0
Tải bản đầy đủ (.docx) (145 trang)

Kiểm định độ tin cậy của thang đo

Một phần của tài liệu (LUẬN VĂN THẠC SĨ) CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN SỰ HÀI LÒNG CỦA THỰC TẬP SINH KỸ NĂNG VIỆT NAM VỚI DỊCH VỤ TUYỂN CHỌN ĐÀO TẠO NGUỒN NHÂN LỰC (Trang 77 -77 )

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

Thang đo "Tổ chức phỏng vấn (PV)": Cronbach's Alpha=0,873

PV1 PV2 PV3 PV4

(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.

biến

Thang đo " Cơ sở vật chất (CS)": Cronbach's Alpha=0,901 CS1 CS2 CS3 CS4 11,86 11,76 12,14 12,17 7,881 8,144 7,373 7,564 0,799 0,780 0,797 0,750 0,866 0,873 0,866 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

Thang đo " Tổ chức đào tạo (DT)

DT1 DT2 DT3 DT4 DT5

(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

Thang đo " Công tác hành chánh-giải quyết vấn đề (HC)": Cronbach's Alpha=0,913

HC1 HC2 HC3 HC4

(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

Thang đo " Đội ngũ nhân viên/ giáo viên (NV)": Cronbach's Alpha=0,871

NV1 NV2 NV3 NV4

(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 CP2 CP3

(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. quan.biến.tổng

Cronbach's Alpha.nếu.loại.

biến Thang đo "Sự hài lòng (HL) ": Cronbach's Alpha=0,854

HL1 HL2 HL3

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

Tổ chức phỏng vấn Cơ sở vật chất Tổ chức đào tạo Công tác hành chánh-

giải quyết vấn đề Đội ngũ nhân viên/

Chi phí tham gia chương trình

(Nguồn: Xử lý dữ liệu khảo sát)

4.4 Phân tích tương quan và hồi quy bội4.4.1 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

Bảng 4.21: Ma.trận.tương.quan.giữa.các.nhân.tố

N=215 PVmean Pearson Correlation CSmean Pearson Correlation DTmean Pearson Correlation HCmean Pearson Correlation NVmean Pearson Correlation CPmean Pearson Correlation HLmean Pearson Correlation

(Nguồn: Xử lý dữ liệu khảo sát)

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

Bảng 4.22: Tổng.kết.mô.hình.theo.R2

Mô hình R

1 0,883

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 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

Hồi.quy

1 Phần dư

Tổng 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.

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

(Nguồn: Xử lý dữ liệu khảo sát)

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

Bảng 4.24: Thống kê phân tích các hệ số hồi quy Mô hình (Hằng số) PVmean CSmean 1DTmean HCmean NVmean CPmean

(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.

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

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.

Tổng hợp các kết quả kiểm định giả thuyết như dưới đây:

Bảng 4.25: Kết quả kiểm định giả thuyết Giả thuyết

H1: Hoạt động Tổ chức phỏng vấn có tương quan dương (+) với sự hài lòng của TTS Kỹ năng H2: Cơ sở vật chất (cơ sở đào tạo, văn phòng tư vấn) có tương quan (+) với sự hài lòng của TTS Kỹ năng.

H3: Hoạt động Tổ chức đào tạo có tương quan dương (+) với sự hài lòng của TTS Kỹ năng. H4: Công tác hành chánh/ giải quyết vấn đề có tương quan dương (+) với sự hài lòng của TTS Kỹ năng.

H5: Đội ngũ giáo viên/ nhân viên có tương quan dương (+) với sự hài lòng của TTS Kỹ năng. H6: Chi phí tham gia chương trình có tương quan dương (+) với sự hài lòng của TTS Kỹ năng.

(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

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

0,307 Sự hài lòng của TTS

kỹ năng Việt Nam

(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

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

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 năngViệt Nam Việt Nam

Bảng 5.1 : Thống kê mô tả nhân tố Sự hài lòng (HL)

Biến quan sát

hóa

HL1 Bạn sẽ giới thiệu cho người thân/ bạn bè cùng học tại

công ty phái cử mà bạn đã tham gia

HL2 Cảm thấy đúng đắn khi chọn công ty phái cử bạn đã

tham gia

HL3 Cảm thấy đúng đắn khi chọn học tiếng Nhật và đi

Nhật làm việc

(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 vực miền Nam. Trong đó:

Nhân tố Công tác hành chính – giải quyết vấn đề (HC) có tác động mạnh nhất với β4 = 0,307. Điều này chứng tỏ TTS quan tâm nhiều đến việc được hướng dẫn cụ thể chi tiết về hồ sơ, giấy tờ thủ tục xuất nhập cảnh, chi tiết về công ty, XN nơi họ sẽ làm việc, đồng thời cũng quan tâm đến tính xác đáng hợp lý trong việc xử lý vấn đề. Có thể lý giải mục tiêu khi tham gia chương trình TTS kỹ năng của người lao động chính là được làm việc, học hỏi ở nước ngoài để tăng thu nhập cũng như trau dồi tay nghề, là một điều vốn dĩ xa lạ, mới mẻ với người lao động. Đồng thời, họ cần tốn một khoản chi phí khá lớn để tham gia, do đó công tác hành chính – giải quyết vấn đề là điều mà họ quan tâm nhất khi thực hiện mục tiêu của mình.

Tiếp theo tác động giảm dần lần lượt là các nhân tố Tổ chức phỏng vấn (PV) với β1 = 0,248; Chi phí tham gia chương trình (CP) với β6 = 0,19; Chương trình đào tạo với β3 = 0,137. Nhân tố tác động ít nhất là Đội ngũ nhân viên – giáo viên với β5

=0,113. Điều này cho thấy, việc tổ chức phỏng vấn chọn được đơn tốt và đậu phỏng

vấn là mối quan tâm thứ 2 của lao động sau vấn đề thủ tục hành chính-xử lý vấn đề. Vì tâm lý TTS khi tham gia đều muốn chọn làm việc ở những công ty có đãi ngộ tốt, lương cao ở Nhật và quyết tâm để đậu những công ty như vậy nên nhân tố này tác động thứ 2 là kết quả hợp lý đối với tâm lý người lao động. Yếu tố "Chi phí" cũng quan trọng, nhưng tác động thứ 3. Điều này có thể lý giải vì khi quyết định tham gia chương

Một phần của tài liệu (LUẬN VĂN THẠC SĨ) CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN SỰ HÀI LÒNG CỦA THỰC TẬP SINH KỸ NĂNG VIỆT NAM VỚI DỊCH VỤ TUYỂN CHỌN ĐÀO TẠO NGUỒN NHÂN LỰC (Trang 77 -77 )

×