Sau khi kiểm tra độ tin cậy của thang đo, phân tích nhân tố khám phá EFA được tiến hành theo phương pháp trích yếu tố Principal Component Analysis với phép xoay Varimax
Bảng 4 5: Đánh giá độ tin cậy của các thang đo
Stt Phát biểu Mã hóa Hệ số TQBT α nếu biến bị loại GTTB của biến Độ tin cậy (α = 0,865) 1 Các quy trình thủ tục dịch vụ hành
chính đều được niêm yết cơng khai. TC1 0,876 0,848 3,88 2 Các biểu mẫu đều được hướng dẫn chi
tiết. TC2 0,783 0,868 4,00
3 Hồ sơ nộp cho bộ phận phụ trách đều
không bị thất lạc hay mất mát. TC3 0,882 0,858 4,00 4 Các văn bản kết quả giải quyết cơng
việc đều khơng mắc sai sót nào. TC4 0,818 0,865 4,02 5 Thời gian giao trả kết quả giải quyết
hồ sơ đúng với giấy hẹn. TC5 0,868 0,848 3,88 6 Khi phát sinh chậm trễ so với giấy TC6 0,888 0,857 3,88
Stt Phát biểu Mã hóa Hệ số TQBT α nếu biến bị loại GTTB của biến
hẹn, Ơng/Bà được thơng báo trước khi đến liên hệ.
Khả năng đáp ứng (α = 0,854)
7 Ơng/Bà khơng phải chờ lâu để được
phục vụ. DU1 0,872 0,836 2,50
8 Thời gian giải quyết công việc đúng
như đã công khai. DU2 0,881 0,858 2,48
9 Ơng/ Bà khơng phải đi lại nhiều lần để
làm hồ sơ. DU3 0,814 0,852 2,48
10 Hồ sơ của Ông/Bà được bộ phận tiếp
nhận giải quyết nhanh gọn. DU4 0,871 0,865 2,48
Năng lực của công chức (α = 0,868)
11 Cán bộ tiếp nhận hồ sơ có khả năng
giao tiếp tốt. NL1 0,883 0,854 2,87
12 Cán bộ tiếp nhận hồ sơ có kiến thức
giải quyết công việc liên quan. NL2 0,838 0,858 2,88 13 Cán bộ tiếp nhận hồ sơ có kỹ năng giải
quyết công việc liên quan. NL3 0,844 0,868 3,03 14 Cán bộ tiếp nhận rất thành thạo
chuyên môn, nghiệp vụ liên quan. NL4 0,877 0,865 2,88 15 Cán bộ tiếp nhận, thụ lý tư vấn, giảiquyết thỏa đáng các vướng mắc của
người dân.
NL5 0,888 0,863 3,00
16 Cán bộ công chức luôn cố gắng khơngđể xảy ra sai sót khi giải quyết thủ tục hành chính cho người dân.
NL6 0,85 0,868 3,04
Thái độ phục vụ của cơng chức (α = 0,883)
17 Cơng chức có thái độ lịch sự khi tiếp
nhận và hoàn trả hoàn trả hồ sơ. TD1 0,88 0,877 3,50 18 Cơng chức có thái độ thân thiện khi trả
lời thắc mắc của người dân. TD2 0,841 0,88 3,50 19 Công chức tiếp nhận không gây nhũng
nhiễu, phiền hà cho người dân. TD3 0,878 0,884 3,48 20 Công chức phục vụ công bằng với tất
Stt Phát biểu Mã hóa Hệ số TQBT α nếu biến bị loại GTTB của biến
21 Cơng chức tiếp nhận hồ sơ có tinhthần trách nhiệm cao đối với hồ sơ của người dân.
TD5 0,835 0,881 3,48 22 Cơng chức tận tình tư vấn, hướng dẫn
người dân khi họ cần được giúp. TD6 0,855 0,878 3,50 23 Cơng chức ln lắng nghe và tìm hiểu
nguyện vọng của người dân. TD7 0,820 0,882 3,47
Cơ sở vật chất và quy trình thủ tục (α = 0,863)
24 Phịng tiếp nhận và hồn trả hồ sơ
rộng rãi, thoáng mát. VQ1 0,817 0,854 4,08 25 Phịng tiếp nhận và hồn trả hồ sơ cóđầy đủ tiện nghi (máy lạnh, bàn, ghế,
v.v…).
VQ2 0,832 0,858 4,03
26
Phịng tiếp nhận và hồn trả hồ sơ tương đối hiện đại (máy lấy số tự động, máy vi tính, máy tra cứu hồ sơ…).
VQ3 0,875 0,857 4,07
27 Cách bố trí, sắp sếp nơi tiếp nhận và
hồn trả hồ sơ là hợp lý. VQ4 0,788 0,861 4,07 28 Có chỗ để xe an toàn cho người dân
khi đến làm thủ tục hành chính. VQ5 0,833 0,858 4,10 29 Các thủ tục hành chính đơn giản, dễ
hiểu. VQ6 0,877 0,857 4,07
30 Cơng chức thực hiện đúng các thủ tục
hành chính như đã cơng khai. VQ7 0,837 0,853 4,06 31 Quy trình xử lý hồ sơ hiện nay đã
niêm yết là hợp lý. VQ8 0,785 0,862 3,88
Hài lòng của người dân (α = 0,871)
32 Ơng/Bà hài lịng về kết quả giải
quyết công việc. HL1 0,818 0,864 2,87
33 Ông/Bà tin cậy vào dịch vụ do Bộ
phận này cung cấp. HL2 0,874 0,868 2,87
34 Ơng/Bà hài lịng về cơ sở vật chất
của Bộ phận này. HL3 0,824 0,864 2,87
35 Ơng/Bà hài lịng về khả năng đáp
(Nguồn: Khảo sát thực tế và tính tốn của tác giả)
4 3 2 1 Các yếu tố cấu thành chất lượng dịch vụ
Tất cả các biến quan sát của năm thành phần chất lượng được đưa vào phân tích nhân tố khám phá Kết quả phân tích được thể hiện trong Bảng 4 6, và Bảng IV 7 và Bảng IV 8 (Phụ lục IV) Theo đó, sau bốn vịng lặp, kết quả kiểm định Bartletts cho thấy giữa các biến trong tổng thể có mối tương quan với nhau (Sig = 0,000<0,05); hệ số KMO = 0,867; chứng tỏ phân tích nhân tố để nhóm các biến lại là rất thích hợp; hệ số Eigenvalue= 3,51; và tổng phương sai trích = 86,25% Như vậy, việc sử dụng phương pháp phân tích nhân tố khám phá (EFA) trong trường hợp nghiên cứu này là phù hợp
Cũng từ những bảng đó, chúng ta thấy có năm nhân tố được rút trích và khơng có biến nào bị loại do khơng vi phạm hệ số tải nhân tố hoặc giá trị phân biệt giữa hai hệ số tải nhân tố ở hai nhân tố khác nhau
Bảng 4 6: Hệ số KMO và Kiểm định Bartlett's
Hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) 0,867
Kiểm định Bartlett's Ước lượng Chi-bình phương Bậc tự do (df)
Mức ý nghĩa thống kê
14623,955 465 0,000
(Nguồn: Khảo sát thực tế và tính tốn của tác giả)
Stt Phát biểu Mã hóa Hệ số TQBT α nếu biến bị loại GTTB của biến
36 Ơng/Bà hài lịng về năng lực của
công chức. HL5 0,882 0,867 2,88
37 Ơng/Bà hài lịng về thái độ phục vụ
của công chức. HL6 0,803 0,866 2,87
38 Nhìn chung, Ơng/Bà hài lịng với
4 3 2 2 Yếu tố phụ thuộc
Tất cả bảy biến quan sát của khái niệm “sự hài lòng” của người dân được đưa vào phân tích nhân tố khám phá Kết quả phân tích được thể hiện trong Bảng 4 7, và Bảng 4 8 Theo đó, kết quả kiểm định Bartletts cho thấy giữa các biến trong tổng thể có mối tương quan với nhau (Sig =0,000<0,05); hệ số KMO = 0,852; chứng tỏ phân tích nhân tố để nhóm các biến lại là rất thích hợp; hệ số Eigenvalue= 5,961; và tổng phương sai trích = 85,16% Như vậy, việc sử dụng phương pháp phân tích nhân tố khám phá (EFA) trong trường hợp nghiên cứu này là phù hợp
Bảng 4 7: Hệ số KMO và Kiểm định Bartlett's
(Nguồn: Khảo sát thực tế và tính tốn của tác giả)
Bảng 4 8: Mức độ giải thích của phương sai tổng
Phương pháp rút trích: Principal Component Analysis
(Nguồn: Khảo sát thực tế và tính tốn của tác giả)
Tổng rút trích của bình Giá trị Eigenvalues
phương hệ số tải nhân tố Thành
% của
phần % của
Tổng Luỹ kế % Tổng Phương Luỹ kế % Phương sai sai 1 5,961 85,164 85,164 5,961 85,164 85,164 2 0,232 3,309 88,473 3 0,208 2,969 91,442 4 0,182 2,595 94,037 5 0,161 2,294 96,331 6 0,137 1,964 98,295 7 0,119 1,705 100,000 Hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) 0,852
Kiểm định Bartlett's Ước lượng Chi-bình phương 2773,146
Bậc tự do (df) 21
4 3 3 Phân tích hồi quy
Phần này được tiến hành phân tích nhằm xây dựng mơ hình, xác định mối quan hệ giữa mức độ hài lịng của người dân với các yếu tố, và khẳng định tầm quan trọng của từng yếu tố tác động đến sự hài lịng của người dân Nói cách khác, việc phân tích hồi quy sẽ chứng minh tính đúng đắn của mơ hình khái niệm trong hồn cảnh nghiên cứu cụ thể tại địa phương và tìm ra một mơ hình thích hợp nhất có thể giải thích được quan hệ giữa các yếu tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của người dân Từ đó có cơ sở cho gợi ý chính sách cụ thể sau này và các bước trong việc ra quyết định về chính sách Việc phân tích này được thực hiện bằng kỹ thuật hồi quy đa biến
4 3 3 1 Xây dựng mơ hình hồi quy
Mơ hình hồi quy tổng qt sau khi phân tích EFA:
Hài lịng của khách hàng = f(DTC, KNDU, NLCT, TDPV, VCQT)
Trong đó: DTC là yếu tố Độ tin cậy; KNDU là yếu tố Khả năng đáp ứng; NLCT là yếu tố Năng lực công tác của công chức; TDPV là yếu tố Thái độ phục vụ của công chức; VCQT là yếu tố Cơ sở vật chất và Quy trình thủ tục Giá trị của các biến này được xác định từ việc lưu nhân số (factor scores) trong q trình phân tích nhân tố khám phá
Việc xem xét trong các yếu tố DTC, KNDU, NLCT, TDPV, VCQT, yếu tố nào thật sự tác động đến mức độ hài lòng một cách trực tiếp sẽ được thực hiện bằng phương trình hồi quy tuyến tính bội:
HAILONG = β0 + β1DTC + β2 KNDU + β3NLCT + β4TDPV + β5VCQT
trong đó: β0, β1, β2, β3, β4, β5 là các hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa; và Giá trị của biến phụ thuộc HAILONG được xác định từ việc lưu nhân số (factor scores) trong q trình phân tích nhân tố khám phá
Bảng 4 9: Phân tích ANOVA
a Biến phụ thuộc: HAILONG
b Biến độc lập: (Hằng số), VCQT, TDPV, NLCT, KNDU, DTC
Hệ số xác định R2 điều chỉnh là 0,678, nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức 67,8%, điều này còn cho thấy mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập là khá chặt chẽ, cả 05 biến số trên góp phần giải thích 67,8% sự khác biệt của mức độ thoả mãn của người dân đó với dịch vụ hành chính cơng tại Bộ phận Một cửa Thành phố Biên Hồ
Kiểm định F sử dụng trong bảng phân tích phương sai vẫn là một phép kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính tổng thể Ta thấy kiểm định F trong Bảng 4 9 có giá trị Sig = 0,000, chứng tỏ mơ hình hồi quy tuyến tính bội trong Bảng 4 10 là phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được
Bảng 4 10: Hệ số hồi quy
Biến phụ thuộc: HAILONG
(Nguồn: Khảo sát thực tế và tính tốn của tác giả)
Mơ hình
Giá trị hồi qui chưa chuẩn hoá
Giá trị hồi qui chuẩn hoá Thống kê t Mức ý nghĩa thống kê Thống kê đa cộng tuyến
B Sai sốchuẩn Beta Dungsai VIF
1 (Constant) DTC KNDU NLCT TDPV VCQT 0,028 0,628 0,360 0,512 0,791 0,221 0,001 0,002 0,002 0,001 0,003 0,001 0,518 0,301 0,426 0,659 0,185 30,905 719,901 416,544 592,102 916,161 254,646 0,00 0,00 0,00 0,00 0,00 0,00 0,912 0,865 0,934 0,786 0,808 1,10 1,16 1,07 1,27 1,24 Tổng bình Bậc tự Trung bình Thống kê Mức ý Mơ hình phương do bình phương F nghĩa
1 Hồi qui 455,992 Số dư 0,073 Tổng 456,065 5 325 330 91,198 0,000 406018.49 b 0,000
4 3 3 2 Đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình hồi qui
Kết quả cho thấy, các hệ số β đều khác 0 và sig <0,05, chứng tỏ các thành phần trên đều có tác động vào sự hài lịng của người dân, hơn nữa dấu của các hệ số đến dương, phù hợpvới dấu kỳ vọng So sánh giá trị (độ lớn) của β chuẩn hóa cho thấy:
Thái độ phục vụ của cơng chức có tác động quan trọng nhất, tác động lớn nhất đến sự thoả mãn của người dân (β= 0,659), vượt trội hơn so với ảnh hưởng của các yếu tố khác: Độ tin cậy (β=0,518); Năng lực công chức (β=0,426); Khả năng đáp ứng (β=0,301); và Cơ sở vật chất và quy trình thủ tục (β=0,185) Theo tác giả, người dân khơng địi hỏi trình độ cao của cơng chức bởi vì họ chỉ cần làm các cơng việc hành chính, giấy tờ theo kinh nghiệm; tuy nhiên, họ rất quan tâm đến thái độ phục vụ của công chức Bất kỳ sự quan lieu, nhũng nhiễu của công chức trong q trình thực hiện thủ tục hành chính đều tác động tiêu cực đến sự hài lòng của người dân Do đó, cán bộ cơng chức cần phải thực sự nghiêm túc chấn chỉnh thái độ trong việc phục vụ dân như câu nói của Bác Hồ “Đảng là người lãnh đạo, là đầy tớ trung thành của nhân dân” Ngồi ra, kết quả giải quyết thiếu chính xác, làm thất lạc giấy tờ đều làm giảm sự tin cậy của người dân đối với cơ quan quản lý hành chính nhà nước; do đó, độ tin cậy trong việc cung cấp dịch vụ hành chính cơng có tác động dương đối với sự hài lòng của người dân Các yếu tố khác cũng đều có tác động đáng kể đến sự hài lòng của người dân
Cuối cùng, ta sẽ xem xét sự vi phạm đa cộng tuyến của mơ hình Ở phần phân tích hệ số tương quan ở trên, ta đã thấy rằng giữa biến phụ thuộc có quan hệ tương quan khá rõ với các biến độc lập nhưng ta cũng thấy được giữa các biến độc lập cũng có tương quan với nhau Điều này sẽ tạo ra khả năng đa cộng tuyến của mơ hình Vì vậy, ta phải dị tìm hiện tượng đa cộng tuyến bằng cách tính độ chấp nhận của biến (Tolerance) và hệ số phóng đại phương sai (Variance inflation factor - VIF)
Theo lý thuyết, nếu VIF<2 thì hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập ảnh hưởng khơng đáng kể đến mơ hình; 2≤VIF≤10 thì mơ hình có hiện
tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập ảnh hưởng đáng kể đến mơ hình; và, VIF>10 thì mơ hình có dấu hiệu của đa cộng tuyến Ta thấy, tất cả các giá trị VIF trong Bảng 4 10 đều nhỏ hơn 2; như vậy, hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập ảnh hưởng khơng đáng kể đến mơ hình hồi qui tuyến tính nghiên cứu
Giá trị dương của tất cả các hệ số hồi qui trong Bảng 4 10 đã chứng tỏ cả năm giả thuyết mà tác giả đặt ra cho vấn đề nghiên cứu đều được chấp nhận; cụ thể là:
H1: Độ tin cậy của dịch vụ hành chính cơng có tác động dương đến sự hài lòng của người dân
H2: Khả năng đáp ứng của dịch vụ hành chính cơng có tác động dương đến sự hài lòng của người dân
H3: Năng lực của cơng chức có tác động dương đến sự hài lòng của người dân
H4: Thái độ phục vụ của cơng chức có tác động dương đến sự hài lịng của người dân
H5: Cơ sở vật chất & qui trình thủ tục có tác động dương đến sự hài lịng của người dân
Đây chính là cơ sở để tác giả đề xuất giải pháp ở Chương 5
4 3 4 Phân tích sự khác biệt về sự hài lịng theo các đặc điểm cá nhân
Như đã đề cập trong mơ hình khái niệm về các yếu tố ảnh hưởng đến sự hài lịng của người dân có thành phần đặc điểm cá nhân của những đối tượng khảo sát Trong phần này sẽ tiến hành kiểm định các thuộc tính cá nhân: giới tính, độ tuổi, trình độ học vấn, nghề nghiệp, mức thu nhập có sự khác biệt nhau khơng liên quan đến sự hài lòng của người dân đối với dịch vụ hành chính cơng tại Bộ phận Một cửa Thành phố Biên Hoà bằng các kỹ thuật kiểm định về trị trung bình của 2 tổng thể – mẫu độc lập (Independent-sample T-test) và kiểm định phương sai một yếu tố (Oneway-ANOVA)
4 3 4 1 Theo giới tính
Giả thuyết rằng: Giới tính khơng ảnh hưởng đến kết quả đánh giá về sự hài lòng của người dân Kết quả kiểm định T-test như trong Bảng 4 11 và Bảng 4 12
Bảng 4 11: Thống kê mơ tả sự hài lịng theo giới tính
(Nguồn: Khảo sát thực tế và tính tốn của tác giả)
Từ kết quả kiểm định t ở Bảng 4 12 cho thấy: ở mức ý nghĩa thống kê 5% khơng có sự khác biệt trung bình giữa Nam và nữ trong kết quả đánh giá mức độ hài lòng (giá trị Sig của kiểm định t > 0,05); nghĩa là giới tính khơng ảnh hưởng đến kết quả đánh giá về mức độ hài lịng Như vậy, có thể kết luận rằng yếu tố giới tính khơng ảnh hưởng đến sự hài lòng chung của người dân Và như vậy kết quả sẽ là cơ sở cho gợi ý chính sách vì khơng có sự thiên lệch thơng tin sự hài lịng theo giới tính
Bảng 4 12: Kết quả kiểm định t
(Nguồn: Khảo sát thực tế và tính tốn của tác giả)
4 3 4 2 Theo độ tuổi
Với các tiêu thức có nhiều hơn 2 biểu hiện như độ tuổi, trình độ học vấn, nơi cư trú, nghề nghiệp, và thu nhập, việc kiểm định sự khác biệt về giá trị trung
Kiểm định