Bài viết tiến hành đánh giá tác động của các nhân tố tới phát triển nhân lực trong các doanh nghiệp may tại Hưng Yên thông qua nghiên cứu nhân tố bên trong, bên ngoài và nhân tố bản thân người lao động.
ISSN 2354-0575 ĐÁNH GIÁ CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG TỚI PHÁT TRIỂN NHÂN LỰC TRONG DOANH NGHIỆP NGÀNH MAY TẠI HƯNG YÊN Nguyễn Quốc Phóng, Nguyễn Thị Minh Ngọc Trường Đại học Sư phạm Kỹ thuật Hưng Yên Ngày tòa soạn nhận báo: 12/11/2018 Ngày phản biện đánh giá sửa chữa: 23/11/2018 Ngày báo chấp nhận đăng: 03/12/2018 Tóm tắt: Các doanh nghiệp may mặc ngày thể vai trò phát triển kinh tế địa phương, đặc biệt vấn đề giải công ăn việc làm Để góp phần vào cơng tác phát triển nhân lực ngành may nhóm tác giả thực nghiên cứu đánh giá tác động nhân tố tới phát triển nhân lực doanh nghiệp may Hưng Yên thơng qua nghiên cứu nhân tố bên trong, bên ngồi nhân tố thân người lao động Từ việc tổng hợp cơng trình nghiên cứu số nhà khoa học trước đây, viết đề xuất mô hình nghiên cứu, tiến hành nghiên cứu định lượng nhằm phân tích mức độ tác động nhân tố đến phát triển nhân lực doanh nghiệp may Hưng Yên đưa số gợi ý giải pháp nhằm phát triển nhân lực cho doanh nghiệp may thời gian tới Từ khóa: phát triển nhân lực, doanh nghiệp may Đặt vấn đề Trong năm trở lại Hưng Yên tỉnh có tốc độ phát triển kinh tế cao khu vực, năm 2018 tốc độ tăng trưởng 9,64% tốc độ tăng trưởng kim ngạch xuất 15,49% so với năm 2017 có đóng góp lớn doanh nghiệp dệt may địa bàn tỉnh Hưng Yên Hiện tại, Hưng Yên có tới 113 doanh nghiệp may mặc, sử dụng 43 nghìn lao động với mục tiêu đưa Hưng Yên trở thành năm khu vực trọng điểm dệt may khu vực Đồng Bằng Bắc Bộ tận dụng lợi từ hiệp định CPTPP… công tác phát triển nhân lực doanh nghiệp may mặc cần quan tâm Với viết nhóm tác giả thực nghiên cứu nhằm nhân tố tác động đến phát triển nhân lực doanh nghiệp ngành may đồng thời đưa số giải pháp nhằm phát triển nhân lực Cơ sở lý thuyết mơ hình nghiên cứu 2.1 Một số quan điểm nghiên cứu Có nhiều quan điểm khác phát triển nhân lực theo tác giả Leonard Nadler (1984), Phát triển nhân lực kinh nghiệm học tập có tổ chức diễn khoảng thời gian định nhằm tăng khả cải thiện kết thực công việc, tăng khả phát triển tổ chức cá nhân Khái niệm tập chung vào trình đào tạo, học tập thay đổi khả người lao động doanh nghiệp [2] Như vậy, phát triển nhân lực tổng hợp hoạt động học tập có tổ chức nhằm thay đổi hành vi, khả thực công việc người lao động tăng khả phát triển tổ chức Một số quan điểm nghiên cứu liên quan đến nhân tố ảnh hưởng tới phát triển nhân lực: Môi trường kinh tế bao gồm yếu tố tốc độ tăng trưởng kinh tế, lạm phát, dân số, có ảnh hưởng đến nhu cầu nhân lực chất lượng số lượng người lao động Pháp luật lao động tác động đến chế, sách tiền lương, BH…, ảnh hưởng thu hút nhân lực doanh nghiệp Thay đổi khoa học công nghệ: với CMCN 4.0 làm xuất công nghệ mới, ngành nghề đòi hỏi người lao động phải trang bị kiến thức kỹ Giáo dục đào tạo nhân lực: Các sở giáo dục đào tạo dệt may nơi cung cấp lao động quan trọng cho doanh nghiệp Các sách hỗ trợ địa phương tạo điều kiện thuận lợi gây khó khăn cho doanh nghiệp may phát triển Chính sách thu hút tuyển dụng nhân lực thể qua mục đích, yêu cầu, cách thức tuyển chọn lao động doanh nghiệp nhằm đảm bảo đủ số lượng, chất lượng nhân lực nhân lực Công tác đào tạo, đào tạo lại nhân lực: Nhân lực được trang bị kiến thức, kỹ cần thiết nghề nghiệp Phân tích đánh giá kết công việc nhằm cung cấp thông tin phản hồi để nhân viên biết mức độ hồn thành nhiệm vụ, kích thích nhân viên có sáng kiến Các sách người lao động tiền lương, thưởng, chế độ phúc lợi, điều kiện làm Khoa học & Công nghệ - Số 20/Tháng 12 - 2018 Journal of Science and Technology 71 ISSN 2354-0575 việc gắn với việc thúc đẩy người lao động thực tốt cơng việc Yếu tố thân người lao động: Ý thức học tập, rèn luyện, sức khỏe, trình độ học vấn Số phiếu phát 226, số phiếu thu 198 phiếu (87,6%), loại bỏ phiếu khơng hợp lệ, cịn lại 190 phiếu tác giả sử dụng để nhập xử lý liệu Dữ liệu nhập vào excel, sau thực phân tích liệu phần mềm SPSS 20 nhằm đánh giá mức độ tin cậy thang đo Cronbach’s Alpha, phân tích nhân tố khám phá (EFA) xây dựng mơ hình hồi quy 2.2 Phương pháp nghiên cứu Nghiên cứu thực qua bước định tính định lượng, với biến quan sát xây dựng thang đo Likert điểm (từ 1= hồn tồn khơng hài lịng đến = hồn tồn hài lịng) Kết nghiên cứu định tính giúp hình thành bảng hỏi gồm 34 biến quan sát nghiên cứu định lượng tiến hành sau 2.3 Mô hình giả thiết nghiên cứu 2.3.1 Mô hình nghiên cứu Mơ hình nghiên cứu lý thuyết nhóm tác giả đề xuất sau: Thay đổi mơi trường kinh tế (KT) H1 Pháp luật lao động (PL) H2 Thay đổi khoa học công nghệ (KH) H3 Giáo dục đào tạo nhân lực (GD) H4 Chính sách hỗ trợ địa phương (CS) H5 Phát triển nhân lực doanh nghiệp may (PT) H6 Chính sách tuyển dụng lao động (TD) Công tác đào tạo đào tạo lại (DT) H7 H8 Cơng tác phân tích đánh giá cơng việc (DG) Các sách người lao động (TSC) H9 H10 Yếu tố thân người lao động (BT) Hình Mơ hình nghiên cứu đề xuất 2.3.2 Giả thiết nghiên cứu Mơ hình nghiên cứu lý thuyết cụ thể hóa qua giả thuyết sau: Các giả thuyết tương ứng từ giả thiết (H1) đến giả thiết 10 (H10) có tác động chiều đến phát triển nhân lực doanh nghiệp may Hưng Yên Kết nghiên cứu 3.1 Đặc điểm mẫu nghiên cứu Trong 190 mẫu nghiên cứu khảo sát có 60% phiếu khảo sát thu thập lao động gián tiếp 40% lao động trực tiếp sản xuất Cũng theo kết nghiên cứu số lao động nam chiếm 35,3%, số lao động nữ chiếm 64,7% điều thể phù hợp ngành may ngành cần nhiều lao động nữ so với nam Về độ tuổi có 55% lao động 30 tuổi, có 45% 30 72 tuổi lao động 40 tuổi 14%, nhóm có nhiều hạn chế việc học tập để nâng cao trình Kết điều tra cho thấy lao động có trình độ trung cấp, sơ cấp nghề 13%; cao đẳng, cao đẳng nghề chiếm 28%; lao động chưa qua đào tạo chiếm 39%, lại tỷ lệ có trình độ đại học trở lên Điều cho thấy doanh nghiệp may lao động chưa qua đào tạo chiếm tỷ lệ cao 3.2 Kiểm định độ tin cậy thang đo Độ tin cậy thang đo thực thông qua hệ số Cronbach’s Alpha, biến quan sát bị loại hệ số tương quan biến – tổng lớn 0.3; tiêu chuẩn để chọn thang đo có hệ số Cronbach’s Alpha lớn 0.6, hệ số lớn độ tin cậy cao (Thọ &Trang, 2009) Khoa học & Công nghệ - Số 20/Tháng 12 - 2018 Journal of Science and Technology ISSN 2354-0575 Bảng Hệ số Cronbach’s Alpha Biến quan sát Số biến Cronbach's Alpha Thay đổi môi trường kinh tế (KT) Pháp luật lao động (PL) Thay đổi khoa học công nghệ (KH) Giáo dục đào tạo nhân lực (GD) Chính sách hỗ trợ địa phương (CS) Chính sách thu hút tuyển dụng lao động (TD) Công tác đào tạo đào tạo lại (DT) Cơng tác phân tích đánh giá cơng việc (DG) Các sách người lao động (TCS) Yếu tố thân (BT) Phát triển nhân lực (PT) 3 3 3 3 602 681 672 785 706 761 619 833 923 838 654 Qua Bảng ta nhận thấy hệ số Cronbach’s Alpha đạt yêu cầu > 0.6 Các biến sử dụng phân tích nhân tố khám phá EFA 3.3 Phân tích nhân tố khám phá EFA Phân tích EFA thực với 34 biến quan sát phương pháp trích “Principal Tương quan biến-tổng nhỏ 396 448 335 558 500 434 300 549 774 547 444 Component” quay “Varimax” Kết kiểm định qua lần quay biến quan sát GD1, GD2, GD3 bị loại khỏi mơ hình barlett với sig 0.00 nhỏ 0.05 hệ số KMO 0.805 > 0.5 đạt yêu cầu Tổng phương sai trích 66.09% > 50% nên giải thích 66.09 % biến thiên liệu với nhóm nhân tố rút trích Bảng Bảng Ma trận xoay nhân tố lần TCS2 TCS1 TCS3 TCS4 TCS5 TCS6 PL3 CS2 PL2 PL1 CS3 CS1 BT2 BT3 BT1 BT4 DG2 DG3 DG1 850 821 780 704 684 624 Component 760 697 663 636 629 569 801 798 745 548 922 893 736 Khoa học & Công nghệ - Số 20/Tháng 12 - 2018 Journal of Science and Technology 73 ISSN 2354-0575 TD2 TD1 TD3 KH1 KH2 KH3 DT1 DT2 DT3 KT3 KT2 KT1 Hệ số KMO = 0.805 Giá trị P kiểm định Bartlett’s = 0,000 Phần trăm phương sai trích = 66,09% 830 804 682 871 747 571 804 721 609 719 634 576 Kết kiểm định KMO Bartlett’s phân tích EFA biến phụ thuộc có hệ số 652 với (sig) 0.000 < 0.005 cho thấy phân tích nhân tố khám phá phù hợp Tổng phương sai trích 59.98 >50% nên giải thích 59.98% biến thiên liệu Như biến đưa đạt yêu cầu để phân tích hồi quy Bảng Ma trận xoay nhân tố phát triển nhân lực Biến quan sát nhân tố PT1 PT2 PT3 Hệ số KMO = 0.652 Giá trị P kiểm định Bartlett’s = 0,000 Phần trăm phương sai trích = 59.98% 810 760 752 3.4 Kiểm tra ma trận tương quan Bảng Ma trận Hệ số tương quan Pearson TSC Hệ số Mức ý nghĩ Hệ số CSPL Mức ý nghĩ Hệ số BT Mức ý nghĩ Hệ số DG Mức ý nghĩ Hệ số TD Mức ý nghĩ Hệ số KH Mức ý nghĩ Hệ số DT Mức ý nghĩ Hệ số KT Mức ý nghĩ Hệ số PT Mức ý nghĩ TSC 74 481** 000 CSPL -.279** 000 BT 646** 000 -.177* 015 DG 171* 018 052 475 093 200 TD 042 561 307** 000 211** 003 -.110 130 KH 294** 000 061 405 175* 016 052 477 199** 006 DT 295** 000 111 129 159* 029 083 254 -.070 335 195** 007 KT 496** 000 -.217** 003 407** 000 174* 017 085 244 136 061 046 533 -.016 825 434** 000 077 290 005 942 425** 000 417** 000 190** 009 Khoa học & Công nghệ - Số 20/Tháng 12 - 2018 Journal of Science and Technology ISSN 2354-0575 Từ Bảng 4, biến độc lập TSC, BT, KH, DT, KT có tương quan với biến phụ thuộc mức ý nghĩa 5%, biến cịn lại CSPL, DG, TD khơng có tương quan với biến phụ thuộc mức ý nghĩa 5% nên bị loại phân tích hồi quy 3.5 Kiểm định mơ hình hồi quy Kết phân tích hồi quy sau loại biến CSPL, DG, TD trình bày Bảng sau: Bảng Kết hồi quy Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa Giá trị Ý Đa cộng tuyến t nghĩa Độ chấp nhận Hệ số VIF B Sai số chuẩn Beta Hằng số 308 297 1.038 301 TSC 141 067 165 2.116 036 522 1.917 BT 207 065 235 3.191 002 582 1.719 KH 295 062 282 4.761 000 901 1.110 DT 282 061 276 4.657 000 898 1.113 R hiệu chỉnh: 416 Thống kê F (ANOVA): 42.491 Mức ý nghĩa (Sig ANOVA): 0.000 Durbin-Watson: 1.930 Kết phân tích phương sai ANOVA lần có biến quan sát KT với giá trị sig > 0.05 nên bị loại thực phân tích lần cho kết quả: giá trị thống kê F= 42.491 với giá trị sig = 0.00 chứng tỏ mô hình phù hợp với tập liệu Durbin-Watson: 1.930