ThS. Đoàn Thanh Tùng
Trường Đại học Tài chính – Ngân hàng Hà Nội
(Quanlynhanuoc.vn) – Năng lực quản lý của thành viên ban quản trị hợp tác xã nông nghiệp giữ vai trò quyết định đến hiệu quả hoạt động và tính bền vững của mô hình kinh tế tập thể. Nghiên cứu nhằm xác định và đánh giá mức độ ảnh hưởng của các yếu tố cấu thành, đến năng lực quản lý của cán bộ hợp tác xã nông nghiệp tại tỉnh Hưng Yên. Kết quả nghiên cứu cung cấp bằng chứng thực nghiệm quan trọng, khẳng định vai trò trung tâm của thái độ và tố chất trong quản trị hợp tác xã nông nghiệp; đồng thời, chỉ ra khả năng cải thiện năng lực quản lý thông qua các chương trình đào tạo, bồi dưỡng.
Từ khóa: Năng lực quản lý, hợp tác xã nông nghiệp, ban quản trị, đào tạo, bồi dưỡng, Hưng Yên.
1. Đặt vấn đề
Trong bối cảnh nông nghiệp Việt Nam đang chuyển mình mạnh mẽ theo hướng hiện đại hóa, liên kết chuỗi giá trị và hội nhập sâu rộng vào thị trường khu vực cũng như toàn cầu, mô hình hợp tác xã nông nghiệp được xác định là một trong những trụ cột quan trọng để tổ chức lại sản xuất, nâng cao giá trị gia tăng và thúc đẩy phát triển nông thôn bền vững. Thực tiễn phát triển tại nhiều địa phương cho thấy, hiệu quả hoạt động của hợp tác xã nông nghiệp phụ thuộc lớn vào năng lực quản lý của ban quản trị với vai trò là người hoạch định chiến lược, tổ chức sản xuất – kinh doanh, huy động nguồn lực và điều phối hoạt động tập thể.
Tuy nhiên, trên thực tế, đội ngũ quản trị hợp tác xã nông nghiệp tại các tỉnh đồng bằng sông Hồng, trong đó có tỉnh Hưng Yên vẫn còn bộc lộ nhiều hạn chế. Không ít ban quản trị mới chỉ dừng lại ở mức duy trì cơ cấu tổ chức mang tính hình thức, thiếu kỹ năng quản lý chuyên nghiệp, chưa kịp thời thích ứng với những thay đổi nhanh chóng của thị trường và yêu cầu hội nhập. Một số hợp tác xã nông nghiệp thậm chí rơi vào tình trạng tồn tại trên danh nghĩa nhưng hoạt động kém hiệu quả, gây lãng phí nguồn lực và làm suy giảm niềm tin của xã viên. Trong bối cảnh này, việc nghiên cứu, đánh giá toàn diện các yếu tố ảnh hưởng đến năng lực quản lý của thành viên ban quản trị hợp tác xã nông nghiệp là hết sức cần thiết, vừa mang ý nghĩa lý luận, vừa có giá trị thực tiễn.
2. Phương pháp nghiên cứu
Đầu tiên để xác đúng các yếu tố cấu thành năng lực quản lý của của thành viên ban quản trị hợp tác xã nông nghiệp, tác giả tham khảo các thang đo từ các nghiên cứu nổi bật của Boyatzis (1982)1, Spencer & Spencer (1993)2, Nonaka & Takeuchi (1995)3, Goleman (1998)4, McClelland (1998)5, Man & Lau (2005)6, Teece (2007)7, Mintzberg (2009)8, Robbins & Judge (2019)9… Với mục tiêu xác định và đánh giá mức độ ảnh hưởng của các yếu tố cấu thành (trình độ kiến thức, kỹ năng quản lý, thái độ và tố chất quản lý) đến năng lực quản lý của thành viên ban quản trị hợp tác xã nông nghiệp, nghiên cứu đã tiến hành thu thập dữ liệu thông qua khảo sát bằng bảng hỏi tại các hợp tác xã nông nghiệp trên địa bàn tỉnh Hưng Yên (phạm vi khảo sát là các hợp tác xã nông nghiệp trên địa bàn tỉnh Thái Bình cũ).
Trước khi triển khai khảo sát chính thức, nhóm nghiên cứu xây dựng bảng câu hỏi sơ bộ và thực hiện khảo sát thử tại một số hợp tác xã có quy mô, hoạt động ổn định, nhằm đánh giá tính phù hợp và dễ hiểu của nội dung bảng hỏi.
Mẫu khảo sát gồm các thành viên giữ vai trò quản lý trong ban quản trị của các hợp tác xã nông nghiệp, như chủ nhiệm, phó chủ nhiệm, các thành viên ban chủ nhiệm, thành viên hợp tác xã… Tác giả tiến hành khảo sát từ tháng 2 – 5/2025 với tổng số phiếu phát ra là 330, sau khi loại bỏ các phiếu không hợp lệ số phiếu hợp lệ là 312 phiếu được đưa vào phân tích. Dữ liệu khảo sát được xử lý và phân tích bằng phần mềm SPSS 26.0 với các phương pháp phân tích thống kê mô tả, kiểm định độ tin cậy Cronbach’s Alpha, phân tích nhân tố khám phá (EFA), và phân tích hồi quy tuyến tính bội nhằm xác định mức độ tác động của từng yếu tố đến năng lực quản lý.
Kết quả phân tích định lượng là cơ sở để khẳng định vai trò và mức độ ảnh hưởng của các yếu tố cấu thành tới năng lực quản lý của thành viên ban quản trị hợp tác xã, từ đó, đề xuất các giải pháp cụ thể nhằm nâng cao chất lượng công tác quản trị trong bối cảnh phát triển nông nghiệp và hội nhập.
3. Đánh giá ảnh hưởng của các yếu tố cấu thành tới năng lực quản lý của các thành viên ban quản trị hợp tác xã nông nghiệp
Thứ nhất, phân tích Cronbach Alpha. Kết quả phân tích Cronbach Alpha cho thang đo: “Trình độ kiến thức”
Bảng 1: Phân tích Cronbach Alpha cho thang đo “Trình độ kiến thức”
| TT | Biến quan sát (mã hóa) | Biến quan sát | Hệ số tương quan | Hệ số Cronbach Alpha nếu loại bỏ biến tổng |
| Trình độ kiến thức, Cronbach’s Alpha = .867 | ||||
| 1 | KT1 | Tôi hiểu rõ về quy trình sản xuất nông nghiệp của HTX. | .477 | .840 |
| 2 | KT2 | Tôi nắm vững kiến thức về thị trường tiêu thụ và marketing sản phẩm nông nghiệp cho hợp tác xã. | .531 | .830 |
| 3 | KT3 | Tôi hiểu các quy định pháp luật liên quan đến hoạt động của HTX | .512 | .833 |
| 4 | KT4 | Tôi được đào tạo bài bản về quản trị hợp tác xã hoặc doanh nghiệp nhỏ | .464 | .842 |
| 5 | KT5 | Tôi luôn tích cực học hỏi và cập nhật kiến thức để đối phó những thay đổi, thách thức, xu thế trong quá trình hoạt động của HTX và ngành nông nghiệp | .414 | .851 |
Thang đo “Trình độ kiến thức” trong nghiên cứu này được xây dựng là một thang đo đơn hướng gồm 5 thành phần. Kết quả phân tích Cronbach Alpha cho thang đo này cho thấy hệ số Cronbach Alpha = 0.867 > 0.6. Bên cạnh đó các hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3 (Bảng 1), các hệ số factor loading đều lớn hơn 0.5, do đó thang đo “Trình độ kiến thức” trong nghiên cứu này đạt độ tin cậy cao.
Thứ hai, kết quả phân tích Cronbach Alpha cho thang đo: “Kỹ năng quản lý”.
Bảng 2: Phân tích Cronbach Alpha cho thang đo “Kỹ năng quản lý”
| TT | Biến quan sát (mã hóa) | Biến quan sát | Hệ số tương quan | Hệ số Cronbach Alpha nếu loại bỏ biến tổng |
| Kỹ năng quản lý, Cronbach’s Alpha = .873 | ||||
| 1 | KN1 | Tôi có khả năng giao tiếp hiệu quả với các thành viên trong HTX | .498 | .845 |
| 1 | KN2 | Tôi có kỹ năng giải quyết mâu thuẫn và xung đột trong HTX | .510 | .844 |
| 2 | KN3 | Tôi biết cách làm việc nhóm và thúc đẩy tinh thần đoàn kết | .432 | .855 |
| 3 | KN4 | Tôi có khả năng đàm phán với đối tác, khách hàng, chính quyền địa phương | .486 | .848 |
| 4 | KN5 | Tôi có nhiều năm kinh nghiệm làm việc tại các tổ chức tương tự HTX | .389 | .868 |
| 5 | KN6 | Tôi hiểu rõ cơ cấu, quy trình hoạt động của các tổ chức, đơn vị như mô hình hợp tác xã nông nghiệp | .498 | .845 |
Thang đo “Kỹ năng quản lý” trong nghiên cứu này được xây dựng là một thang đo đơn hướng gồm 6 thành phần. Kết quả phân tích Cronbach Alpha cho thang đo này cho thấy, hệ số Cronbach Alpha = 0.873 > 0.6. Bên cạnh đó, các hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3 (Bảng 2), các hệ số factor loading đều lớn hơn 0.5, do đó thang đo “Kỹ năng quản lý” trong nghiên cứu này đạt độ tin cậy cao.
Thứ ba, kết quả phân tích Cronbach Alpha cho thang đo: “Thái độ”.
Bảng 3: Phân tích Cronbach Alpha cho thang đo “Thái độ”
| TT | Biến quan sát (mã hóa) | Biến quan sát | Hệ số tương quan | Hệ số Cronbach Alpha nếu loại bỏ biến tổng |
| Thái độ, Cronbach’s Alpha = .859 | ||||
| 1 | TD1 | Tôi luôn tận tâm và có trách nhiệm trong công việc quản lý HTX | .442 | .836 |
| 2 | TD2 | Tôi tôn trọng ý kiến của các thành viên ban quản trị và đối xử công bằng đối với các thành viên của HTX | .511 | .826 |
| 3 | TD3 | Tôi luôn đặt lợi ích của HTX và các thành viên HTX lên hàng đầu | .466 | .840 |
| 4 | TD4 | Tôi sẵn sàng đối diện với những thách thức trong hoạt động của HTX và tìm cách giải quyết những vấn đề đó | .439 | .840 |
| 5 | TD5 | Tôi mong muốn đóng góp lâu dài cho sự phát triển của HTX | .492 | .828 |
| 6 | TD6 | Tôi sẵn sàng học hỏi và thay đổi để thích nghi với môi trường mới | .378 | .845 |
Thang đo “Thái độ” trong nghiên cứu này được xây dựng là một thang đo đơn hướng gồm 6 thành phần. Kết quả phân tích Cronbach Alpha cho thang đo này cho thấy, hệ số Cronbach Alpha = 0.859 > 0.6. Bên cạnh đó, các hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3 (Bảng 3), các hệ số factor loading đều lớn hơn 0.5, do đó thang đo “Thái độ” trong nghiên cứu này đạt độ tin cậy cao.
Thứ tư, kết quả phân tích Cronbach Alpha cho thang đo: “Tố chất quản lý”.
Bảng 4: Phân tích Cronbach Alpha cho thang đo “Tố chất quản lý”
| TT | Biến quan sát (mã hóa) | Biến quan sát | Hệ số tương quan | Hệ số Cronbach Alpha nếu loại bỏ biến tổng |
| Tố chất quản lý, Cronbach’s Alpha = .860 | ||||
| 1 | TCQL1 | Tôi có khả năng xây dựng chiến lược và xác định mục tiêu dài hạn cho HTX | .393 | .844 |
| 2 | TCQL2 | Tôi luôn giữ được sự bình tĩnh và quyết đoán trong những tình huống áp lực cao | .431 | .837 |
| 3 | TCQL3 | Tôi là người chủ động trong công việc, không chờ đợi sự chỉ đạo mới bắt đầu hành động | .485 | .828 |
| 4 | TCQL4 | Tôi có óc tổ chức và thường xuyên sắp xếp công việc một cách khoa học, hiệu quả | .515 | .823 |
| 5 | TCQL5 | Tôi có khả năng truyền cảm hứng và tạo động lực làm việc cho các thành viên HTX | .524 | .819 |
Thang đo “Tố chất quản lý” trong nghiên cứu này được xây dựng là một thang đo đơn hướng gồm 5 thành phần. Kết quả phân tích Cronbach Alpha cho thang đo này cho thấy, hệ số Cronbach Alpha = 0.860 > 0.6. Bên cạnh đó các hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3 (Bảng 4), các hệ số factor loading đều lớn hơn 0.5, do đó thang đo “Tố chất quản lý” trong nghiên cứu này đạt độ tin cậy cao.
Thứ năm, kết quả phân tích Cronbach Alpha cho thang đo: “Năng lực quản lý”.
Bảng 5: Phân tích Cronbach Alpha cho thang đo “Năng lực quản lý”
| TT | Biến quan sát (mã hóa) | Biến quan sát | Hệ số tương quan | Hệ số Cronbach Alpha nếu loại bỏ biến tổng |
| Năng lực quản lý, Cronbach’s Alpha = .831 | ||||
| 1 | NLQL1 | Tôi có khả năng xây dựng kế hoạch hoạt động hiệu quả cho HTX. | .427 | .787 |
| 2 | NLQL2 | Tôi có khả năng phân công, điều phối công việc phù hợp với từng thành viên. | .500 | .776 |
| 3 | NLQL3 | Tôi thường xuyên giám sát và đánh giá hiệu quả công việc của các thành viên HTX | .376 | .809 |
| 4 | NLQL4 | Tôi biết cách huy động và sử dụng hiệu quả nguồn lực của HTX. | .514 | .768 |
Thang đo “Năng lực quản lý” trong nghiên cứu này được xây dựng là một thang đo đơn hướng gồm 4 thành phần. Kết quả phân tích Cronbach Alpha cho thang đo này cho thấy, hệ số Cronbach Alpha = 0.831 > 0.6. Bên cạnh đó, các hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0.3 (Bảng 5), các hệ số factor loading đều lớn hơn 0.5, do đó thang đo “Năng lực quản lý” trong nghiên cứu này đạt độ tin cậy cao.
Sau khi đánh giá độ tin cậy của các thang đo thông qua phân tích Cronchbach Alpha, tiến hành phân tích nhân tố khám phá EFA để đánh giá giá trị hội tụ và phân biệt của các thang đo.
(1) Phân tích nhân tố khám phá EFA cho biến độc lập
Bảng 6: Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA cho các biến độc lập
| KMO and Bartlett’s Test | ||
| Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. | .893 | |
| Bartlett’s Test of Sphericity | Approx. Chi-Square | 3062.778 |
| df | 210 | |
| Sig. | .000 | |
| Total Variance Explained | |||||||||
| Component | Initial Eigenvalues | Extraction Sums of Squared Loadings | Rotation Sums of Squared Loadings | ||||||
| Total | % of Variance | Cumulative % | Total | % of Variance | Cumulative % | Total | % of Variance | Cumulative % | |
| 1 | 6.584 | 31.352 | 31.352 | 6.584 | 31.352 | 31.352 | 3.558 | 16.943 | 16.943 |
| 2 | 2.676 | 12.745 | 44.096 | 2.676 | 12.745 | 44.096 | 3.320 | 15.808 | 32.752 |
| 3 | 2.128 | 10.134 | 54.230 | 2.128 | 10.134 | 54.230 | 3.288 | 15.657 | 48.409 |
| 4 | 2.028 | 9.656 | 63.887 | 2.028 | 9.656 | 63.887 | 3.250 | 15.478 | 63.887 |
| 5 | .742 | 3.532 | 67.419 | ||||||
| 6 | .660 | 3.144 | 70.563 | ||||||
| 7 | .596 | 2.837 | 73.400 | ||||||
| 8 | .536 | 2.554 | 75.954 | ||||||
| 9 | .522 | 2.487 | 78.441 | ||||||
| 10 | .499 | 2.374 | 80.815 | ||||||
| 11 | .477 | 2.271 | 83.087 | ||||||
| 12 | .452 | 2.153 | 85.240 | ||||||
| 13 | .441 | 2.098 | 87.338 | ||||||
| 14 | .409 | 1.949 | 89.287 | ||||||
| 15 | .375 | 1.784 | 91.071 | ||||||
| 16 | .363 | 1.728 | 92.799 | ||||||
| 17 | .341 | 1.623 | 94.422 | ||||||
| 18 | .305 | 1.452 | 95.875 | ||||||
| 19 | .300 | 1.427 | 97.302 | ||||||
| 20 | .288 | 1.371 | 98.672 | ||||||
| 21 | .279 | 1.328 | 100.000 | ||||||
| Extraction Method: Principal Component Analysis. | |||||||||
Rotated Component Matrixa | |||||
| Component | |||||
| 1 | 2 | 3 | 4 | ||
| KT1 | .764 | ||||
| KT2 | .814 | ||||
| KT3 | .809 | ||||
| KT4 | .779 | ||||
| KT5 | .714 | ||||
| KN1 | .762 | ||||
| KN2 | .817 | ||||
| KN3 | .727 | ||||
| KN4 | .788 | ||||
| KN6 | .806 | ||||
| TD1 | .719 | ||||
| TD2 | .775 | ||||
| TD3 | .724 | ||||
| TD4 | .719 | ||||
| TD5 | .793 | ||||
| TD6 | .695 | ||||
| TCQL1 | .751 | ||||
| TCQL2 | .764 | ||||
| TCQL3 | .783 | ||||
| TCQL4 | .796 | ||||
| TCQL5 | .825 | ||||
| Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization. | |||||
| a. Rotation converged in 5 iterations. | |||||
Kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA) lần thứ nhất, cho thấy, mức độ phù hợp tương đối cao. Cụ thể, hệ số KMO đạt 0.895 và giá trị kiểm định Bartlett’s Test có ý nghĩa thống kê với Sig. = 0.000 (< 0.05), cho thấy dữ liệu hoàn toàn thích hợp để tiến hành phân tích nhân tố. Tổng phương sai trích của nhân tố thứ tư đạt 63.642% (> 50%), đồng thời giá trị eigenvalue là 2.028 (> 1), cho thấy các nhân tố rút trích được đều có mức đóng góp đáng kể vào sự giải thích tổng phương sai của mô hình. Điều này khẳng định độ tin cậy và giá trị khái quát của kết quả EFA. Tuy nhiên, quan sát KN5 có hệ số tải nhân tố cao đồng thời trên hai nhân tố (cross-loading) trong ma trận xoay (rotated component matrix), cho thấy hiện tượng nhiễu trong phân loại biến. Do đó, để đảm bảo tính đơn hướng (unidimensionality) và độ tin cậy của thang đo, biến KN5 cần được loại bỏ khỏi mô hình. Sau khi loại biến này, cần tiến hành kiểm định lại phân tích nhân tố EFA để đánh giá lại cấu trúc thang đo và tính phù hợp của các biến còn lại.
Kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA) lần thứ hai, tiếp tục cho thấy mức độ phù hợp cao của dữ liệu đối với phân tích nhân tố. Hệ số KMO đạt 0.893, kết hợp với giá trị kiểm định Bartlett’s Test có ý nghĩa thống kê (Sig. = 0.000 < 0.05), cho thấy dữ liệu có tính tương quan chặt chẽ và đủ điều kiện để thực hiện EFA. Giá trị eigenvalue của nhân tố thứ tư đạt 2.028 (>1) và tổng phương sai trích là 63.887% (>50%), đồng thời toàn bộ 4 nhân tố được rút trích đã giải thích được 63.887% tổng phương sai của dữ liệu khảo sát. Điều này khẳng định rằng các biến quan sát có mức hội tụ tốt và cấu trúc nhân tố được rút trích có ý nghĩa thống kê. Bên cạnh đó, ma trận xoay (Rotated Component Matrix) cho thấy toàn bộ 21 biến quan sát đều có hệ số tải nhân tố > 0.5, đáp ứng yêu cầu về độ hội tụ và phân biệt trong phân tích nhân tố. Như vậy, 4 nhân tố chính được rút trích từ 21 biến quan sát có độ tin cậy cao và đạt điều kiện để tiếp tục sử dụng trong hồi quy ở bước kế tiếp. Bốn nhân tố được rút trích ra sau khi thực hiện phân tích EFA cho các biến độc lập bao gồm: (1) Trình độ kiến thức, (2) Kỹ năng quản lý, (3) Thái độ, (4) Tố chất quản lý.
(2) Phân tích nhân tố khám phá cho biến phụ thuộc năng lực quản lý của cán bộ hợp tác xã nông nghiệp
Bảng 7: Phân tích nhân tố khám phá cho biến phụ thuộc
| Biến quan sát | Hệ số tải |
| NLQL1 | .654 |
| NLQL2 | .694 |
| NLQL3 | .599 |
| NLQL4 | .711 |
| Eigenvalues | 2.658 |
| Phương sai trích | 66.456 |
| KMO | .79 |
| Sig | 0.000 |
Căn cứ vào kết quả phân tích nhân tố khám phá cho biến độc lập cho thấy, 4 biến quan sát đã hội tụ về một nhân tố duy nhất, với hệ số KMO đạt 0.790 và giá trị Sig. = 0.000 (< 0.05). Điều này khẳng định, dữ liệu hoàn toàn phù hợp để tiến hành phân tích nhân tố và các biến quan sát có mối tương quan chặt chẽ với nhau. Bên cạnh đó, tổng phương sai trích đạt 66.456%, vượt ngưỡng tiêu chuẩn 50%, khẳng định khả năng hội tụ cao và năng lực đại diện tốt của các biến quan sát đối với nhân tố phụ thuộc. Kết quả này cho thấy thang đo biến phụ thuộc đạt độ tin cậy và có thể sử dụng trong phân tích hồi quy.
Phân tích tương quan: căn cứ vào kết quả phân tích tương quan giữa các biến (xem Bảng 8), cho thấy tất cả các biến độc lập đều có mối tương quan dương và có ý nghĩa thống kê với biến phụ thuộc là Năng lực quản lý (NLQL) của nhà quản trị hợp tác xã. Trong đó, biến Tố chất quản lý (TCQL) có mức độ tương quan cao nhất với NLQL, với hệ số tương quan Pearson đạt 0.506, phản ánh mối quan hệ chặt chẽ giữa hai biến. Trong khi đó, biến Trình độ kiến thức (KT) có mức tương quan thấp nhất, với hệ số Pearson là 0.406, tuy nhiên vẫn bảo đảm tiêu chí về ý nghĩa thống kê và hướng tuyến tính phù hợp. Mối tương quan tích cực giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc là một điều kiện cần thiết và mong đợi trong phân tích mô hình nghiên cứu nhằm bảo đảm các biến có thể giải thích hợp lý sự biến thiên của biến phụ thuộc. Kết quả này cho thấy, các biến độc lập đều có tiềm năng đóng vai trò là biến giải thích trong phân tích hồi quy tuyến tính và do đó được đưa vào các bước phân tích hồi quy tiếp theo để kiểm định mức độ ảnh hưởng đến năng lực quản lý của nhà quản trị hợp tác xã.
Bảng 8: Phân tích tương quan
| Correlations | ||||||
| KT | KN | TD | TCQL | NLQL | ||
| KT | Pearson Correlation | 1 | .381** | .392** | .228** | .406** |
| Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .000 | .000 | ||
| N | 312 | 312 | 312 | 312 | 312 | |
| KN | Pearson Correlation | .381** | 1 | .364** | .222** | .467** |
| Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .000 | .000 | ||
| N | 312 | 312 | 312 | 312 | 312 | |
| TD | Pearson Correlation | .392** | .364** | 1 | .318** | .496** |
| Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .000 | .000 | ||
| N | 312 | 312 | 312 | 312 | 312 | |
| TCQL | Pearson Correlation | .228** | .222** | .318** | 1 | .506** |
| Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .000 | .000 | ||
| N | 312 | 312 | 312 | 312 | 312 | |
| NLQL | Pearson Correlation | .406** | .467** | .496** | .506** | 1 |
| Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .000 | .000 | ||
| N | 312 | 312 | 312 | 312 | 312 | |
| **. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). | ||||||
* Phân tích hồi quy đa biến:
Bảng 9: Kết quả mô hình hồi quy
| Model Summaryb | |||||
| Model | R | R Square | Adjusted R Square | Std. Error of the Estimate | Durbin-Watson |
| 1 | .683a | .667 | .660 | .48811 | 2.055 |
| a. Predictors: (Constant), TCQL, KN, KT, TD | |||||
| b. Dependent Variable: NLQL | |||||
| ANOVAa | ||||||
| Model | Sum of Squares | df | Mean Square | F | Sig. | |
| 1 | Regression | 63.980 | 4 | 15.995 | 67.134 | .000b |
| Residual | 73.144 | 307 | .238 | |||
| Total | 137.124 | 311 | ||||
| a. Dependent Variable: NLQL | ||||||
| b. Predictors: (Constant), TCQL, KN, KT, TD | ||||||
| Coefficientsa | ||||||||
| Mô hình | Hệ số chưa chuẩn hóa | Hệ số chuẩn hóa | t | Sig. | Đa cộng tuyến | |||
| B | Std. Error | Beta | Độ chấp nhận (Tolerance) | Hệ số phóng đại phương sai (VIF) | ||||
| 1 | (Constant) | .623 | .207 | 3.003 | .003 | |||
| KT | .114 | .039 | .138 | 2.910 | .004 | .775 | 1.290 | |
| KN | .203 | .038 | .251 | 5.365 | .000 | .794 | 1.259 | |
| TD | .222 | .044 | .242 | 5.041 | .000 | .752 | 1.330 | |
| TCQL | .288 | .037 | .342 | 7.693 | .000 | .879 | 1.138 | |
| Biến phụ thuộc: Năng lực quản lý. | ||||||||
Kết quả mô hình hồi quy tuyến tính bội, cho thấy, hệ số R² hiệu chỉnh đạt 0.660, nghĩa là 66% sự biến thiên của biến phụ thuộc – Năng lực quản lý của nhà quản trị hợp tác xã – được giải thích bởi các biến độc lập trong mô hình. Điều này cho thấy, mô hình có mức độ giải thích tốt và phù hợp với dữ liệu khảo sát. Bên cạnh đó, kiểm định F của mô hình cho giá trị Sig. rất nhỏ (p < 0.001), cho thấy mô hình hồi quy tuyến tính có ý nghĩa thống kê tổng thể, tức là mô hình phù hợp với dữ liệu và có thể sử dụng để kiểm định mối quan hệ giữa các biến.
Xét riêng từng biến độc lập, các biến Kiến thức chuyên môn (KT); Kỹ năng quản lý (KN); Thái độ (TD); Tố chất quản lý (TCQL) đều có ý nghĩa thống kê ở mức Sig. < 0.05, khẳng định vai trò giải thích của các biến này đối với năng lực quản lý. Đồng thời, kết quả kiểm định đa cộng tuyến cho thấy hệ số Tolerance dao động từ 0.752 – 0.879 và hệ số VIF nằm trong khoảng từ 1.138 – 1.330 đều nhỏ hơn ngưỡng cảnh báo 2, cho thấy không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mô hình.
Từ các kết quả trên, phương trình hồi quy tuyến tính bội phản ánh mối quan hệ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc được xác định như sau:
NLQL= 0.623+ 0.114KT + 0.203KN + 0.222TD + 0.288TCQL
Trong đó: NLQL là biến phụ thuộc thể hiện Năng lực quản lý của nhà quản trị hợp tác xã.
KT, KN, TD, TCQL là các biến độc lập theo thứ tự lần lượt là Trình độ kiến thức, Kỹ năng quản lý, Thái Độ và Tố chất quản lý.
Căn cứ vào kết quả phân tích hồi quy đa biến cho thấy 4 yếu tố cấu thành có ảnh hưởng đến Năng lực quản lý của nhà quản trị hợp tác xã bao gồm: (1) Trình độ kiến thức, Kỹ năng quản lý, Thái độ và Tố chất quản lý. Trong đó Yếu tố “Thái độ” có tác động lớn nhất đến năng lực quản lý của nhà quản trị hợp tác xã với hệ số hồi quy là 0.228, tiếp đến là yếu tố “Tố chất quản lý” có hệ số hồi quy là 0.222, yếu tố “Kỹ năng quản lý” có tác động thấp hơn với hệ số hồi quy 0.203 và yếu tố “Trình độ kiến thức” với hệ số hồi quy thấp nhất là 0.114 là yếu tố có tác động ít nhất đến kết quả kinh doanh của doanh nghiệp sản xuất TACN.
Yếu tố: “Thái độ”, là yếu tố có tác động lớn nhất đến năng lực quản lý của nhà quản trị hợp tác xã nông nghiệp tỉnh Hưng Yên. Thực tế cho thấy, trong hệ thống hợp tác xã tại Hưng Yên, rất nhiều ban quản trị hoạt động mang tính hình thức, chủ yếu để duy trì cơ cấu tổ chức nhằm nhận các nguồn hỗ trợ từ nhà nước mà chưa thực sự xem việc điều hành hợp tác xã là một công việc chuyên nghiệp và có sứ mệnh cộng đồng. Tình trạng này dẫn đến việc thiếu động lực phát triển, thiếu minh bạch trong quản lý, khiến xã viên mất niềm tin, không tham gia đóng góp hoặc đồng hành cùng hợp tác xã.
Thay đổi thái độ không chỉ là thay đổi hành vi mà là chuyển hóa cách nhìn nhận vai trò của nhà quản trị – từ một người “trông coi hình thức” sang người “dẫn dắt cộng đồng”. Đây chính là điểm then chốt nếu Hưng Yên muốn phát triển hệ thống hợp tác xã nông nghiệp hiệu quả và bền vững trong tương lai.
Yếu tố “Tố chất quản lý”, là yếu tố có tác động lớn thứ hai đến năng lực quản lý của nhà quản trị hợp tác xã nông nghiệp tỉnh Hưng Yên. Tố chất quản lý ở đây không chỉ đơn thuần là khả năng bẩm sinh mà còn bao gồm những đặc điểm cá nhân có thể hình thành và phát triển trong quá trình công tác như tư duy logic, bản lĩnh quyết đoán, khả năng xử lý tình huống linh hoạt, sự kiên định và tinh thần chịu trách nhiệm.
Những người có tố chất quản lý tốt thường không chờ đợi chỉ đạo từ cấp trên hay phụ thuộc hoàn toàn vào các nguồn hỗ trợ bên ngoài, mà luôn tìm cách tận dụng nội lực, liên kết cộng đồng, khai thác thị trường và tìm kiếm cơ hội đổi mới mô hình hoạt động. Ngược lại, nếu một cá nhân thiếu tố chất quản lý, dù có được đào tạo về kỹ năng hay kiến thức, cũng thường rơi vào trạng thái thụ động, chần chừ trong quyết định, và dễ bị áp lực chi phối khi hợp tác xã đối mặt với rủi ro hay thay đổi môi trường. Đây chính là lý do vì sao nhiều hợp tác xã được hỗ trợ đầy đủ về cơ sở vật chất nhưng vẫn hoạt động cầm chừng – vì đội ngũ lãnh đạo thiếu “nội lực” về tư duy lãnh đạo.
Cần có cơ chế sàng lọc, đánh giá tố chất trước khi bổ nhiệm hoặc tái cử, kết hợp với chương trình huấn luyện chuyên biệt để phát huy tối đa tiềm năng của những người có tố chất lãnh đạo. Chỉ khi nhà quản trị hợp tác xã thực sự có bản lĩnh, tư duy định hướng và khả năng tổ chức linh hoạt, mô hình hợp tác xã nông nghiệp mới có thể vận hành hiệu quả, thích ứng với biến động thị trường và thực sự trở thành “hạt nhân phát triển nông nghiệp bền vững” tại địa phương.
Yếu tố “Kỹ năng quản lý”, là một trong những thành tố quan trọng ảnh hưởng trực tiếp đến năng lực quản lý của nhà quản trị hợp tác xã nông nghiệp tại tỉnh Hưng Yên. Kỹ năng quản lý ở đây bao gồm nhiều nội dung thiết yếu như kỹ năng lập kế hoạch sản xuất kinh doanh, tổ chức điều hành công việc, phân công nhiệm vụ, quản lý tài chính, điều phối nhân lực, kết nối thị trường tiêu thụ cũng như năng lực truyền thông và xử lý khủng hoảng. Trong thực tế, nhiều hợp tác xã nông nghiệp tại Hưng Yên hoạt động thiếu hiệu quả không hẳn vì thiếu vốn hay công nghệ mà chủ yếu do ban quản trị chưa được trang bị đầy đủ những kỹ năng căn bản để điều hành một tổ chức kinh tế tập thể trong bối cảnh cạnh tranh thị trường ngày càng gay gắt.
Chính vì vậy, phát triển kỹ năng quản lý cần được xem là một nhiệm vụ trọng tâm trong chiến lược nâng cao năng lực đội ngũ lãnh đạo HTXNN tại tỉnh Hưng Yên. Khác với kiến thức – có thể truyền đạt qua các lớp học lý thuyết, kỹ năng chỉ thực sự hình thành qua quá trình huấn luyện thực tế, mô phỏng tình huống và kèm cặp sát sao. Cần tổ chức các chương trình đào tạo kỹ năng theo hướng thực hành, gắn với hoạt động cụ thể của từng loại hình hợp tác xã, kết hợp với việc xây dựng mạng lưới tư vấn hoặc “cố vấn đồng hành” để hỗ trợ ban quản trị trong quá trình ra quyết định. Bên cạnh đó, việc ứng dụng công nghệ số trong lập kế hoạch, theo dõi tài chính, truy xuất nguồn gốc… cũng là một hướng tiếp cận mới, giúp các nhà quản trị nâng cao kỹ năng điều hành trên nền tảng hiện đại.
Yếu tố “Trình độ kiến thức”, là một thành phần quan trọng cấu thành năng lực quản lý của nhà quản trị hợp tác xã, dù hệ số tác động trong mô hình nghiên cứu là thấp nhất. Trình độ kiến thức ở đây không chỉ đơn thuần là bằng cấp học vấn mà còn bao gồm mức độ hiểu biết và cập nhật của cán bộ quản lý hợp tác xã về các lĩnh vực thiết yếu như luật hợp tác xã, chính sách nông nghiệp, kiến thức về thị trường, chuỗi giá trị, tiêu chuẩn chất lượng nông sản, công nghệ sản xuất, chuyển đổi số và hội nhập kinh tế nông nghiệp.
Trong bối cảnh nền nông nghiệp ngày càng chuyển dịch sang mô hình thị trường hóa, lấy giá trị gia tăng và kết nối chuỗi làm trung tâm, việc thiếu kiến thức chuyên sâu sẽ khiến ban quản trị hợp tác xã lúng túng trong hoạch định hướng đi, không bắt kịp cơ hội và dễ rơi vào thế bị động trong điều hành. Tại tỉnh Hưng Yên, nhiều nhà quản trị hợp tác xã xuất thân từ nông dân có kinh nghiệm sản xuất thực tiễn lâu năm nhưng lại thiếu kiến thức hệ thống về kinh tế tập thể, dẫn đến việc quản lý hợp tác xã còn nặng tính truyền thống, thủ công và thiếu sự thích nghi với các yêu cầu mới của thị trường.
Để nâng cao trình độ kiến thức cho đội ngũ lãnh đạo hợp tác xã nông nghiệp ở tỉnh Hưng Yên, cần áp dụng các mô hình đào tạo linh hoạt như đào tạo theo chuyên đề ngắn hạn, học qua tình huống điển hình, đào tạo tại chỗ kết hợp với thực hành hoặc học tập thông qua mô hình “hợp tác xã học hợp tác xã”. Ngoài ra, việc xây dựng tài liệu hướng dẫn, cẩm nang pháp lý đơn giản, dễ tiếp cận và tổ chức hội thảo chuyên sâu về xu hướng thị trường, tiêu chuẩn chất lượng cũng rất cần thiết.
4. Kết luận
Kết quả nghiên cứu khẳng định rằng năng lực quản lý của thành viên ban quản trị hợp tác xã nông nghiệp tại Hưng Yên chịu sự chi phối đồng thời của 4 yếu tố cấu thành: trình độ kiến thức, kỹ năng quản lý, thái độ và tố chất quản lý. Trong đó, thái độ quản lý là yếu tố có tác động mạnh nhất, phản ánh cam kết, trách nhiệm và tinh thần phụng sự cộng đồng của đội ngũ lãnh đạo hợp tác xã. Bên cạnh đó, tố chất quản lý cũng đóng vai trò then chốt, giúp các nhà quản trị thích ứng và dẫn dắt hợp tác xã vượt qua thách thức. Kỹ năng quản lý và trình độ kiến thức tuy có mức độ tác động thấp hơn nhưng vẫn giữ vai trò quan trọng, đặc biệt trong bối cảnh hợp tác xã nông nghiệp cần vận hành theo hướng chuyên nghiệp, gắn với chuỗi giá trị và hội nhập thị trường. Điểm đáng chú ý là kiến thức có thể được bồi dưỡng thông qua đào tạo, trong khi thái độ và tố chất đòi hỏi sự sàng lọc và phát triển lâu dài.
Chú thích:
1. Boyatzis, R. E. (1982). The Competent Manager: A Model for Effective Performance. John Wiley & Sons.
2. Spencer, L. M., & Spencer, S. M. (1993). Competence at Work: Models for Superior Performance. Wiley.
3. Nonaka, I., & Takeuchi, H. (1995). The Knowledge-Creating Company: How Japanese Companies Create the Dynamics of Innovation. Oxford University Press.
4. Goleman, D. (1998). Working with Emotional Intelligence. Bantam Books.
5. McClelland, D. C. (1998). Identifying competencies with behavioral-event interviews. Psychological Science, 9(5), pp.331 – 339.
6. Man, T. W. Y., & Lau, T. (2005). The context of entrepreneurship in Hong Kong: An investigation through the patterns of entrepreneurial competencies in contrasting industrial environments. Journal of Small Business and Enterprise Development, 12(4), pp.464 – 481.
7. Teece, D. J. (2007). Explicating dynamic capabilities: The nature and microfoundations of (sustainable) enterprise performance. Strategic Management Journal, 28(13), pp.1319 – 1350.
8. Mintzberg, H. (2009). Managing. Berrett-Koehler Publishers.
9. Robbins, S. P., & Judge, T. A. (2019). Organizational Behavior (18th ed.). Pearson.
