Đặc điểm Số lượng Tỷ lệ Giới tính Nam 125 53.88% Nữ 107 46.12% Độ tuổi Dưới 30 tuổi 47 20.26% Từ 30 đến 45 tuổi 119 51.29% Trên 45 tuổi 66 28.45% Trình độ chun mơn Trung cấp/Cao đẳng 27 11.64% Đại học 174 75.00% Sau đại học 31 13.36%
Thâm niên công tác Dưới 10 năm 62 26.72% Từ 10 đến 20 năm 96 41.38% Trên 20 năm 74 31.90% Tình trạng cơng việc Biên chế 210 90.52% Hợp đồng 22 9.48% Nguồn: Tác giả tổng hợp
4.2 Kết quả kiểm định độ tin cậy thang đo
4.2.1 Kết quả kiểm định độ tin cậy của thang đo các biến độc lập
Từ Bảng 4.3 đến Bảng 4.8 trình bày kết quả đánh giá độ tin cậy của thang đo thông qua hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha và hệ số tương quan biến tổng các biến thành phần.
- Biến Giao tiếp
Bảng 4.3 cho thấy kết quả phân tích đối với thang đo Giao tiếp có hệ số Cronbach’Alpha là 0.734 > 0.6. Hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều > 0.3
(thấp nhất là 0.538). Vì vậy, các biến đo lường thành phần này đều đạt tiêu chuẩn và được sử dụng để tiếp tục phân tích.
Bảng 4.3: Kết quả phân tích Cronbach’Alpha biến Giao tiếp
Nguồn: Tác giả tính tốn
- Biến Sự tin tưởng
Theo kết quả phân tích tại Bảng 4.4 thì thang đo Sự tin tưởng có hệ số Cronbach’Alpha là 0.780 > 0.6. Hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều > 0.3 (thấp nhất là 0.494). Vì vậy, các biến đo lường thành phần này đều đạt tiêu chuẩn và được sử dụng để tiếp tục phân tích.
Bảng 4.4: Kết quả phân tích Cronbach’Alpha biến Sự tin tưởng
\
Nguồn: Tác giả tính tốn
- Biến Làm việc nhóm
Theo kết quả phân tích lần 1 thì có biến TW4 có hệ số tương quan biến tổng là 0.121 < 0.3. Do đó, sẽ loại biến này ra khỏi phân tích. Tiếp tục thực hiện việc kiểm định với các biến quan sát còn lại, kết quả tại Bảng 4.5 cho biết hệ số Cronbach’Alpha là 0.822 > 0.6.
Biến
Giá trị trung bình nếu loại
biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến
Hệ số tương quan biến
tổng
Cronbach’s Alpha khi loại
biến Cronbach’s Alpha = 0.734 GT1 8.65 1.700 .538 .671 GT2 8.66 1.592 .586 .639 GT3 8.57 1.666 .571 .634 Biến Giá trị trung bình nếu loại biến Phương sai thang đo nếu
loại biến
Hệ số tương quan biến
tổng
Cronbach’s Alpha khi loại
biến Cronbach’s Alpha = 0.780 STT1 17.03 5.004 .494 .759 STT2 17.09 4.659 .565 .736 STT3 17.06 4.789 .563 .737 STT4 17.12 4.780 .551 .740
Hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều > 0.3 (thấp nhất là 0.595). Vì vậy, các biến đo lường thành phần này đều đạt tiêu chuẩn và được sử dụng để tiếp tục phân tích
Bảng 4.5: Kết quả phân tích Cronbach’Alpha biến Làm việc nhóm (lần 2)
Nguồn: Tác giả tính tốn
- Biến Lãnh đạo
Bảng 4.6: Kết quả phân tích Cronbach’Alpha biến Lãnh đạo
Nguồn: Tác giả tính tốn
Kết quả phân tích Cronbach’s Alpha cho biến Lãnh đạo được trình bày tại Bảng 4.6 theo đó, hệ số Cronbach’Alpha là 0.794 > 0.6 và hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều > 0.3 (thấp nhất là 0.481). Vì vậy, các biến đo lường thành phần này đều đạt tiêu chuẩn và được sử dụng để tiếp tục phân tích.
Biến
Giá trị trung bình nếu loại
biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến
Hệ số tương quan biến
tổng
Cronbach’s Alpha khi loại
biến Cronbach’s Alpha = 0.822 TW1 17.41 6.415 .620 .785 TW2 17.54 6.111 .624 .783 TW3 17.44 6.317 .595 .792 TW5 17.52 6.095 .622 .784 TW6 17.42 6.210 .612 .787 Biến Giá trị trung bình nếu loại biến Phương sai thang đo nếu
loại biến
Hệ số tương quan biến
tổng
Cronbach’s Alpha khi loại
biến Cronbach’s Alpha = 0.794 LD1 22.15 7.104 .550 .762 LD2 22.02 7.034 .600 .749 LD3 22.06 7.472 .481 .778 LD4 22.05 7.157 .587 .753 LD5 22.10 7.089 .576 .755 LD6 22.00 7.675 .486 .776
- Biến Hệ thống thơng tin
Kết quả phân tích Cronbach’s Alpha cho biến Hệ thống thơng tin được trình bày tại Bảng 4.7 theo đó, hệ số Cronbach’Alpha là 0.732 > 0.6 và hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều > 0.3 (thấp nhất là 0.521). Vì vậy, các biến đo lường thành phần này đều đạt tiêu chuẩn và được sử dụng để tiếp tục phân tích.
Bảng 4.7: Kết quả phân tích Cronbach’Alpha biến Hệ thống thơng tin
Nguồn: Tác giả tính tốn
- Biến Thời gian
Bảng 4.8: Kết quả phân tích Cronbach’Alpha biến Thời gian
Nguồn: Tác giả tính tốn
Kết quả phân tích Cronbach’s Alpha cho biến Thời gian được trình bày tại Bảng 4.8 theo đó, hệ số Cronbach’Alpha là 0.805 > 0.6 và hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều > 0.3 (thấp nhất là 0.625). Vì vậy, các biến đo lường thành phần này đều đạt tiêu chuẩn và được sử dụng để tiếp tục phân tích.
Biến
Giá trị trung bình nếu loại
biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến
Hệ số tương quan biến
tổng
Cronbach’s Alpha khi loại
biến Cronbach’s Alpha = 0.732 TT1 8.57 2.237 .529 .676 TT2 8.58 2.080 .521 .688 TT3 8.50 1.974 .620 .566 Biến Giá trị trung bình nếu loại biến Phương sai thang đo nếu
loại biến
Hệ số tương quan biến
tổng
Cronbach’s Alpha khi loại
biến Cronbach’s Alpha = 0.805
TG1 5.24 2.753 .672 .712
TG2 5.23 3.002 .625 .761
4.2.2 Kết quả kiểm định độ tin cậy của thang đo biến phụ thuộc
Kết quả Bảng 4.9 có hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha của thang đo biến phụ thuộc CSTT là 0.863 và các hệ số tương quan biến tổng đều đạt tiêu chuẩn > 0.3 (nhỏ nhất là 0580). Như vậy, mức độ tin cậy của dữ liệu khảo sát dành cho các thang đo này đều đảm bảo được độ tin cậy.
Bảng 4.9: Kết quả phân tích Cronbach’Alpha biến CSTT
Nguồn: Tác giả tính tốn
Tóm lại, qua kiểm tra bước này cho thấy cả 6 nhân tố độc lập (Giao tiếp, Sự tin tưởng, Làm việc nhóm, Lãnh đạo, Hệ thống thơng tin, và Thời gian) và thành phần CSTT với 29 biến quan sát (loại biến TW4) đều đáp ứng yêu cầu về hệ số Cronbach’s Alpha và hệ số tương quan biến tổng để tiếp tục đưa vào phân tích nhân tố khám phá.
4.3 Phân tích nhân tố khám phá EFA
Tiếp theo quy trình nghiên cứu định lượng, nghiên cứu tiến hành phân tích nhân tố khám phá EFA. Đây là phương pháp dùng để rút gọn tập hợp các yếu tố quan sát thành những yếu tố chính, có ý nghĩa hơn.
4.3.1 Phân tích nhân tố khám phá các biến độc lập
Các yếu tố ảnh hưởng đến việc chia sẻ ban đầu có 26 biến, sau khi kiểm tra độ tin cậy thì cịn 25 biến đảm bảo (loại biến TW4). Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA lần 1 cho thấy biến LD6 cùng tải lên 2 biến và có độ chệnh lệch của hệ số tải nhân tố < 0.3 nên tiến hành loại biến này.
Biến
Giá trị trung bình nếu loại
biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến
Hệ số tương quan biến
tổng
Cronbach’s Alpha khi loại
biến Cronbach’s Alpha = 0.815 KS1 12.64 2.457 .729 .724 KS2 12.69 2.518 .580 .796 KS3 12.65 2.618 .592 .788 KS4 12.59 2.606 .650 .762
Kết quả phân tích nhân tố lần 2 tại Bảng 4.10 chỉ ra 6 yếu tố được trích ra từ 24 biến quan sát với tổng phương sai trích lũy tiến là 61.139% (>50%), là đạt tiêu chuẩn, có thể giải thích được 61.139% sự biến thiên của các biến quan sát. Ngoài ra hệ số Eigenvalues của yếu tố thứ 6 là 1.234 > 1 và hệ số tải nhân tố của mỗi biến đều > 0.5 (thấp nhất là 0.643).
Bảng 4.10: Kết quả phân tích EFA cho các biến độc lập
Biến Nhân tố 1 2 3 4 5 6 TW2 .784 TW5 .756 TW6 .688 TW1 .681 TW3 .671 STT5 .758 STT4 .698 STT3 .690 STT1 .685 STT2 .643 LD4 .740 LD2 .717 LD1 .702 LD3 .684 LD5 .676 TG1 .851 TG3 .840 TG2 .830 TT3 .828 TT2 .781 TT1 .757 GT3 .774 GT1 .770 GT2 .714 Phương sai trích lũy tiến (%) 23.038 32.944 41.960 49.468 55.999 61.139 Hệ số Eigenvalue 5.529 2.377 2.164 1.802 1.567 1.234
Bảng 4.11: Hệ số KMO và Bartlett’s Test các biến độc lập
Hệ số Kaiser – Meyer – Olkin (KMO) 0.819
Mơ hình kiểm định Bartlett’s
Giá trị Chi – Square 1794.541
Bậc tự do (df) 276
Mức ý nghĩa Sig. .000
Nguồn: Tác giả tính tốn
Kết quả kiểm định lần 2 trong Bảng 4.11 cho thấy giá trị Sig. =0.00 < 0.05, như vậy, các biến quan sát có mối quan hệ tương quan với nhau trong tổng thể dữ liệu. Ngoài ra, hệ số KMO = 0.819 > 0.5, phân tích nhân tố EFA phù hợp với dữ liệu nghiên cứu.
4.3.2 Phân tích nhân tố khám phá biến phụ thuộc
Ban đầu, thang đo CSTT được đo lường bằng 4 biến quan sát. Sau khi kiểm tra mức độ tin cậy thì cả 04 biến quan sát đều đảm bảo độ tin cậy để tiếp tục phân tích EFA.
Kết quả phân tích được trình bày trong Bảng 4.12 cho thấy hệ số KMO = 0.790 > 0.5, đạt tiêu chuẩn. Kiểm định Bartlett’s có giá trị Sig. =0.00 < 0.05. Như vậy, các biến quan sát có mối quan hệ tương quan với nhau trong tổng thể dữ liệu kiểm định.
Bảng 4.12: Hệ số KMO và Bartlett’s Test các biến phụ thuộc
Hệ số Kaiser – Meyer – Olkin (KMO) .790
Mơ hình kiểm định Bartlett’s
Giá trị Chi – Square 316.799
Bậc tự do (df 6
Mức ý nghĩa Sig. .000
Nguồn: Tác giả phân tích
Kết quả phân tích trong Bảng 4.13 và Bảng 4.14 chỉ ra phương sai trích lũy tiến bằng 64.785% (>50%) thể hiện rằng sự biến thiên của các yếu tố được phân tích có thể giải thích được 64.785% sự biến thiên của dữ liệu ban đầu. Hệ số Eigenvalues của yếu tố thứ 1 bằng 2.591 > 1, cho thấy có 1 yếu tố được trích ra từ dữ liệu ban đầu, và hệ số tải nhân tố của mỗi biến đều > 0.5 (thấp nhất là 0.761).
Tóm lại, sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA cho thấy 6 yếu tố: Giao tiếp, Sự tin tưởng, Lãnh đạo, Làm việc nhóm, Hệ thống thơng tin, Thời gian và yếu tố CSTT đều đạt yêu cầu và thang đo đạt giá trị hội tụ, tuy nhiên số biến quan sát trong thang đo được điều chỉnh, cụ thể như sau:
(1) Giao tiếp (TC): giữ nguyên 03 biến (2) Sự tin tưởng (STT): giữ nguyên 04 biến
(3) Làm việc nhóm (TW): giảm 01 biến, cịn 05 biến (4) Lãnh đạo (LD): giảm 01 biến, cịn 05 biến
(5) Hệ thống thơng tin (TT): giữ nguyên 03 biến (6) Thời gian (TG): giữ nguyên 03 biến
(7) CSTT (KS): giữ nguyên 4 biến
Bảng 4.13: Phương sai trích của thang đo CSTT
Nhân tố
Giá trị Eigenvalues Tổng bình phương hệ số tải
Tổng cộng % phương sai Phương sai lũy tiến Tổng cộng % phương sai Phương sai lũy tiến 1 2.591 64.785 64.785 2.591 64.785 64.785 2 .593 14.837 79.622 3 .464 11.612 91.234 4 .351 8.766 100.000
Nguồn: Tác giả phân tích
Bảng 4.14: Kết quả phân tích EFA cho các biến độc lập
Biến Hệ số tải nhân tố
KS1 .866
KS4 .815
KS3 .774
KS2 .761
4.4 Phân tích hồi quy
Tiếp theo, nghiên cứu thực hiện phân tích hồi quy nhằm xác định sự tương quan tuyến tính và mức độ quan trọng của từng yếu tố ảnh hưởng đến việc CSTT của cán bộ, công chức ngành thanh tra tỉnh Đồng Nai.
Phân tích hồi quy được thực hiện giữa biến phụ thuộc CSTT (KS) và các biến độc lập như: (1) Giao tiếp (GT), (2) Sự tin tưởn (STT), (3) Lãnh đạo (LD), (4) Làm việc nhóm (TW), (5) Hệ thống thơng tin (TT) và (6) Thời gian (TG).
4.4.1 Kiểm định tương quan
Trước khi tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính, tác giả thực hiện phân tích tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc với từng biến độc lập để xem xét mối quan hệ giữa các biến với nhau thông qua ma trận tương quan với giá trị kiểm định là hệ số tương quan Pearson. Kết quả phân tích tương quan thể hiện trong Bảng 4.15.
Bảng 4.15: Kết quả kiểm định tương quan
KS GT STT TW LD TG TT KS 1 .644** .616** .584** .455** -.216** .309** GT 1 .427** .369** .277** -.134* .219** STT 1 .420** .201** -.050 .155* TW 1 .391** -.073 .228** LD 1 -.041 .079 TG 1 -.137* TT 1
Nguồn: Tác giả phân tích
Trong Bảng 4.15, ta nhận thấy tất cả các yếu tố đều có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa Sig = 0.000 (< 0.05), các biến độc lập đều có tương quan tuyến tính khá mạnh với biến phụ thuộc, trong đó hệ số tương quan giữa Giao tiếp với CSTT là cao nhất với giá trị 0.644; hệ số tương quan giữa Hệ thống thông tin với CSTT đạt giá trị thấp nhất với giá trị 0.309.
Một điểm cần lưu ý là hệ số tương quan giữa Thời gian với CSTT là mang giá trị âm. Mối quan hệ này đúng theo giả thuyết trình bày ở trên. Tuy nhiên, giữa các biến độc lập
cũng hệ số tương quan khá lớn. Để xác định có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập, nghiên cứu sẽ sử dụng hệ số V.I.F.
4.4.2 Phân tích hồi quy
Tiếp theo, nhằm xác định mức độ ảnh hưởng của từng biến độc lập đến biến phụ thuộc CSTT, nghiên cứu tiến hành phân tích hồi quy với mơ hình hồi quy như sau:
KS =β0 +β1GT + β2STT + β3TW + β4LD + β5TG + β6TT + α
Kết quả phân tích hồi quy tại Bảng 4.16 cho thấy giá trị R2 là 0.688 và giá trị R2 hiệu chỉnh là 0.679. Điều này cho thấy sự phù hợp của mơ hình ở mức khá. Mơ hình này giải thích được 67.9% sự biến thiên của biến phụ thuộc CSTT của cán bộ, công chức ngành thanh tra, tỉnh Đồng Nai bị tác động bởi các biến độc lập.
Bảng 4.16: Đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình R R2 R2 hiệu chỉnh Độ lệch R R2 R2 hiệu chỉnh Độ lệch
chuẩn
Hệ số Durbin- Waston
.829 .688 .679 .29251 1.779
Nguồn: Tác giả phân tích
Kiểm định Durbin – Watson cho thấy giá trị là 1.779 nằm trong vùng chấp nhận, nghĩa là khơng có sự tương quan giữa các phần dư.
Giá trị thống kê F = 82.573 tại mức ý nghĩa Sig = 0.000 < 0.05 có thể kết luận mơ hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu của mơ hình.
Bảng 4.17: Phân tích ANOVA Mơ hình Tổng bình Mơ hình Tổng bình
phương df Bình phương trung bình F
Mức ý nghĩa Sig. 1 Regression 42.392 6 7.065 82.573 .000 Residual 19.252 225 .086 Total 61.644 231
Nguồn: Tác giả phân tích
Kết quả hồi quy tại Bảng 4.18 cho thấy 6 biến độc lập có mức ý nghĩa Sig. nhỏ hơn 0.05. Như vậy, các biến độc lập tương quan có ý nghĩa thống kê với biến phụ thuộc với mức
ý nghĩa 5%. Độ phóng đại phương sai (VIF) của các biến độc lập đều nhỏ hơn 2 (cao nhất là 1.453), chứng tỏ khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
Theo kết quả ở Bảng 4.18 thì ta có phương trình thể hiện mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập lên biến phụ thuộc Sự CSTT của cán bộ, công chức ngành thanh tra tỉnh Đồng Nai như sau:
KS = 0.333*GT + 0.321*STT + 0.214*TW + 0.201*LD + 0.106*TT -0.117*TG
Từ phương trình hồi quy cho thấy yếu tố Giao tiếp (GT) có ảnh hưởng mạnh nhất đến CSTT của cán bộ, công chức ngành thanh tra, tỉnh Đồng Nai, tiếp theo là Sự tin tưởng (STT), Làm việc nhóm (TW), Lãnh đạo (LD), và Hệ thống thơng tin (TT). Các yếu tố trên đều tác động cùng chiều (+) đến sự CSTT. Riêng đối với yếu tố Thời gian (TG) thì tác động ngược chiều (-) đến CSTT.
Bảng 4.18: Kết quả phân tích hồi quy
Mơ hình
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy chuẩn hóa t Sig. Hệ số Tolerance Hệ số V.I.F Giá trị B Sai số chuẩn Beta Hằng số -.118 .242 -.487 .627 GT .285 .037 .333 7.674 .000 .735 1.360 STT .313 .042 .321 7.404 .000 .737 1.356 TW .181 .038 .214 4.776 .000 .688 1.453 LD .188 .038 .201 4.911 .000 .826 1.211 TG -.074 .024 -.117 -3.087 .002 .969 1.032 TT .080 .030 .106 2.714 .007 .914 1.094
4.4.3 Dị tìm các vi phạm giả định
Hình 4.1: Biểu đồ Histogram
Nguồn: Tác giả phân tích
Mơ hình hồi quy tuyến tính được thực hiện với một số giả định và mơ hình chỉ có ý nghĩa khi các giả định này được đảm bảo. Vì vậy, nghiên cứu tiến hành dị tìm sự vi phạm các giả định để đảm bảo độ tin cậy của mơ hình. Nhìn vào Hình 4.1 cho thấy phần dư có dạng gần với phân phối chuẩn, giá trị trung bình gần bằng 0 và kết quả độ lệch chuẩn