3 ,812 CTLT4 ,794 CTLT1 ,640 CTLT5 ,622 CTDG3 ,836 CTDG1 ,712 CTDG2 ,711 CTDG4 ,659 CTDT3 ,830 CTDT2 ,795 CTDT4 ,671 CTDT1 ,625 Giá trị Eigenvalue 4,091 3,220 2,662 2,077 1,822 Mức độ giải thích của các nhân tố (%) 17,789 14,000 11,572 9,030 7,923 Lũy kế (%) 17,789 31,789 43,361 52,391 60,314 Trương Đai hoc Kinh tê Huê

Khóa luận tốt nghiệp GVGD: PGS.TS. Nguyễn Thị Minh Hòa SVTH: Trần Thị Minh Thi 74 (Nguồn: Số liệu điều tra được xử lý bằng phần mềm SPSS) Tiến hành chạy phân tích nhân tố khám phá với 23 biến được đưa vào phân tích nhân tố theo tiêu chuẩn Eigenvalue > 1 đã có 5 nhân tố được tạo ra. Tổng phương sai trích = 60,314 cho biết 5 nhân tố này giải thích được 60,314% biến thiên của biến phụ thuộc. Nhìn vào bảng kết quả số liệu trên, ta thấy rằng sau khi phân tích nhân tố EFA (sử dụng phương pháp trích Principal Component Analysis với phép xoay Varimax with Kaiser Normalization. a ) đã cho thang đo các yếu tố ảnh hưởng đến công tác quản trị nguồn nhân lực. Kết quả phân tích chỉ rõ các biến đều thỏa mãn điều kiện hệ số Factor loading > 0,5, điều này giải thích được rằng nhân tố và biến có liên quan chặt chẽ với nhau. Như vậy sau quá trình phân tích nhân tố, cho ra 5 nhân tố được trích tại giá trị Eigenvalue = 1,822 và phương sai trích được là 60,314%. Như vậy, các nhân tố mới này sẽ được sử dụng để tính toán các biến mới cho việc phân tích hồi quy. Bảng 17: Kết quả phân tích EFA cho biến phụ thuộc “Đánh giá chung về công tác QTNNL” Tiêu chí Hệ số Factor DG1 ,802 DG3 ,793 DG2 ,742 (Nguồn: Số liệu điều tra được xử lý bằng phần mềm SPSS) Kết quả phân tích EFA cho các biến phụ thuộc trên cho thấy, hệ số Factor loading của các biến quan sát đều thỏa mãn điều kiện là > 0,5 và không có biến quan sát nào bị loại. Bảng 18: Kiểm định KMO và Bartlett’s Test cho biến “Đánh giá chung về công tác QTNNL” Hệ số KMO ,658 Kiểm định Bartlett Khi bình phương (Chi-Square) 59,613 Độ lệch chuẩn (df) 3 Mức ý nghĩa (Sig.) ,000 Trương Đai hoc Kinh tê Huê

Khóa luận tốt nghiệp GVGD: PGS.TS. Nguyễn Thị Minh Hòa SVTH: Trần Thị Minh Thi 75 (Nguồn: Số liệu điều tra được xử lý bằng phần mềm SPSS) Kết quả đánh giá độ tin cậy của nhân tố “Đánh giá chung về công tác QTNNL” cho ra hệ số KMO = 0,658 > 0,5 và kiểm định Bartlett có mức ý nghĩa Sig= 0,000 < 0,05, thỏa mãn các yêu cầu. Do đó, thang đo “Đánh giá chung về công tác QTNNL” cũng đảm bảo độ tin cậy để thực hiện các kiểm định tiếp theo. 2.4.4 Phân tích tương quan Pearson Trước khi tiến hành hồi quy, ta phân tích hệ số tương quan cho 5 biến độc lập với 1 biến phụ thuộc. Nếu các biến độc lập này có mối tương quan với biến phụ thuộc thì việc phân tích hồi quy mới có ý nghĩa thống kê. Bảng 19: Kết quả kiểm định Pearson về mối tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc trong mô hình nghiên cứu. CTTD CTDT CTLT CTDG MTLV DG CTTD Pearson Correlation 1 ,018 -,049 ,023 ,121 ,519 ** Sig. (2-tailed) ,836 ,583 ,794 ,172 ,000 N 130 130 130 130 130 130 CTDT Pearson Correlation ,018 1 -,171 ,160 -,062 ,363 ** Sig. (2-tailed) ,836 ,052 ,070 ,482 ,000 N 130 130 130 130 130 130 CTLT Pearson Correlation -,049 -,171 1 ,003 ,247 ** ,202 * Sig. (2-tailed) ,583 ,052 ,976 ,005 ,021 N 130 130 130 130 130 130 CTDG Pearson Correlation ,023 ,160 ,003 1 ,112 ,260 ** Sig. (2-tailed) ,794 ,070 ,976 ,203 ,003 N 130 130 130 130 130 130 MTLV Pearson Correlation ,121 -,062 ,247 ** ,112 1 ,271 ** Sig. (2-tailed) ,172 ,482 ,005 ,203 ,002 N 130 130 130 130 130 130 DG Pearson Correlation ,519 ** ,363 ** ,202 * ,260 ** ,271 ** 1 Sig. (2-tailed) ,000 ,000 ,021 ,003 ,002 N 130 130 130 130 130 130 (Nguồn: Kết quả xử lý số liệu bằng SPSS) Trương Đai hoc Kinh tê Huê

Khóa luận tốt nghiệp GVGD: PGS.TS. Nguyễn Thị Minh Hòa SVTH: Trần Thị Minh Thi 76 Từ kết quả của kiểm định Pearson, tác giả nhận thấy giá trị Sig (2-tailed) của các biến độc lập trên đều < 0,05, điều này chứng tỏ các biến độc lập này có sự tương quan với biến phụ thuộc (DG) nên việc đưa các biến độc lập vào mô hình là đúng. 2.4.5 Phân tích hồi quy 2.4.5.1 Phân tích hồi quy để xác định mức độ ảnh hưởng của các yếu tố đến đánh giá về công tác quản trị nguồn nhân lực Mô hình hồi quy mà nghiên cứu áp dụng là mô hình hồi quy đa biến (mô hình hồi quy bội). Nghiên cứu muốn đo lường xem mức độ tác động của các nhân tố ảnh hưởng như thế nào đến “Công tác quản trị nguồn nhân lực ” tại CTCP Đầu tư dệt may Thiên An Phát, thông qua hồi quy dựa trên việc đo lường sự ảnh hưởng của các nhân tố được rút trích từ phân tích nhân tố EFA. Mô hình hồi quy có dạng như sau: DG = β0 + β1*CTTD + β2*CTDT +β3*CTLT + β4*CTDG + β5*MTLV + Ui Trong đó: DG: Đánh giá chung về công tác quản trị nguồn nhân lực của CTCP Đầu tư Dệt may Thiên An Phát CTTD: Công tác tuyển dụng CTDT: Công tác đào tạo và thăng tiến CTLT: Công tác lương thưởng , phúc lợi đãi ngộ CTDG: Công tác đánh giá nhân viên MTLV: Môi trường và điều kiện làm việc β0: Hằng số βi: Các hệ số hồi quy (i > 0) Ui: Sai số 2.4.5.2 Đánh giá mức độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính bội Để đánh giá độ phù hợp của mô hình, ta sử dụng giá trị R 2 điều chỉnh và kiểm định ANOVA. Tiến hành kiểm định dựa trên số liệu thu thập được theo phương pháp Variables Entered/Removed. Trương Đai hoc Kinh tê Huê

Khóa luận tốt nghiệp GVGD: PGS.TS. Nguyễn Thị Minh Hòa SVTH: Trần Thị Minh Thi 77 Bảng 20: Thống kê phân tích hệ số hồi quy (Model summary) Model Summary b Môhình R R 2 R 2 hiệu chỉnh Sai số ước tính 1 ,732a ,536 ,517 ,39669 (Nguồn: Số liệu điều tra được xử lý bằng phần mềm SPSS) Tiến hành so sánh giá trị R 2 và R 2 hiệu chỉnh ta thấy R 2 hiệu chỉnh = 0,517 < R 2 = 0,536 cho thấy mô hình hợp lý để đánh giá mức độ ảnh hưởng của các yếu tố đến Đánh giá chung về công tác QTNNL của Công ty (DG). Sau khi chạy hồi quy tuyến tính bội với phương pháp đưa vào một lượt (Enter) ta có hệ số R 2 hiệu chỉnh = 0,517> 0,5, điều này có nghĩa là các biến độc lập giải thích được 51,7% cho sự biến thiên của nhân tố phụ thuộc “DG”, còn lại là do tác động của các yếu tố khác ngoài mô hình. Bảng 21: Kết quả kiểm định ANOVA ANOVA a Mô hình Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig, 1 Regression 22,512 5 4,502 28,612 ,000b Residual 19,513 124 ,157 Total 42,025 129 (Nguồn: Số liệu điều tra được xử lý bằng phần mềm SPSS) Kiểm định F sử dụng trong bảng phương sai với giả thuyết:  H 0 : Mô hình hồi quy tuyến tính không phù hợp (β 1 = β 2 = β 3 = β 4 = 0)  H 1 : Mô hình hồi quy tuyến tính phù hợp (tồn tại ít nhất 1 β khác 0) Nhìn vào kết quả phân tích ANOVA ở bảng trên cho thấy giá trị Sig = 0,000 < 0,05 do vậy bác bỏ giả thuyết H 0 . Như vậy, sự kết hợp giữa các biến độc lập giải thích tốt được các thay đổi của biến phụ thuộc “DG”, mô hình hồi quy tuyến tính được xem là phù hợp. Trương Đai hoc Kinh tê Huê

Khóa luận tốt nghiệp GVGD: PGS.TS. Nguyễn Thị Minh Hòa SVTH: Trần Thị Minh Thi 78 2.4.5.3 Kiểm định các khiếm khuyết của mô hình hồi quy tuyến tính bội Việc đánh giá tác động của năm thành phần của quản trị nguồn nhân lực đến công tác QTNNL của DN được thể hiện thông qua phân tích mô hình hồi quy tuyến tính dựa vào dữ liệu từ 130 bảng trả lời, kết quả hồi quy được trình bày ở bảng 22. Bảng 22: Kết quả mô hình hồi quy các yếu tố ảnh hưởng đến “DG” Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Thống kê cộng tác B Std. Error Beta Độ chấp nhận 1 (Constant) -2,212 ,511 -4,329 ,000 CTTD ,530 ,065 ,503 8,124 ,000 ,979 CTDT ,428 ,071 ,380 6,029 ,000 ,943 CTLT ,276 ,070 ,253 3,946 ,000 ,909 CTDG ,177 ,065 ,170 2,724 ,007 ,959 MTLV ,178 ,075 ,152 2,366 ,020 ,908 (Nguồn: Số liệu điều tra được xử lý bằng phần mềm SPSS) Sau quá trình phân tích hồi quy bằng phương pháp hồi quy (Enter) cho kết quả ở bảng trên. Các yếu tố này đều có hệ số Sig < 0,05 cho thấy rằng các biến hồi quy có tác động đến công tác QTNNL của DN nên ta có thể sử dụng các biến này trong mô hình. Ta có hàm hồi quy như sau: DG = -2,212+0,530 * CTTD + 0,428 *CTDT + 0,276 *CTLT +0,177 *CTDG + 0,178*MTLV Từ kết quả chạy phân tích EFA cho ra 5 biến độc lập và khi đưa vào hồi quy thì các yếu tố đều được giữ lại. Thông qua hệ số β trong mô hình hồi quy, ta biết được mức độ quan trọng của các nhân tố tham gia vào phương trình. Các hệ số β đều có giá trị dương chứng tỏ các biến độc lập đều có tác động cùng chiều đến biến phụ thuộc. Và bất cứ một sự thay đổi nào của một trong 5 nhân tố trên đều có thể tạo nên sự thay đổi đối với “đánh giá chung về công tác QTNNL” Phương trình hồi quy đa biến được ước lượng trên cho thấy “Công tác tuyển dụng” (beta = 0,530) và “Công tác đào tạo, thăng tiến” (beta = 0,428) là hai biến có Trương Đai hoc Kinh tê Huê

Khóa luận tốt nghiệp GVGD: PGS.TS. Nguyễn Thị Minh Hòa SVTH: Trần Thị Minh Thi 79 hệ số beta lớn nhất nên sẽ có tác động mạnh nhất đến đánh giá chung về công tác quản trị NNL tại CTCP Đầu tư dệt may Thiên An Phát.  Kiểm định giả thuyết của mô hình hồi quy Từ phương trình hồi quy tuyến tính, ta xác định có 5 nhân tố ảnh hưởng đến công tác QTNNL tại CTCP Đầu tư dệt may Thiên An Phát và chúng được sắp xếp theo các hệ số thứ tự giảm dần là: (1) Công tác tuyển dụng, (2) Công tác đào tạo và thăng tiến, (3) Công tác lương thưởng và phúc lợi đãi ngộ, (4) Môi trường và điều kiện làm việc, và (5) Công tác đánh giá nhân viên. Các nhân tố này đều có tương quan thuận chiều đến công tác QTNNL. Cụ thể như sau:  Kết quả hồi quy cho thấy công tác tuyển dụng có tác động lớn nhất đến đánh giá chung về công tác QTNNL tại Công ty Thiên An Phát với giá trị β = 0,530 có nghĩa trong điều kiện các biến khác không thay đổi khi biến “CTTD” tăng lên 1 đơn vị thì “DG” sẽ tăng lên 0,530 đơn vị. Điều này cho thấy nhân viên đồng ý là Công ty có chính sách tuyển dụng rõ ràng, quá trình tuyển dụng công khai ,minh bạch, tuyển dụng đúng vị trí, tiêu chuẩn công việc. Có nghĩa là công tác tuyển dụng càng rõ ràng, khoa học thì đánh giá về công tác QTNNL càng cao.  Công tác đào tạo và thăng tiến: nhân tố có hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa là β = 0,428, đây là nhân tố có tác động lớn thứ 2 đến đánh giá chung về công tác quản trị NNL. Điều này nói rằng nếu các yếu tố khác không đổi và công tác đào tạo, thăng tiến được đánh giá tăng 1 đơn vị thì đánh giá chung về công tác quản trị NNL tăng 0,428 đơn vị. Như vậy, nhân viên đồng ý rằng họ có cơ hội được nâng cao chuyên môn, tay nghề và khả năng thăng tiến nên việc có các chính sách về đào tạo và thăng tiến rõ ràng thì đánh giá về công tác QTNNL càng cao.  Công tác lương thưởng , phúc lợi đãi ngộ tăng lên 1 đơn vị trong khi các yếu tố khác không thay đổi thì biến phụ thuộc “DG” sẽ tăng lên 0,276 đơn vị, đây là nhân tố lớn thứ 3 trong các nhân tố. Chứng tỏ công tác lương thưởng, phúc lợi đãi ngộ cũng rất cần được quan tâm để nâng cao chất lượng hiệu quả công việc và cơ hội thăng tiến cho nhân viên.  Môi trường, điều kiện làm việc với giá trị β = 0,178 có tác động lớn thứ 4 đến biến phụ thuộc có nghĩa là trong điều kiện các biến khác không thay đổi khi biến “MTLV” tăng lên 1 đơn vị thì “DG” sẽ tăng lên 0,178 đơn vị. Điều này cho Trương Đai hoc Kinh tê Huê