2.3. Đánh giá sự hài lòng của người dân đối với chất lượng dịch vụ hành chính công
2.3.6. Phân tích hồi quy đa biến
Phương pháp phân tích hồi quy đa biến giúp xác định những nhân tố nào đóng góp nhiều hay ít hoặc không có đóng góp vào sự thay đổi của biến phụ thuộc, để từ đó đưa ra các giải pháp cần thiết và kinh tế nhất.
Để đánh giá cảm nhận của người dân đối với dịch vụ hành chính công tại UBND xã Xuân Thới Đông, nghiên cứu tiến hành phân tích hồi quy dựa trên mô hình nghiên cứu đã xây dựng:
Phương trình mô hình hồi quy tổng thể biểu diễn ảnh hưởng của các yếu tố đối với sự hài lòng của người dân đối với dịch vụ hành chính công tại UBND xã Xuân Thới Đông có dạng như sau:
HLi = β0i + β1i.TCi + β2i.ĐUi + β3i.NLi + β4i.ĐCi + β5i.HHi + ei Trong đó:
HLi: mức độ hài lòng của người dân i
TCi: cảm nhận của người dân i về sự tin cậy ĐUi: cảm nhận của người dân i về sự đáp ứng NLi: cảm nhận của người dân i về năng lực phục vụ ĐCi: cảm nhận của người dân i về sự đồng cảm HHi: cảm nhận của người dân i về sự hữu hình 2.3.6.1. Ước lượng mô hình hồi quy đa biến
Phương trình hồi quy tổng thể nhằm đánh giá mức độ tác động của các yếu tố đối với sự hài lòng của người dân về dịch vụ hành chính công tại UBND xã Xuân Thới Đông được ước lượng từ dữ liệu 205 mẫu quan sát.
Mức ý nghĩa quan sát (Sig.) của tất cả các nhân tố trong mô hình hồi quy gồm “Sự tin cậy”, “Khả năng đáp ứng”, “Năng lực phục vụ”, “Sự đồng cảm” và “Phương diện hữu hình” đều nhỏ hơn mức ý nghĩa kiểm định (α = 5%) cho thấy rằng, tất cả các nhân tố này đều có ý nghĩa thống kê trong mô hình.
Bảng 2.16. Kết quả ước lượng mô hình hồi quy
Mô hình Hệ số Beta chưa chuẩn hóa
Hệ số Beta
chuẩn hóa T Sig.
(Hằng số) -0,170 -0,944 0,347 Sự hữu hình 0,342 0.412 9,861 0,000 Sự tin cậy 0,086 0,104 2,475 0,014 Sự đáp ứng 0,304 0,379 8,880 0,000 Sự đồng cảm 0,076 0,092 2.106 0,036 Năng lực phục vụ 0,212 0,305 6,880 0,000
(Nguồn: Tác giả tính toán bằng phần mềm SPSS từ dữ liệu điều tra)
Dựa vào dữ liệu mẫu, mô hình hồi quy đánh giá mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đối với sự hài lòng của người dân khi sử dụng dịch vụ hành chính công tại UBND xã Xuân Thới Đông có dạng như sau:
HLi = 0,104xTCi + 0,379xĐUi + 0,305xNLi + 0,092xĐCi + 0,412xHHi 2.3.6.2. Đánh giá độ phù hợp của mô hình
Đối với mô hình hồi quy đa biến, để đánh giá độ phù hợp của mô hình ta sử dụng hệ số xác định R2 hiệu chỉnh thay cho hệ số xác định R2, nhằm tránh những tác động từ việc thổi phồng giá trị R2 khi ta đưa quá nhiều biến độc lập vào mô hình nghiên cứu. Hệ số xác định R2 hiệu chỉnh càng lớn chứng tỏ mức độ giải thích cho sự biến động biến phụ thuộc của các biến độc lập được đưa vào mô hình nghiên cứu càng tốt. Ngược lại, hệ số xác định R2 hiệu chỉnh càng nhỏ thì mức độ giải thích của các biến độc lập đối với biến phụ thuộc càng kém.
Do nghiên cứu sử dụng dữ liệu của mẫu nên để đánh giá độ phù hợp của mô hình hồi quy trong tổng thể, ta cần tiến hành kiểm định với cặp giả thiết sau:
- H0: Hệ số xác định R2 bằng 0 (hay nói cách khác, tất cả các hệ số bê-ta riêng phần đồng thời bằng 0).
- H1: Hệ số xác định R2 khác 0 (hay nói cách khác, tồn tại ít nhất một hệ số bê-ta riêng phần nào đó khác 0).
Bảng 2.17. Đánh giá độ phù hợp của mô hình
Tóm tắt mô hình
Mô hình R R2 R2 hiệu chỉnh Ước lượng độ lệch chuẩn
1 0,829 0,687 0,679 0,28711 Kiểm định độ phù hợp mô hình Mô hình 1 Tổng bình phương Bậc tự do Trung bình bình phương F Sig. Hồi quy 36,022 5 7,204 87,401 0,000 Phần dư 16,403 199 0,082 Tổng 52,426 204
(Nguồn: Tác giả tính toán bằng phần mềm SPSS từ dữ liệu điều tra)
Dựa vào bảng kết quả kiểm định, giá trị Sig = 0,000 (nhỏ hơn mức ý nghĩa kiểm định 5%), nên ta có thể kết luận rằng, với dữ liệu mẫu thu thập được, mô hình hồi quy tổng thể hoàn toàn có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa kiểm định 5%.
Ý nghĩa của hệ số xác định R2 hiệu chỉnh: nhằm phản ánh mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập lên biến phụ thuộc.
Với dữ liệu mẫu thu thập được, hệ số xác định R2 hiệu chỉnh của mô hình là 0,679. Điều này có nghĩa rằng, 05 biến độc lập đưa vào chạy hồi quy ảnh hưởng tới 67,9% sự thay đổi của biến phụ thuộc, còn lại 32,1% là do các biến ngoài mô hình và sai số ngẫu nhiên. Nói cách khác, các biến độc lập trong mô hình giải thích được 67,9% cho biến động trong sự hài lòng của người dân đối với dịch vụ hành chính công tại UBND xã Xuân Thới Đông.
2.3.6.3. Tìm sự vi phạm các giả định mô hình hồi quy tuyến tính đa biến * Giả định về liên hệ tuyến tính
Để kiểm tra giả định về liên hệ tuyến tính, ta lập biểu đồ phân tán giữa phần dư chuẩn hóa và giá trị dự đoán chuẩn hóa (biểu đồ Scatter).
Biểu 2.18. Biểu đồ phần dư chuẩn hóa và giá trị dự đoán chuẩn hóa
(Nguồn: Tác giả tính toán bằng phần mềm SPSS từ dữ liệu điều tra)
Dựa vào biểu đồ trên, ta thấy phần dư chuẩn hóa phân bổ tập trung xung quanh đường tung độ 0, do vậy giả định quan hệ tuyến tính không bị vi phạm.
* Giả định về tính độc lập của sai số (không có tương quan của các sai số hay còn gọi là tương quan chuỗi bậc nhất)
Để kiểm định giả định về tính độc lập của sai số, ta tiến hành tính đại lượng Durbin Watson dựa trên dữ liệu mẫu.
Bảng 2.19. Đại lượng Durbin Watson của mô hình hồi quy Model Summaryb Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R Square
Std. Error of the
Estimate Durbin-Watson
1 .829a .687 .679 .28711 2.137
a. Predictors: (Constant), Năng lực phục vụ, Sự tin cậy, Phương diện hữu hình, Khả năng đáp ứng, Sự đồng cảm
b. Dependent Variable: Sự hài lòng
Kết quả từ bảng 2.19 cho thấy, đại lượng Durbin Watson của mô hình hồi quy này là 2,137. Theo Savin và White (1977), nguyên tắc kiểm tra hiện tượng tự tương quan như sau:
Giá trị Durbin Watson biến thiên từ 0 đến 4. Nếu các phần sai số không có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau thì giá trị sẽ gần bằng 2 (từ 1 đến 3). Nếu giá trị càng gần về 0 thì các phần sai số có tương quan thuận, nếu càng gần về 4 thì các phần sai số có tương quan nghịch.
Với kích thước mẫu là 205 và có 05 biến độc lập trong mô hình nghiên cứu, ta có dL = 1,752 và dU = 1,834. Gắn vào thanh giá trị Durbin Watson, ta thấy 1,834 < 2,137 < 2,166, như vậy không có tự tương quan chuỗi bậc nhất trong mô hình.
0 dL dU 2 4-dU 4-dL 4 1,752 1,834 2,137 2,166 2,248
Nói cách khác, với giá trị Durbin Watson là 2,137 tức là nằm trong khoảng (dU, 4-dU), nên ta chấp nhận giả thuyết không có tự tương quan chuỗi bậc nhất, như vậy dữ liệu mẫu không vi phạm về giả định tính độc lập của sai số.
* Giả định về không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến:
Về quy tắc, nếu hệ số phóng đại phương sai (VIF – Variance Inflation Factor) lớn hơn 10 thì đó là dấu hiệu của hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình hồi quy đa biến.
Ta thấy rằng, tất cả hệ số VIF của các biến độc lập đều nhỏ hơn 10. Như vậy, dữ liệu mẫu thu thập không vi phạm giả định về hiện tượng đa cộng tuyến.
Bảng 2.20. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Mô hình
Đo lường đa cộng tuyến VIF (Hằng số) Sự hữu hình 1,109 Sự tin cậy 1,128 Sự đáp ứng 1,161 Sự đồng cảm 1,215 Năng lực phục vụ 1,248
(Nguồn: Tác giả tính toán bằng phần mềm SPSS từ dữ liệu điều tra) 2.3.7. Kiểm định giả thuyết thống kê
Với dữ liệu mẫu thu thập được, ta đã chứng minh mô hình hồi quy tổng thể hoàn toàn có ý nghĩa thống kê, đồng thời dữ liệu mẫu không vi phạm các giả định cơ bản của mô hình hồi quy. Vì vậy, ta đủ điều kiện tiến hành kiểm định giả thuyết của mô hình nghiên cứu.
Dựa vào dữ liệu mẫu, mô hình hồi quy đánh giá mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đối với sự hài lòng của người dân đối với dịch vụ hành chính công tại UBND xã Xuân Thới Đông có dạng như sau (phương trình hồi quy chuẩn hóa):
HLi = 0,104xTCi + 0,379xĐUi + 0,305xNLPVi + 0,092xĐCi + 0,412xPDHHi Dựa vào kết quả kiểm định các hệ số beta riêng phần và giá trị của các hệ số beta riêng phần, ta có thể kết luận rằng:
- Chấp nhận giả thuyết H1: có nghĩa là, nếu cảm nhận của người dân về sự tin cậy càng cao thì sự hài lòng của người dân về dịch vụ hành chính công tại UBND xã Xuân Thới Đông càng cao.
- Chấp nhận giả thuyết H2: có nghĩa là, nếu cảm nhận của người dân về khả năng đáp ứng của nhân viên đối với nhu cầu của người dân càng cao thì sự hài lòng của người dân về dịch vụ hành chính công tại UBND xã Xuân Thới Đông càng cao.
- Chấp nhận giả thuyết H3: có nghĩa là, nếu cảm nhận của người dân về năng lực phục vụ của nhân viên càng cao thì sự hài lòng của người dân về dịch vụ hành chính công tại UBND xã Xuân Thới Đông càng cao.
- Chấp nhận giả thuyết H4: có nghĩa là, nếu cảm nhận của người dân về sự đồng cảm của nhân viên càng cao thì sự hài lòng của người dân về dịch vụ hành chính công tại UBND xã Xuân Thới Đông càng cao.
- Chấp nhận giả thuyết H5: có nghĩa là, nếu cảm nhận của người dân về phương diện hữu hình của cơ quan hành chính càng cao thì sự hài lòng của người dân về dịch vụ hành chính công tại UBND xã Xuân Thới Đông càng cao.
Bảng 2.21. Kết quả kiểm định các hệ số beta riêng phần
Mô hình Hệ số Beta chuẩn hóa T Sig.
(Hằng số) -0,944 0,347 Sự hữu hình 0,412 9,861 0,000 Sự tin cậy 0,104 2,475 0,014 Sự đáp ứng 0,379 8,880 0,000 Sự đồng cảm 0,092 2,106 0,036 Năng lực phục vụ 0,305 6,880 0,000
(Nguồn: Tác giả tính toán bằng phần mềm SPSS từ dữ liệu điều tra)
Ý nghĩa kinh tế của các hệ số hồi quy beta riêng phần:
- Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu cảm nhận của người dân về phương diện hữu hình của cơ quan hành chính (cơ sở vật chất, trang thiết bị, trang phục của nhân viên…) tăng thêm 01 điểm thì sự hài lòng của người dân về DVHCC tại UBND xã Xuân Thới Đông tăng thêm 0,412 điểm.
- Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu cảm nhận của người dân về sự tin cậy tăng thêm 01 điểm thì sự hài lòng của người dân về DVHCC tại UBND xã Xuân Thới Đông tăng thêm 0,104 điểm.
- Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu cảm nhận của người dân về khả năng đáp ứng của nhân viên đối với nhu cầu của người dân tăng thêm 01 điểm
thì sự hài lòng của người dân về DVHCC tại UBND xã Xuân Thới Đông tăng thêm 0,379 điểm.
- Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu cảm nhận của người dân về sự đồng cảm của nhân viên tăng thêm 01 điểm thì sự hài lòng của người dân về DVHCC tại UBND xã Xuân Thới Đông tăng thêm 0,092 điểm.
- Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu cảm nhận của người dân về năng lực phục vụ của nhân viên tăng thêm 01 điểm thì sự hài lòng của người dân về DVHCC tại UBND xã Xuân Thới Đông tăng thêm 0,305 điểm.
Như vậy, với dữ liệu mẫu thu thập được, yếu tố phương diện hữu hình có tác động lớn nhất đối với sự hài lòng của người dân về DVHCC tại UBND xã Xuân Thới Đông. Ngoài ra, các yếu tố còn lại (gồm: khả năng đáp ứng, năng lực phục vụ, sự tin cậy và sự đồng cảm) đều có tác động đến sự hài lòng của người dân về dịch vụ hành chính công tại UBND xã Xuân Thới Đông. Đây là một trong những cơ sở để tác giả xem xét đề xuất các nhóm giải pháp, nhằm cải thiện và nâng cao sự hài lòng của người dân đối với DVHCC tại UBND xã Xuân Thới Đông.
2.3.8. So sánh sự hài lòng của người dân theo các đặc điểm cá nhân
2.3.8.1. Theo giới tính
Để đánh giá sự khác biệt về sự hài lòng của người dân theo giới tính, tiến hành kiểm định giả thuyết sau:
- H0: Không có sự khác biệt về sự hài lòng giữa nam và nữ đối với DVHCC. - H1: Có sự khác biệt về sự hài lòng giữa nam và nữ đối với dịch vụ hành chính công.
Kết quả kiểm định bảng 2.19 dưới đây cho thấy, với mức ý nghĩa quan sát Sig = 0,346 (lớn hơn so với mức ý nghĩa α = 5%). Do đó, với dữ liệu mẫu thu được, ta không đủ bằng chứng thống kê để chứng minh rằng có sự khác biệt về sự hài lòng giữa nam và nữ đối với dịch vụ hành chính công. Nói cách khác, sự hài lòng giữa nam và nữ đối với DVHCC tại UBND xã Xuân Thới Đông là tương đương nhau.
Independent Samples Test
Levene's Test for Equality
of Variances t-test for Equality of Means
F Sig. T df Sig. (2- tailed) Mean Difference Std. Error Difference HL Equal variances assumed .474 .492 .945 203 .346 .06696 .07083 Equal variances not assumed .945 202.974 .346 .06696 .07082
(Nguồn: Tác giả tính toán bằng phần mềm SPSS từ dữ liệu điều tra)
2.3.8.2. Theo nhóm tuổi
Để đánh giá sự khác biệt về sự hài lòng của người dân theo nhóm tuổi, tiến hành kiểm định giả thuyết sau:
- H0: Không có sự khác biệt về sự hài lòng giữa những người dân thuộc các nhóm tuổi khác nhau đối với dịch vụ hành chính công.
- H1: Có sự khác biệt về sự hài lòng giữa những người dân thuộc các nhóm tuổi khác nhau đối với dịch vụ hành chính công.
Bảng 2.23. Kiểm định sự khác biệt về sự hài lòng của người dân theo độ tuổi
ANOVA HL Sum of Squares Df Mean Square F Sig. Between Groups .380 3 .127 .489 .690 Within Groups 52.046 201 .259 Total 52.426 204
(Nguồn: Tác giả tính toán bằng phần mềm SPSS từ dữ liệu điều tra)
Với mức ý nghĩa quan sát Sig = 0,690 (lớn hơn so với mức ý nghĩa α = 5%). Do đó, với dữ liệu mẫu thu được, ta không đủ bằng chứng thống kê để chứng minh rằng có khác biệt về sự hài lòng giữa những người dân thuộc các nhóm tuổi khác nhau. Nói cách khác, sự hài lòng của người dân thuộc các độ tuổi khác nhau đối với dịch vụ hành chính công tại Ủy ban nhân dân xã Xuân Thới Đông là như nhau.
Để đánh giá sự khác biệt về sự hài lòng của người dân theo nghề nghiệp, tiến hành kiểm định giả thuyết sau:
- H0: Không có sự khác biệt về sự hài lòng giữa những người dân có nghề nghiệp khác nhau đối với dịch vụ hành chính công.
- H1: Có sự khác biệt về sự hài lòng giữa những người dân có nghề nghiệp khác nhau đối với dịch vụ hành chính công.
Bảng 2.24. Kiểm định sự khác biệt về sự hài lòng của người dân theo nghề nghiệp
ANOVA
HL
Sum of Squares Df Mean Square F Sig.
Between Groups 3.066 5 .613 2.473 .034
Within Groups 49.359 199 .248
Total 52.426 204
(Nguồn: Tác giả tính toán bằng phần mềm SPSS từ dữ liệu điều tra)
Kết quả kiểm định cho thấy, với mức ý nghĩa quan sát Sig = 0,034 (nhỏ hơn so với mức ý nghĩa α = 5%), nên ta có thể bác bỏ giả thuyết H0. Nói cách khác, với dữ liệu mẫu thu được, ta có đủ bằng chứng thống kê để chứng minh rằng có khác biệt về sự hài lòng giữa những người dân có nghề nghiệp khác nhau.
Thực hiện phân tích sâu bằng phương pháp thống kê trung bình cho thấy rằng, nông dân có mức độ hài lòng cao hơn so với những nghề nghiệp khác.
Bảng 2.25. Kết quả thống kê trung bình về sự hài lòng theo nghề nghiệp
Descriptives
HL
N Mean
Std.
Deviation Std. Error
95% Confidence Interval for Mean
Minimum Maximum Lower Bound Upper Bound
Nông dân 14 3.6607 .64753 .17306 3.2868 4.0346 3.00 4.75 Công nhân 68 3.4008 .43194 .05442 3.2920 3.5096 2.25 4.25