4.3.1 Tổ chức phỏng vấn (PV)
Bảng 4.13: Kết quả phân tích độ tin cậy của nhân tố Tổ chức phỏng vấn (PV)
Biến.quan.
sát
Trung.bình.
thang.đo.nếu loại.biến
Phương.sai.
thang.đo.nếu loại.biến
Hệ.số.tương.
quan.biến.tổng
Cronbach's Alpha.nếu.loại.
biến Thang đo "Tổ chức phỏng vấn (PV)": Cronbach's Alpha=0,873
PV1 12,05 7,451 0,791 0,811
PV2 12,34 7,552 0,727 0,839
PV3 11,72 8,725 0,690 0,853
PV4 11,71 8,124 0,713 0,843
(Nguồn: Xử.lý.dữ.liệu.khảo.sát)
Thang đo "Tổ chức phỏng vấn (PV)" đạt độ tin cậy vì có hệ số Cronbach's Alpha là 0,873 > 0,6. Các biến quan sát đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0,3. Và nếu loại bất kì biến nào thì hệ số Cronbach's Alpha này sẽ giảm. Vì vậy, trong thang đo tất cả các biến sẽ không bị loại và được sử dụng ở các bước phân tích tiếp theo.
4.3.2 Cơ sở vật chất (CS)
Bảng 4.14: Kết quả phân tích độ tin cậy của nhân tố Cơ sở vật chất (CS)
Biến.quan.
sát
Trung.bình.
thang.đo.nếu loại.biến
Phương.sai.
thang.đo.nếu loại.biến
Hệ.số.tương.
quan.biến.tổng
Cronbach's Alpha.nếu.loại.
Thang đo " Cơ sở vật chất (CS)": Cronbach's Alpha=0,901
CS1 11,86 7,881 0,799 0,866 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
CS2 11,76 8,144 0,780 0,873
CS3 12,14 7,373 0,797 0,866
CS4 12,17 7,564 0,750 0,884
(Nguồn: Xử.lý.dữ.liệu.khảo.sát)
Thang đo "Cơ sở vật chất (CS)" đạt độ tin cậy vì có hệ số Cronbach's Alpha là 0,901 > 0,6. Các biến quan sát đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0,3. Và nếu loại bất kì biến nào thì hệ số Cronbach's Alpha này sẽ giảm. Vì vậy, trong thang đo tất cả các biến sẽ không bị loại và được sử dụng ở các bước phân tích tiếp theo.
4.3.3 Tổ chức đào tạo (DT)
Bảng 4.15: Kết quả phân tích độ tin cậy của nhân tố Tổ chức đào tạo (DT)
Biến.quan.
sát
Trung.bình.
thang.đo.nếu loại.biến
Phương.sai.
thang.đo.nếu loại.biến
Hệ.số.tương.
quan.biến.tổng
Cronbach's Alpha.nếu.loại.
biến Thang đo " Tổ chức đào tạo (DT)": Cronbach's Alpha=0,897
DT1 16,60 12,635 0,744 0,874
DT2 16,40 12,240 0,750 0,873
DT3 16,64 11,652 0,757 0,873
DT4 16,13 13,488 0,749 0,876
DT5 16,41 12,468 0,749 0,873
(Nguồn: Xử.lý.dữ.liệu.khảo.sát)
Thang đo "Tổ chức đào tạo (DT)" đạt độ tin cậy vì có hệ số Cronbach's Alpha là 0,897 > 0,6. Các biến quan sát đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0,3. Và nếu loại bất kì biến nào thì hệ số Cronbach's Alpha này sẽ giảm. Vì vậy, trong thang đo tất cả các biến sẽ không bị loại và được sử dụng ở các bước phân tích tiếp theo.
4.3.4 Công tác hành chánh-giải quyết vấn đề (HC)
Bảng 4.16: Kết quả phân tích độ tin cậy của nhân tố Công tác hành chánh-giải quyết vấn đề (HC)
Biến.quan.
sát
Trung.bình.
thang.đo.nếu loại.biến (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Phương.sai.
thang.đo.nếu loại.biến
Hệ.số.tương.
quan.biến.tổng
Cronbach's Alpha.nếu.loại.
biến Thang đo " Công tác hành chánh-giải quyết vấn đề (HC)":
Cronbach's Alpha=0,913
HC1 12,45 7,987 0,758 0,904
HC2 12,48 7,382 0,818 0,884
HC3 12,27 8,261 0,821 0,883
HC4 12,33 8,127 0,828 0,880
(Nguồn: Xử.lý.dữ.liệu.khảo.sát)
Thang đo "Công tác hành chánh-giải quyết vấn đề (HC)" đạt độ tin cậy vì có hệ số Cronbach's Alpha là 0,913 > 0,6. Các biến quan sát đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0,3. Và nếu loại bất kì biến nào thì hệ số Cronbach's Alpha này sẽ giảm. Vì vậy, trong thang đo tất cả các biến sẽ không bị loại và được sử dụng ở các bước phân tích tiếp theo.
4.3.5 Đội ngũ nhân viên/ giáo viên (NV)
Bảng 4.17: Kết quả phân tích độ tin cậy của nhân tố Đội ngũ nhân viên/ giáo viên (NV)
Biến.quan.
sát
Trung.bình.
thang.đo.nếu loại.biến
Phương.sai.
thang.đo.nếu loại.biến
Hệ.số.tương.
quan.biến.tổng
Cronbach's Alpha.nếu.loại.
biến Thang đo " Đội ngũ nhân viên/ giáo viên (NV)":
Cronbach's Alpha=0,871
NV1 12,82 6,822 0,624 0,870
NV2 12,49 7,186 0,731 0,835
NV3 12,51 6,672 0,766 0,818
NV4 12,69 6,335 0,795 0,805 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
(Nguồn: Xử.lý.dữ.liệu.khảo.sát)
Thang đo "Đội ngũ nhân viên/giáo viên (NV)" đạt độ tin cậy vì có hệ số Cronbach's Alpha là 0,871 > 0,6. Các biến quan sát đều có hệ số tương quan biến
tổng lớn hơn 0,3. Và nếu loại bất kì biến nào thì hệ số Cronbach's Alpha này sẽ giảm. Vì vậy, trong thang đo tất cả các biến sẽ không bị loại và được sử dụng ở các bước phân tích tiếp theo.
4.3.6 Chi phí tham gia chương trình (CP)
Bảng 4.18: Kết quả phân tích độ tin cậy của nhân tố Chi phí tham gia chương trình (CP)
Biến.quan.
sát
Trung.bình.
thang.đo.nếu loại.biến
Phương.sai.
thang.đo.nếu loại.biến
Hệ.số.tương.
quan.biến.tổng
Cronbach's Alpha.nếu.loại.
biến Thang đo " Chi phí tham gia chương trình (CP)":
Cronbach's Alpha=0,861
CP1 7,27 5,095 0,797 0,751
CP2 7,55 5,239 0,690 0,848
CP3 7,62 5,078 0,726 0,815
(Nguồn: Xử.lý.dữ.liệu.khảo.sát)
Thang đo "Chi phí tham gia chương trình (CP)" đạt độ tin cậy vì có hệ số Cronbach's Alpha là 0,861 > 0,6. Các biến quan sát đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0,3. Và nếu loại bất kì biến nào thì hệ số Cronbach's Alpha này sẽ giảm. Vì vậy, trong thang đo tất cả các biến sẽ không bị loại và được sử dụng ở các bước phân tích tiếp theo.
4.3.7 Sự hài lòng (HL)
Bảng 4.19: Kết quả phân tích độ tin cậy của nhân tố Sự hài lòng (HL)
Biến.quan.
sát
Trung.bình.
thang.đo.nếu loại.biến
Phương.sai.
thang.đo.nếu loại.biến
Hệ.số.tương. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
quan.biến.tổng
Cronbach's Alpha.nếu.loại.
biến Thang đo "Sự hài lòng (HL) ": Cronbach's Alpha=0,854
HL1 8,14 3,629 0,775 0,754
HL2 8,14 3,625 0,859 0,658
HL3 7,70 5,502 0,591 0,914
Thang đo "Sự hài lòng (HL)" đạt độ tin cậy vì có hệ số Cronbach's Alpha là 0,854 > 0,6. Các biến quan sát đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0,3. Hệ số Cronbach's Alpha sẽ tăng lên thành 0,914 nếu loại biến HL3, tuy nhiên nếu loại HL3 nhân tố HL chỉ còn 2 biến, nếu không loại HL3 hệ số Cronbach's Alpha = 0,854 vẫn nằm trong khoảng tin cậy cao. Vì vậy, trong thang đo tất cả các biến sẽ không bị loại và được sử dụng ở các bước phân tích tiếp theo.
Vì vậy, sau bước kiểm định Crosbach's Alpha, các biến đều được giữ lại. Tổng hợp kiểm định của từng nhóm biến như sau:
Bảng 4.20: Kết quả phân tích độ tin cậy của nhân tố Độc lập và Phụ thuộc
Nhân tố Số biến quan sát ban đầu Số biến quan sát sau kiểm định Cronbach' s Alpha Biến bị loại Tổ chức phỏng vấn 4 4 0,873 0 Cơ sở vật chất 4 4 0,901 0 Tổ chức đào tạo 5 5 0,897 0 Công tác hành chánh- giải quyết vấn đề 4 4 0,913 0
Đội ngũ nhân viên/ giáo viên
4 4 0,871 0
Chi phí tham gia chương trình
3 3 0,861 0
Sự hài lòng 3 3 0,854 0
(Nguồn: Xử.lý.dữ.liệu.khảo.sát)
4.4 Phân.tích.tương.quan.và.hồi.quy.bội 4.4.1 Xác.định.biến.độc.lập.và.biến.phụ.thuộc 4.4.1 Xác.định.biến.độc.lập.và.biến.phụ.thuộc
Để diễn tả các nhân tố tác động đến sự.hài.lòng của thực tập sinh kỹ năng đối với chất.lượng.dịch.vụ tuyển chọn – đào.tạo của các công ty phái cử, dựa trên mô hình nghiên cứu lý thuyết, có phương trình hồi quy tuyến tính bội như bên dưới:
HL= β0 + β1*PV + β2*CS + β3*DT + β4*HC + β5*NV + β6*CP
- Các biến độc lập: PV (Tổ chức phỏng vấn), CS (Cơ sở vật chất), DT (Tổ chức đào tạo), HC (Công tác hành chánh-giải quyết vấn đề), NV (Đội ngũ nhân viên/ giáo viên), CP (Chi phí tham gia chương trình). Các biến trên được tính dựa trên Z-score của mỗi nhân tố.
- Biến phụ thuộc (HL): Sự hài lòng của Thực tập sinh - βk là hệ số hồi quy riêng phần (k = 0, 1, 2, 3, 4, 5, 6)
4.4.2 Phân.tích.sự.tương.quan.giữa.các.nhân.tố
(Nguồn: Xử.lý.dữ.liệu.khảo.sát)
Bảng trên cho thấy Tương quan Pearson của 6 biến độc lập: PV, CS, DT, HC, NV, CP có Sig.=0,000 (nhỏ hơn 0,05). Do đó, kết luận sơ bộ rằng 6 biến độc lập có
Bảng 4.21: Ma.trận.tương.quan.giữa.các.nhân.tố
N=215 PV mean CS mean DT mean HC mean NV mean CP mean HL mean PVmean Pearson Correlation 1 0,826 ** 0,802** 0,761** 0,672** 0,654** 0,786** CSmean Pearson Correlation 0,826 ** 1 0,876** 0,804** 0,732** 0,703** 0,782** DTmean Pearson Correlation 0,802 ** 0,876** 1 0,798** 0,765** 0,685** 0,792** HCmean Pearson Correlation 0,761 ** 0,804** 0,798** 1 0,828** 0,702** 0,827** NVmean Pearson Correlation 0,672 ** 0,732** 0,765** 0,828** 1 0,722** 0,772** CPmean Pearson Correlation 0,654 ** 0,703** 0,685** 0,702** 0,722** 1 0,739** HLmean Pearson Correlation 0,786 ** 0,782** 0,792** 0,827** 0,772** 0,739** 1
thể đưa vào mô.hình.để.giải.thích.cho.biến.phụ.thuộc HL. Theo đó, HL và HC có hệ số r = 0,827 nên có tương quan mạnh nhất, ngược lại HL và CP có hệ số r = 0,739 nên sự tương quan yếu nhất. Bên cạnh đó, giữa các biến độc lập khác cũng có sự tương quan khá cao.
4.4.3 Phân.tích.hồi.quy.tuyến.tính.bội
Kiểm.định.sự.phù.hợp.của.mô.hình
(Nguồn: Xử lý dữ liệu khảo sát) (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Từ bảng trên, có thể thấy R2 = 0,774 nghĩa là sự biến thiên của 6 biến độc lập: PV, CS, DT, HC, NV, CP sẽ giải thích được 77,4% sự biến thiên của HL (sự.hài.lòng của TTS).
Bảng 4.23: Phân.tích.phương.sai.ANOVA
Tổng.bình. phương Bậc.tự.do Trung.bình bình.phương .F. .Sig. 1 Hồi.quy 165,365 6 27,561 122,933 0,000b Phần dư 46,633 208 0,224 Tổng 211,998 214 a. Biến độc lập (hằng số):
PV mean, CS mean, DT mean, HC mean, NV mean, CP mean b. Biến.phụ.thuộc: HL mean
(Nguồn: Xử.lý.dữ.liệu.khảo.sát)
Từ bảng trên, có thể thấy trị số F có mức ý nghĩa với Sig. = 0,000 < 0,05 tức là mô hình hồi quy có ý nghĩa thống kê.
Bảng 4.22: Tổng.kết.mô.hình.theo.R2
Mô hình R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số ước lượng Hệ số Durbin-Watson
1 0,883a 0,780 0,774 0,47349 1,760
a. Biến độc lập (hằng số):
PV mean, CS mean, DT mean, HC mean, NV mean, CP mean b. Biến phụ thuộc: HL mean
Kiểm định phân phối chuẩn
Hình 4.5: Biểu.đồ.tần.suất.của.phần.dư.chuẩn hóa
(Nguồn: Xử.lý.dữ.liệu.khảo.sát)
Biều đồ trên cho thấy giả thuyết phân phối chuẩn của phần dư không bị sai phạm vì phân phối chuẩn của phần dư xấp xỉ chuẩn mean = 1,04E – 15 (gần bằng 0) và độ lệch chuẩn Std.Dev. = 0,986 (gần bằng 1).
Hình 4.6: Biểu.đồ.tần.số.P – P plot.về.phân.phối.chuẩn.của.phần.dư
Quan sát biều đồ trên, có thể thấy giả định về phân phối chuẩn của phần dư được thỏa mãn vì các điểm của phần dư không phân tán xa mà ngẫu nhiên quanh đường chéo (còn gọi là đường thẳng kỳ vọng).
Kiểm định đa cộng tuyến
(Nguồn: Xử.lý.dữ.liệu.khảo.sát)
Hệ số phóng đại phương sai VIF có giá trị lớn nhất là 5,786 < 10 cho thấy đa cộng tuyến không đáng lo ngại.
Thêm nữa, có thể nói các phần dư độc lập với nhau, tức là giữa các phần dư không có sự tương quan vì ở kiểm định Durbin – Waston ra kết quả 1 < d = 1,75 < 3. Từ các kiểm định trên, có thể thấy mô hình hồi quy tuyến tính đã đưa ra là phù hợp với tổng thể và các giả định của hàm hồi quy không bị vi phạm.
Bảng 4.24: Thống kê phân tích các hệ số hồi quy
Mô hình Hệ số chưa chuẩn hóa
Hệ số chuẩn hóa
t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Sai số chuẩn Beta Dung sai VIF 1 (Hằng số) -0,252 0,173 -1,450 0,149 PVmean 0,268 0,067 0,248 3,990 0,000 0,275 3,643 CSmean -0,006 0,085 -0,005 -0,069 0,945 0,173 5,786 DTmean 0,156 0,086 0,137 1,817 0,071 0,186 5,366 HCmean 0,330 0,075 0,307 4,369 0,000 0,215 4,657 NVmean 0,133 0,075 0,113 1,771 0,078 0,258 3,875 CPmean 0,172 0,046 0,190 3,710 0,000 0,405 2,470
Kiểm.định.các.giả.thuyết.nghiên.cứu
Bảng 4.31 về thống kê phân tích các hệ số hồi quy ở trên cho thấy hệ số hồi quy chuẩn hóa (β) của 5 biến độc lập PV, ĐT, HC, NV, CP đều dương và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10% nên tác.động.cùng.chiều.vào.biến.phụ.thuộc HL. Đồng thời biến CS không.có.ý.nghĩa.thống kê, không có ảnh hưởng đến sự hài lòng.
Mức độ tác động của 5 biến độc lập này vào biến phụ thuộc theo thứ tự giảm dần như sau:
1. Công tác hành chính – xử lý vấn đề (HC) có tác động mạnh nhất β4 = 0,307 2. Tổ chức phỏng vấn (PV), có tác động tiếp theo β1 = 0,248
3. Chi phí tham gia chương trình (CP), có tác động tiếp theo β6 = 0,19 4. Chương trình đào tạo (DT), có tác động tiếp theo β3 = 0,137 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
5. Đội.ngũ.nhân.viên – giáo.viên, có tác động thấp nhất β5 = 0,113
Từ đó, cho thấy nhân tố HC - Công tác hành chính xử lý vấn đề (liên quan đến nội quy trường lớp, lộ trình học, giải thích hợp đồng), PV – Tổ chức phỏng vấn (liên quan thủ tục phỏng vấn, đơn tuyển, huấn luyện phỏng vấn), CP – chi phí tham gia chương trình (liên quan phù hợp với khả năng, thấp hơn những công ty khác), DT – chương trình đào tạo (liên quan đào tạo tiếng, văn hóa, khen thưởng), NV – Đội ngũ nhân viên giáo viên (liên quan kỹ năng, thái độ làm việc) có tác động đến sự.hài.lòng của TTS đối với chất lượng dịch vụ Tuyển chọn – Đào tạo khi tham gia chương trình thực tập kỹ năng tại Nhật Bản.
Tuy nhiên, nhân tố CS – Cơ sở vật chất (liên quan trường lớp, căn tin, website) lại không có ý nghĩa thống kê tức là không tác động đến sự hài lòng của TTS. Điều này sẽ lý giải ở chương tiếp theo.
Bảng 4.25: Kết.quả.kiểm.định.giả thuyết
Giả thuyết Kết quả
Sig. Kết luận
H1: Hoạt động Tổ chức phỏng vấn có tương quan
dương (+) với sự hài lòng của TTS Kỹ năng 0,000
Chấp nhận giả thuyết H1 H2: Cơ sở vật chất (cơ sở đào tạo, văn phòng tư
vấn) có tương quan (+) với sự hài lòng của TTS Kỹ năng.
0,945
Bác bỏ giả thuyết H2
H3: Hoạt động Tổ chức đào tạo có tương quan
dương (+) với sự hài lòng của TTS Kỹ năng. 0,071
Chấp nhận giả thuyết H3 H4: Công tác hành chánh/ giải quyết vấn đề có
tương quan dương (+) với sự hài lòng của TTS Kỹ năng.
0,000
Chấp nhận giả thuyết H4
H5: Đội ngũ giáo viên/ nhân viên có tương quan
dương (+) với sự hài lòng của TTS Kỹ năng. 0,078
Chấp nhận giả thuyết H5 H6: Chi phí tham gia chương trình có tương quan
dương (+) với sự hài lòng của TTS Kỹ năng. 0,000
Chấp nhận giả thuyết H6
(Nguồn: Xử.lý.dữ.liệu.khảo.sát)
Từ các phân tích trên, Phương trình hồi quy chuẩn hóa có dạng: HL = 0,248*PV + 0,137*DT + 0,307*HC + 0,113*NV + 0,19*CP
0,307
(Nguồn: Xử.lý.dữ.liệu.khảo.sát)
Hình 4.7: Kết quả.kiểm.định.mô.hình.kết quả nghiên cứu
Các nhân tố PV, DT, HC, NV, CP đều có tác động đến sự hài lòng của TTS, các giả thuyết H1, H3, H4, H5, H6 được chấp nhận.
Sơ kết chương 4 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Chương 4 nêu lên kết quả về mẫu nghiên cứu thông qua thống kê mô tả, kết quả về độ tin cậy của các thang đo dựa trên đánh giá hệ số Cronbach's Alpha. Tiếp đến là kiểm định sự phù hợp của mô hình với các giả thuyết đã đưa ra. Sau khi phân tích mô hình hồi quy, có thể thấy có 5 nhân tố tác động đến sự hài lòng của TTS đến chất lượng dịch vụ Tuyển chọn – Đạo tạo của các công ty phái cử khi tham gia chương trình thực tập kỹ năng tại Nhật Bản. 5 nhân tố đó là : (1) Công tác hành chính – xử lý vấn đề (HC) với β4 = 0,307; (2) Tổ chức phỏng vấn (PV) với β1 = 0,248; (3) Chi phí tham gia chương trình (CP) với β6 = 0,19; (4) Chương trình đào tạo (DT) với β3 = 0,137; (5) Đội ngũ nhân viên – giáo viên với β5 = 0,113
Tổ chức phỏng vấn
Tổ.chức.đào.tạo
Công tác.hành.chánh/giải quyết vấn đề
Đội ngũ giáo viên/ nhân viên
Chi phí tham gia chương trình
Sự hài lòng của TTS kỹ năng Việt Nam
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ ĐỀ XUẤT NÂNG CAO SỰ HÀI LÒNG CỦA THỰC TẬP SINH KỸ NĂNG VIỆT NAM VỚI DỊCH VỤ TUYỂN CHỌN ĐÀO TẠO
5.1 Kết luận các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của Thực tập sinh kỹ năng Việt Nam Việt Nam
Bảng 5.1 : Thống.kê.mô.tả.nhân.tố Sự hài lòng (HL)
Mã hóa
Biến quan sát Giá trị
trung bình
Cỡ mẫu
HL1 Bạn sẽ giới thiệu cho người thân/ bạn bè cùng học tại
công ty phái cử mà bạn đã tham gia 3,85 215
HL2 Cảm thấy đúng đắn khi chọn công ty phái cử bạn đã
tham gia 3,85 215
HL3 Cảm thấy đúng đắn khi chọn học tiếng Nhật và đi
Nhật làm việc 4,29 215
(Nguồn: Xử.lý.dữ.liệu.khảo.sát)
Về sự hài lòng của TTS kỹ năng với chất lượng dịch vụ Tuyển chọn – Đào tạo của các công ty phái cử tại Việt Nam, nghiên cứu cho thấy TTS tương đối hài lòng với chất lượng dịch vụ Tuyển chọn – Đào tạo. Trung bình của biến HL1, HL2, HL3 lần lượt là 3,85; 3,85; 4,9 và trung bình biến HL là 3,997 trên thang đo Likert 5 cho thấy TTS hài lòng với dịch vụ Tuyển chọn – Đào tạo. Như đã phân tích ở trên 87,9% TTS khảo sát đã tham gia chương trình thông qua các công ty phái cử ở Miền Nam, có thể thấy các công ty ở khu vực phía Nam đang làm khá tốt dịch vụ Tuyển chọn – Đào tạo này.
Về thang đo, có thể thấy tất cả thang đo trong nghiên cứu đều có hệ số Cronbach's Alpha lớn hơn 0,7 nên toàn bộ thang đo sử dụng ở đây là đáng tin cậy và có thể được sử dụng ở những nghiên cứu khác.
Về các nhân tố tác động đến sự hài lòng của TTS kỹ năng, nghiên cứu cho thấy có 5 nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của TTS đối với chất lượng dịch vụ Tuyển
chọn – Đào tạo của các công ty phái cử tại VN, đặc biệt là các công ty phái cử ở khu