Nghiên cứu này tập trung phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến hoạt động quản trị nhân lực trong các doanh nghiệp trên địa bàn tỉnh Hưng Yên thông qua số liệu của nghiên cứu được thu thập thông qua phát phiếu khảo sát 270 giám đốc, quản lý và nhân viên. Nghiên cứu sử dụng phương pháp kiểm định độ tin cậy bằng hệ số Cronbach’s anpha, phân tích nhân tố khám phá và hồi quy tuyến tính.
ISSN 2354-0575 CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN HOẠT ĐỘNG QUẢN TRỊ NHÂN LỰC TRONG CÁC DOANH NGHIỆP TRÊN ĐỊA BÀN TỈNH HƯNG YÊN Nguyễn Thị Mơ, Hoàng Văn Huệ, Bùi Thị Thu Thủy Trường Đại học Sư phạm kỹ thuật Hưng Yên Ngày tòa soạn nhận báo: 09/10/2018 Ngày phản biện đánh giá sửa chữa: 15/11/2018 Ngày báo xét duyệt đăng: 21/11/2018 Tóm tắt: Nghiên cứu tập trung phân tích nhân tố ảnh hưởng đến hoạt động quản trị nhân lực doanh nghiệp địa bàn tỉnh Hưng Yên Số liệu nghiên cứu thu thập thông qua phát phiếu khảo sát 270 giám đốc, quản lý nhân viên Nghiên cứu sử dụng phương pháp kiểm định độ tin cậy hệ số Cronbach’s anpha, phân tích nhân tố khám phá hồi quy tuyến tính Kết cho thấy, nhân tố môi trường bên môi trường bên ngồi có ảnh hưởng chiều đến hoạt động quản trị nhân lực khơng có khác biệt theo độ tuổi, giới tính, trình độ chun mơn chức vụ quản trị nhân lực doanh nghiệp Từ khóa: quản trị nhân lực, nhân tố ảnh hưởng I Đặt vấn đề Quản trị nhân lực gắn liền với tổ chức, có gốc rễ nhánh trải rộng khắp nơi tổ chức Quản trị nhân lực diện khắp phòng ban, cấp quản trị có nhân viên quyền phải có quản trị nhân lực Cung cách quản trị nhân lực tạo bầu khơng khí văn hố cho doanh nghiệp Đây yếu tố định đến thành bại doanh nghiệp Do vậy, cơng tác quản trị nhân lực có vai trị to lớn hoạt động sản xuất kinh doanh doanh nghiệp, hoạt động bề sâu chìm bên doanh nghiệp lại mang yếu tố định đến kết hoạt động kinh doanh doanh nghiệp Hưng Yên tỉnh có tốc độ cơng nghiệp hóa nhanh, tạo điều kiện cho hình thành phát triển mạnh doanh nghiệp với số lượng lớn nhiều lĩnh vực khác Trong q trình phát triển doanh nghiệp cịn nhiều vấn đề đặt khiến cho chất lượng hiệu cơng việc chưa cao Trong đó, cơng tác quản trị nhân lực doanh nghiệp chưa trọng mức, việc nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng đến hoạt động quản trị nhân lực nghiên cứu thực có ý nghĩa, nhằm tìm nhân tố mức độ tác động nhóm nhân tố tới hoạt động quản trị nhân lực doanh nghiệp II Cơ sở lý thuyết phương pháp nghiên cứu Cơ sở lý thuyết Nguồn nhân lực tài sản quan trọng tổ chức nguồn lực tạo giá trị lớn giá trị thân giúp doanh nghiệp tạo 48 nên khác biệt Nguồn nhân lực tổ chức bao gồm tất người làm việc tổ chức (Trần Xuân Cầu, 2014) Theo Guest (1987), quản trị nguồn nhân lực hệ thống sách nhằm tối đa hóa hội nhập tổ chức, cam kết nhân viên, tính linh hoạt chất lượng cơng việc Với quan điểm có tính hệ thống, Wright McMahan (1992, trang 228) định nghĩa: quản trị nguồn nhân lực mơ hình triển khai kế hoạch nguồn nhân lực hoạt động cho phép tổ chức đạt mục tiêu Theo Nguyễn Vân Điềm cộng (2010), quản trị nguồn nhân lực tất hoạt động tổ chức để thu hút, xây dựng, phát triển, đánh giá, bảo toàn gìn giữ lực lượng lao động yêu cầu phù hợp với công việc tổ chức số lượng chất lượng Thực chất quản trị nguồn nhân lực công tác quản lý người phạm vi nội tổ chức, đối xử tổ chức người lao động Mơ hình giả thuyết nghiên cứu Dựa sở lý thuyết tiếng trên, nghiên cứu Trần Thị Kim Dung (2005), Đinh Văn Tới (2018), Đào Văn Tú (2017) khảo sát tình hình thực tế doanh nghiệp địa bàn tỉnh Hưng Yên Tác giả đề xuất mơ hình giả thuyết nghiên cứu sau Giả thuyết nghiên cứu: H1: Môi trường bên ngồi doanh nghiệp có tác động chiều tới hoạt động quản trị nhân lực H2: Môi trường bên doanh nghiệp có tác động chiều tới hoạt động quản trị nhân lực H3 Nhân tố nhà quản trị có tác động chiều tới hoạt động quản trị nhân lực Khoa học & Công nghệ - Số 20/Tháng 12 - 2018 Journal of Science and Technology ISSN 2354-0575 H4 Nhân tố người lao động DN tác động chiều tới hoạt động quản trị nhân lực H5 Có ảnh hưởng khác biệt giới tính tới hoạt động quản trị nhân lực H6 Có ảnh hưởng khác biệt độ tuổi tới hoạt động quản trị nhân lực H7: Có ảnh hưởng khác biệt chuyên môn tới hoạt động quản trị nhân lực H8: Có ảnh hưởng khác biệt chức vụ tới hoạt động quản trị nhân lực Mơ hình hồi quy sử dụng: Y = β0 + β1X1 + β2X2 + β3X3 + β4X4 + ei Trong đó: Y hoạt động quản trị nhân lực X1: Môi trường bên ngồi doanh nghiệp X2: Mơi trường bên doanh nghiệp X3: Nhân tố nhà quản trị X4: Nhân tố người ei: Sai số ngẫu nhiên β0, β1, β2, β3, β4: Các hệ số hồi quy Biến kiểm soát: - Giới tính (H5) - Độ tuổi (H6) - Chuyên mơn(H7) - Chức vụ (H8) Sơ đồ Mơ hình nghiên cứu đề xuất Phương pháp nghiên cứu Nghiên cứu thực phương pháp nghiên cứu: nghiên cứu định tính nghiên cứu định lượng Thang đo Likert với cấp độ sử dụng bảng câu hỏi khảo sát: (1) Hồn tồn khơng đồng ý; (2) Khơng đồng ý; (3) Khơng có ý kiến; (4) Đồng ý; (5) Hoàn toàn đồng ý Thang đo đo lường nhân tố với 23 quan sát Trong nhân tố mơi trường bên ngồi (MTN) có quan sát; mơi trường bên (MTT) có quan sát; nhân tố nhà quản trị (QT) có quan sát; Nhân tố người lao động có quan sát, Biến phụ thuộc có quan sát Các thơng tin cá nhân giới tính, độ tuổi, trình độ chun mơn chức vụ thiết kế bảng câu hỏi theo thang đo định tính, định lượng dùng để sàng lọc thu thập thông tin ứng viên Dữ liệu thu làm sạch, xử lý sơ với hỗ trợ phần mềm SPSS 20.0 Để khẳng định thang đo lường đảm bảo độ tin cậy, độ hiệu lực hội tụ độ hiệu lực phân biệt, nghiên cứu thực bước: tính tốn độ tin cậy Cronbach’s alpha phân tích nhân tố khám phá EFA cho tất thang đo thủ tục Principal Axis Factoring với phép quay Promax Để đánh giá mô hình đề xuất, điểm nhân tố tính, sau (Nguồn: Tác giả đề xuất) phương pháp hồi quy bội sử dụng III Kết nghiên cứu thảo luận Đánh giá độ tin cậy thang đo hệ số Cronbach’s alpha Kết kiểm định độ tin cậy thang đo biến độc lập cho thấy Cronbach’s Alpha 0,819>0,6 hệ số tương quan biến tổng phải lớn 0,3 đưa vào phân tích nhân tố Do vậy, cần loại biến MTN3, MTN6, MTT3, MTT5, QT3, QT5, NLD2, NLD4 khỏi mơ hình Kết cuối cịn 15 quan sát đưa vào phân tích nhân tố Kết kiểm định thang đo biến phụ thuộc cho thấyCronbach’s Alpha 0,93>0,6 hệ số tương quan biến tổng lớn 0,3 nên đạt yêu cầu đưa vào phân tích nhân tố Phân tích nhân tố khám phá - EFA Sau kiểm định độ tin cậy thang đo thông qua hệ số Cronbach’s Alpha, thang đo đánh giá phương pháp phân tích nhân tố khám phá (EFA) Phương pháp trích yếu tố sử dụng Principal components với phép quay Varimax Khoa học & Công nghệ - Số 20/Tháng 12 - 2018 Journal of Science and Technology 49 ISSN 2354-0575 Bảng Kết phân tích nhân tố khám phá biến độc lập KMO and Bartlett’s Test Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy .845 Approx Chi-Square 7371.284 Bartlett’s Test of Sphericity Df 105 Sig .000 (Nguồn: Tác giả xử lý SPSS) Kết phân tích nhân tố cho thấy phân tích nhân tố thích hợp với liệu nghiên cứu có hệ số KMO 0.845 (0,5 < KMO < 1) Đồng thời kết kiểm định Bartlett’s với mức ý nghĩa sig Là 0,000 nhỏ 0,05 Các biến quan sát tổng thể có mối tương quan với chứng tỏ liệu dùng để phân tích nhân tố hồn tồn thích hợp Bảng Kết phân tích nhân tố khám phá biến phụ thuộc Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy Approx Chi-Square Bartlett's Test of Sphericity Df Sig TT Quan sát Hệ số tải nhân tố Kế hoạch hóa nguồn nhân lực 931 Công tác tuyển dụng nhân lực 944 Hoạt động đào tạo phát triển 642 Đánh giá thực công việc 394 Tiền lương chế độ phúc lợi 638 Các quan hệ lao động 927 Eigen value 4.477 Phương sai trích (%) 74.609 Phương sai trích tích lũy (%) 74.609 (Nguồn: Tác giả xử lý SPSS) 870 2130.724 15 000 Phân tích EFA với phương sai trích nhân tố Principal compoment, phép quay Varimax trích nhân tố với biến quan sát phương sai trích tích lũy 74.609% (>50%) đạt yêu cầu Phân tích tương quan nhân tố ảnh hưởng đến hoạt động quản trị nhân lực doanh nghiệp địa bàn tỉnh Hưng Yên Ma trận tương quan Bảng trình bày hệ số tương quan Pearson (r) biến nghiên cứu ý nghĩa hệ số Mức ý nghĩa hệ số nhỏ (Sig nhỏ 0,05) nên hệ số tương quan có ý nghĩa thống kê Bảng Tương quan nhân tố đến QTNL QTNL MTN 260** 000 226 Pearson Correlation Sig (2-tailed) N 226 Pearson Correlation 260** MTN Sig (2-tailed) 000 N 226 226 Pearson Correlation 329** 914** MTT Sig (2-tailed) 000 000 N 226 226 Pearson Correlation 200** 928** QT Sig (2-tailed) 003 000 N 226 226 Pearson Correlation 211** 798** NLD Sig (2-tailed) 001 000 N 226 226 ** Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed) QTNL 50 Khoa học & Công nghệ - Số 20/Tháng 12 - 2018 MTT 329** 000 226 914** 000 226 226 906** 000 226 898** 000 226 QT 200** 003 226 928** 000 226 906** 000 226 226 774** 000 226 NLD 211** 001 226 798** 000 226 898** 000 226 774** 000 226 226 (Nguồn: Tác giả xử lý SPSS) Journal of Science and Technology ISSN 2354-0575 Phân tích hồi quy tuyến tính Phân tích hồi quy thực với biến độc lập, tác giả tiến hành kiểm tra giả định Với giả thuyết ban đầu cho mơ hình lý thuyết hồi quy có dạng sau: Y = β0 + β1X1 + β2X2 + β3X3 + β4X4 + ei Trong đó: Y hoạt động quản trị nhân lực X1: Mơi trường bên ngồi doanh nghiệp X2: Mơi trường bên doanh nghiệp X3: Nhân tố nhà quản trị X4: Nhân tố người ei: Sai số ngẫu nhiên β0, β1, β2, β3, β4: Các hệ số hồi quy Bảng Mức độ giải thích mơ hình Mơ hình R 474a R2 524 Bảng số liệu cho thấy, R2 hiệu chỉnh 510 nghĩa 51% biến thiên hoạt động quản trị nhân lực giải thích biến thiên R2 hiệu chỉnh 510 Độ lệch chuẩn 52999 Durbin-Watson 1.929 biến độc lập Ngồi kiểm định Durbin-Watson d = 1.929 (1