CHƯƠNG 2. THỰC TRẠNG CÔNG TÁC ĐÀO TẠO NGUỒN NHÂN LỰC TẠI CÔNG TY MAY HÒA THỌ - ĐÔNG HÀ
2.3. Đánh giá của người lao động về công tác đào tạo nguồn nhân lực tại công ty may Hòa Thọ - Đông Hà
2.3.4. Mô hình hồi quy các nhân tố ảnh hưởng đến công tác đào tạo
Trên cơ sở các nhân tố hội tụ, tác giả tiến hành phân tích hồi quy nhằm xác định mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến công tác đào tạo nguồn nhân lực tại công ty May Hòa Thọ - Đông Hà.
Mô hình nghiên cứu được biểu diễn dưới dạng phương trình hồi quy tuyến tính đa biến như sau:
Y = β0 + β1F1 + β2F2 + β3F3+ β4F4 + β5F5 + e Trong đó:
Y: Công tác đào tạo nguồn nhân lực tại công ty may Hòa Thọ - Đông Hà F1: Nội dung, chương trình đào tạo
F2: Sự quan tâm, hỗ trợ
F3: Hình thức và phương pháp đào tạo F4: Cơ sở vật chất phục vụ đào tạo F5: Đội ngũ giáo viên
βi: Hệ số hồi quy tương ứng với các biến độc lập Fi e: Sai số của mô hình
66
TR ƯỜ NG ĐẠ I H Ọ C KINH
T Ế HU Ế
Bảng 2.18: Kết quả đánh giá độ giải thích của mô hình nghiên cứu Kiểu R R bình
phương
R bình phương có hiệu chỉnh
Phương sai lỗi ước tính
Hệ số Durbin-Watson
1 0,807a 0,652 0,642 0,3737 2,078
(Nguồn: Số liệu điều tra và xử lý năm 2017) Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2007) Hệ số R2 và R2 có hiệu chính của mô hình phải đạt được lớn 50% thì mô hình mới có ý nghĩa về mặt nghiên cứu. Kết quả hồi quy cho thấy rằng hệ số R2điều chỉnh (Adjusted R square) trong mô hình này là 0,642 thể hiện sự phù hợp của mô hình với tổng thể. Điều này nói lên độ thích hợp của mô hình là 64,2% hay nói một cách khác là 64,2% sự biến thiên của biến phụ thuộc được giải thích chung bởi các biến độc lập trong mô hình, còn lại 35,8% ảnh hưởng là do các nhân tố khác.
Bảng 2.19: Kết quả kiểm định độ phù hợp của mô hình ANOVAb
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1
Regression 45,489 5 9,097 65,118 0,000a
Residual 24,310 174 0,139
Total 69,8 179
(Nguồn: Số liệu điều tra và xử lý năm 2017) Với độ tin cậy 99% quan sát kết quả kiểm định độ phù hợp Sig. = 0.000 cho thấy rằng chúng ta bác bỏ giả thuyết là hệ số hồi quy của các biến độc lập bằng không và chấp nhận rằng hệ số hồi quy của các biến độc lập là khác không. Hay nói cách khác mô hình được xây dựng có ít nhất một biến độc lập có ảnh hưởng đến sự thay đổi và tác động lên biến phụ thuộc. Do vậy hoàn toàn có thể tiến hành hồi quy để xác định mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập lên biến phụ thuộc Y.
67
TR ƯỜ NG ĐẠ I H Ọ C KINH
T Ế HU Ế
Bảng 2.20: Kết quả phân tích hồi quy đa biến
Model
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy chuẩn
hóa t Sig.
Thống kê đa cộng tuyến Hệ số
chặn
Sai số chuẩn
Beta Tolerance Hệ số
VIF 1 (Constant) -0,034 0,231 -0,148 0,883
F1 0,233 0,035 0,314 6,654 0,000 0,901 1,110 F2 0,244 0,051 0,305 4,755 0,000 0,486 2,056 F3 0,157 0,061 0,159 2,571 0,011 0,522 1,916 F4 0,183 0,048 0,193 3,843 0,000 0,790 1,266 F5 0,193 0,057 0,203 3,400 0,001 0,561 1,782 (Nguồn: Số liệu điều tra và xử lý năm 2017) Kết quả hồi quy đa biến cho thấy rằng các giá trị Sig. đều bé hơn 0,05 với độ tin cậy 99% có đủ bằng chứng để khẳng định rằng tất cả các nhân tố đều giải thích được cho sự thay đổi của biến phụ thuộc.
Mô hình hồi quy được biểu diễn thông qua phương trình sau:
Y = 0,314F1 + 0,305F2 + 0,159F3 + 0,193F4 + 0,203F5
hoặc Y = 0,314 (Nội dung, chương trình đào tạo) + 0,305 (Sự quan tâm, hỗ trợ) + 0,159 (Hình thức và phương pháp đào tạo) + 0,193 (Cơ sở vật chất phục vụ đào tạo) + 0,203 (Đội ngũ giáo viên)
- Giả định về tính độc lập của phần dư, ta dùng đại lượng thống kê Durbin- Watson để kiểm định, d có giá trị từ 0 đến 4, giá trị d của mô hình hồi qui trên là 2,078
< 4 nên có thể khẳng định về tính độc lập của phần dư, không có hiện tượng tự tương quan xảy ra.
68
TR ƯỜ NG ĐẠ I H Ọ C KINH
T Ế HU Ế
- Hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance inflation factor) và giá trị Tolerance của các thành phần trong mô hình đều nhỏ hơn 10. Tất cả những điều này cho thấy về cơ bản các biến độc lập này không có quan hệ tương quan chặt chẽ với nhau nên không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra. Hay nói cách khác, hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mô hình hồi quy.
Từ kết quả mô hình hồi quy tuyến tính cho thấy, các biến độc lập đều có ảnh hưởng tích cực đến công tác đào tạo nguồn nhân lực tại công ty may Hòa Thọ - Đông Hà.
Trong các nhân tố đưa vào mô hình có thể nhận thấy rằng nhân tố Nội dung, chương trình đào tạo là nhân tố có tác động mạnh nhất đến công tác đào tạo nguồn nhân lực của công ty. Vì vậy công ty cần phải quan tâm hơn nữa đến việc xây dựng chương trình và các nội dung liên quan đến đào tạo. Việc xác định nội dung kiến thức đào tạo cho công tác đào tạo nguồn nhân lực chính là xác định khối lượng, loại kỹ năng cần bổ sung cho người lao động phù hợp với mục tiêu cần đạt. Nội dung đào tạo phải quan tâm đến việc phát triển các khả năng, kỹ năng và sự hình thành thái độ của người lao động. Bên cạnh đó, nội dung đào tạo phải phù hợp với thời gian cho phép, các nguồn lực có sẵn, tính chuyên môn của đội ngũ giáo viên. Trong điều kiện các nhân tố khác của mô hình không thay đổi, nếu điểm số của nhân tố này tăng lên 1% thì hiệu quả của công tác đào tạo cũng sẽ tăng lên 0.314% và ngược lại.
Nhân tố quan trọng thứ 2 đó là Sự quan tâm, hỗ trợ từ phía công ty. Trong điều kiện các nhân tố khác của mô hình không thay đổi, nếu điểm số của nhân tố Sự quan tâm, hỗ trợ tăng lên 1% thì hiệu quả của công tác đào tạo cũng sẽ tăng lên 0.305% và ngược lại. Tất cả chúng ta đều biết rằng đối với bất kỳ cá nhân nào khi mới được tuyển dụng vào một công ty, một tổ chức vấn đề đầu tiên họ mong muốn là sự quan tâm, hỗ trợ từ tổ chức đó. Đối với công ty May Hòa Thọ cũng như vậy, mặc dù các lao động mới được tuyển dụng đều đã qua các trường, lớp. Tuy nhiên, để hiệu quả công việc được tốt hơn, công ty vẫn ưu tiên tiến hành đào tạo lại với những nhân viên mới này, đồng thời hỗ trợ các khoản kinh phí cũng như tạo điều kiện về thời gian để họ có thể
69
TR ƯỜ NG ĐẠ I H Ọ C KINH
T Ế HU Ế
học tập được tốt hơn. Bên cạnh đó, một bộ phận nhỏ các chuyên viên quản lý, các chuyền trưởng hoặc các công nhân lâu năm có nhu cầu nâng cao trình độ, tay nghề công ty vẫn luôn tạo điều kiện hỗ trợ đến mức tối đa. Điều này đã kích thích được rất lớn sự phấn đấu trong công việc của người lao động tại công ty.
Nhân tố tiếp theo là Đội ngũ giáo viên, đối với đào tạo thì giáo viên là yếu tố cơ bản góp phần tạo nên thành công trong việc nâng cao trình độ, chất lượng của công tác đào tạo. Giáo viên giỏi sẽ cho ra những người học giỏi và ngược lại. Các nhân tố tiếp theo là cơ sở vật chất phục vụ đào tạo và phương pháp, hình thức đào tạo cũng có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả công tác đào tạo nguồn nhân lực.
Qua việc phân tích ý nghĩa của các nhân tố trong phương trình hồi quy về công tác đào tạo nguồn nhân lực tại công ty May Hòa Thọ - Đông Hà ta thấy tất cả các nhân tố trong mô hình về mặt lý thuyết đều có tác động tích cực đến công tác đào tạo. Tuy nhiên, mức độ tác động cũng như ý nghĩa của từng nhân tố đến công tác đào tạo có sự khác nhau. Hai nhân tố có tác động mạnh nhất là F1: Nội dung, chương trình đào tạo và F2: Sự quan tâm, hỗ trợ