Hệ số Kaiser – Meyer – Olkin (KMO) .837
Mơ hình kiểm định Bartlett’s
Giá trị Chi – Square 2472.625
Bậc tự do df 351
Mức ý nghĩa Sig. .000
“Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS”
Kiểm định Bartlett để đánh giá các biến quan sát có tương quan với nhau trong 1 thang đo (nhân tố). Kết quả kiểm định cho thấy hệ số Sig. = 0.000 < 0.05, thể hiện các biến quan sát có tương quan tuyến tính với yếu tố đại diện.
Phương sai trích lũy tiến bằng 62.934 thể hiện rằng sự biến thiên của các yếu tố được phân tích có thể giải thích được 62.934% sự biến thiên của dữ liệu khảo sát ban đầu, đây là mức ý nghĩa ở mức khá.
Hệ số tải yếu tố của mỗi biến quan sát thể hiện các yếu tố đều lớn hơn 0.5, cho thấy rằng các biến quan sát đều thể hiện được mối ảnh hưởng với các yếu tố mà các biến này thể hiện.”
Bảng 4.12: Ma trận nhân tố xoay Biến Nhân tố 1 2 3 4 5 6 TG7 .764 TG1 .735 TG5 .730 TG6 .724 TG4 .724 TG3 .682 NLPV4 .812 NLPV1 .802 NLPV6 .795 NLPV3 .775 NLPV2 .774 KNDU5 .799 KNDU1 .793 KNDU4 .746 KNDU3 .684 KNDU2 .667 TC4 .805 TC3 .786 TC2 .784 TC1 .782 DC1 .792 DC4 .738 DC3 .723 DC5 .717 CSVC1 .823 CSVC3 .815 CSVC2 .759 Phương sai trích lũy tiến (%) 29.726 38.000 45.060 51.101 56.575 60.822
4.4.2 Phân tích nhân tố khám phá biến phụ thuộc
Thang đo Sự hài lòng của người dân gồm 3 biến quan sát. Sau khi kiểm định Cronbach’s Alpha, thang đo cịn đủ 3 biến để tiến hành phân tích nhân tố khám phá EFA.
Hệ số KMO đạt 0.723 > 0.5 nên phân tích EFA là phù hợp với dữ liệu thực tế. Kiểm định Bartlett’s Test có hệ số Sig. = 0.000 thể hiển rằng các biến quan sát có tương quan tuyến tính với yếu tố đại diện; tổng phương sai trích đạt 74.444%, hệ số Eigenvalues là 2.233.
Hệ số tải của mỗi biến quan sát thể hiện các yếu tố đều lớn hơn 0.7, cho thấy rằng các biến quan sát đều thể hiện được sử ảnh hưởng với các yếu tố mà các biến này biểu diễn.
Bảng 4.13: Hệ số KMO và Bartlett’s Test biến phụ thuộc
Hệ số Kaiser – Meyer – Olkin (KMO) .723
Mơ hình kiểm định Bartlett’s
Giá trị Chi – Square 249.768
Bậc tự do (df) 3
Mức ý nghĩa Sig. .000
“Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS”
Bảng 4.14: Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA đối với thang đo thành phần Sự hài lòng của người dân
Biến quan sát Nhân tố
1 Việc cung cấp các dịch vụ được đánh giá là phù hợp quy
định .863
Kết quả giải quyết các thủ tục được đánh giá ở mức đáp ứng
yêu cầu .863
Anh/chị hài lòng với việc giải quyết hồ sơ .863
“Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS”
Sau khi thực hiện kiểm định Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố khám phá cho thấy mơ hình nghiên cứu với 6 nhân tố độc lập và 01 nhân tố
phụ thuộc là phù hợp và được giữ nguyên, tuy nhiên số biến quan sát trong thang đo được điều chỉnh từ 34 biến xuống còn 30 biến, cụ thể như sau:”
(1) Độ tin cậy (TC): giảm 01 biến, còn lại 04 biến (2) Khả năng đáp ứng (KNDU): giữ nguyên 5 biến
(3) Năng lực phục vụ (NLPV): giảm 01 biến, còn lại 05 biến (4) Đồng cảm (DC): giảm 01 biến, còn lại 04 biến
(5) Cơ sở vật chất (CSVC): giữ nguyên 03 biến
(6) Thời gian, chi phí (TG): giảm 01 biến, cịn lại 06 biến (7) Sự hài lòng (HL): giữ nguyên 03 biến.
4.5 Thực hiện phân tích hồi quy đa biến
Phân tích hồi quy được thực hiện với 6 biến độc lập bao gồm: Độ tin cậy (TC); Khả năng đáp ứng (KNDU); Cơ sở vật chất (CSVC); Sự đồng cảm (DC); Năng lực phục vụ (NLPV); Thời gian, Chi phí (TG) và 01 biến phụ thuộc Sự hài lòng (HL).
4.5.1 Kiểm định tương quan
Trước khi tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính, nghiên cứu thực hiện phân tích mối tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc và biến độc lập để chứng minh có mối quan hệ với nhau.
Bảng 4.15: Kết quả kiểm định tương quan giữa các biến
HL TG NLPV KNDU TC DC CSVC HL 1 .543** .612** .490** .418** .423** .456** TG 1 .240** .199** .272** .221** .385** NLPV 1 .323** .188** .269** .270** KNDU 1 .182** .333** .232** TC 1 .197** .172** DC 1 .203** CSVC 1
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS
Bảng 4.15 cho thấy yếu tố Sự hài lịng của người dân có tương quan tuyến tính với các biến độc lập và có Sig. < 0.01, theo đó biến độc lập Năng lực phục vụ có tương quan mạnh nhất đến biến phụ thuộc Sự hài lòng. Tuy
nhiên, giữa các biến độc lập cũng có 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.
4.5.2 Kết quả phân tích hồi quy
Phân tích hồi quy được sử dụng để xem xét ảnh hưởng của các yếu tố chất lượng dịch vụ đến sự hài lòng của người dân đối với dịch vụ hành chính cơng trong lĩnh vực đất đai. Biến số phụ thuộc là sự hài lòng qua đánh giá cảm nhận và biến độc lập là các yếu tố chất lượng dịch vụ.
Bảng 4.16: 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 -.262 .169 -1.549 .123 TG .226 .035 .279 6.453 .000 .786 1.272 NLPV .283 .032 .371 8.749 .000 .820 1.220 CSVC .110 .033 .143 3.334 .001 .802 1.246 KNDU .172 .036 .206 4.826 .000 .811 1.233 DC .106 .035 .127 3.030 .003 .833 1.201 TC .119 .026 .185 4.557 .000 .891 1.122 Hệ số R2 = .676 Hệ số R2 hiệu chỉnh = .667 Hệ số Durbin – Watson = 1.946 Kiểm định F với giá trị Sig.= 0.000
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS
Kết quả phân tích kiểm định F về sự phù hợp của mơ hình có giá trị F = 76.483 có ý nghĩa thống kê ở mức 1% nên có thể kết luận rằng mơ hình phù hợp với dữ liệu thực tế. Hệ số R bình phương hiệu chỉnh là 0.667, cho thấy 5 biến độc lập trong mơ hình chỉ giải thích được 66.7% sự thay đổi về mức độ
hài lòng của người dân, và nói lên rằng cịn nhiều biến số khác cũng đang ảnh hưởng đến sự hài lòng.
Kết quả hồi quy tại Bảng 4.16 cho thấy 6 biến độc lập có mức ý nghĩa Sig. nhỏ hơn 0.05. Như vậy, các biến độc lập trương quan có ý nghĩa thống kê với biến phục thuộc với mức ý nghĩa 5%.
- Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến: Giá trị của hệ số V.I.F đều
nằm trong khoảng từ 1.122 đến 1.272 (nhỏ hơn 10) nên có thể kết luận là khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
- Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư: Biểu đồ Histogram trong Hình 4.1 cho thấy đường cong phân phối chuẩn có dạng hình chng, phù
hợp với dạng đồ thị của phân phối chuẩn. Độ lệch chuẩn = 0.987 xấp xỉ gần
bằng 1 và phân phối chuẩn của phần dư (mean) = 0 rất nhỏ gần bằng 0. Vì vậy, xác định phần dư có phân phối chuẩn được chấp nhận.
“Hình 4.1. Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn
“Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS
Theo quan sát trên Hình 4.2 cho thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên quanh trục 0 (tức quanh giá trị trung bình của phần dư) trong 1 phạm vi khơng đổi.”Mơ hình hồi quy là phù hợp.
Hình 4.2 Biểu đồ phần dư chuẩn hóa P-P lot
“Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS”
Hình 4.3 cho thấy phần dư chuẩn hóa đã phân tán ngẫu nhiên trên đồ thị, khơng tạo thành hình dạng nhất định nào. Như vậy, giá trị dự đoán và phần dư độc lập nhau và phương sai phần dư khơng đổi
Hình 4.3 Biểu đồ Scatter
“Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS
Phương trình hồi quy tuyến tính
Từ kết quả hồi quy đa biến, phương trình hồi quy tuyến tính đo lường mức độ tác động của các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của người dân
khi sử dụng dịch vụ hành chính cơng trong lĩnh vực đất đai tại huyện Cẩm Mỹ, tỉnh Đồng Nai được thể hiện như sau:
HL = 0.279*TG + 0.371*NLPV + 0.143*CSVC + 0.206*KNDU + 0.127*DC + 0.185*TC
“Từ phương trình hồi quy cho thấy yếu tố Năng lực phục vụ (NLPV)
có ảnh hưởng mạnh nhất đến sự hài lòng của người dân về chất lượng dịch vụ hành chính cơng trong lĩnh vực đất đai, tiếp theo là Thời gian, Chi phí (TG), Khả năng đáp ứng (KNDU), Độ tin cậy (TC), Cơ sở vật chất (CSVC) và cuối cùng là yếu tố Đồng cảm (DC). Các yếu tố trên đều tác động cùng chiều (+) đến sự hài lòng.
4.5.3 Kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Kết quả hồi quy cho thấy cả 06 yếu tố độc lập có tác động cùng chiều đến sự hài lòng của người dân theo phương trình hồi quy trên là phù hợp, không vi phạm các giả định trong hồi quy tuyến tính. Do đó, có thể kết luận rằng các giả thuyết ban đầu được chấp nhận.
Bảng 4.17: Tổng hợp kết quả giả thuyết Giả thuyết Tác động Hệ số hồi quy Mức ý nghĩa Sig. Kết quả kiểm định H1 TC HL (+) 0.185 0.000 Chấp nhận H2 KNDU HL (+) 0.206 0.004 Chấp nhận H3 NLPV HL (+) 0.371 0.000 Chấp nhận H4 DC HL (+) 0.127 0.031 Chấp nhận H5 CSVC HL (+) 0.143 0.002 Chấp nhận H6 TG HL (+) 0.279 0.000 Chấp nhận Nguồn: Tác giả tổng hợp
- Giả thuyết H1: Độ tin cậy có tác động cùng chiều đến sự hài lòng của người dân. Từ kết quả hồi quy cho thấy, trong trường hợp các yếu tố khác
không thay đổi, khi yếu tố Độ tin cậy tăng lên 1 đơn vị thì Sự hài lòng tăng tương ứng lên 0.185 đơn vị.
- Giả thuyết H2: Khả năng đáp ứng có tác động cùng chiều đến sự hài lòng của người dân. Từ kết quả hồi quy cho thấy, trong trường hợp các yếu tố khác không thay đổi, khi yếu tố Khả năng đáp ứng tăng lên 1 đơn vị thì Sự hài lòng tăng tương ứng lên 0.206 đơn vị.
- Giả thuyết H3: Năng lực phục vụ có tác động cùng chiều đến sự hài lòng của người dân. Từ kết quả hồi quy cho thấy, trong trường hợp các yếu tố khác không thay đổi, khi yếu tố Năng lực phục vụ tăng lên 1 đơn vị thì Sự hài lịng tăng tương ứng lên 0.371 đơn vị.
- Giả thuyết H4: Sự đồng cảm có tác động cùng chiều đến sự hài lòng của người dân. Từ kết quả hồi quy cho thấy, trong trường hợp các yếu tố khác không thay đổi, khi yếu tố Sự đồng cảm tăng lên 1 đơn vị thì Sự hài lịng tăng tương ứng lên 0.127 đơn vị.
- Giả thuyết H5: Cơ sở vật chất có tác động cùng chiều đến sự hài lịng của người dân. Từ kết quả hồi quy cho thấy, trong trường hợp các yếu tố khác không thay đổi, khi yếu tố Cơ sở vật chất tăng lên 1 đơn vị thì Sự hài lịng tăng tương ứng lên 0.143 đơn vị.
- Giả thuyết H6: Thời gian, chi phí có tác động cùng chiều đến sự hài lòng của người dân. Từ kết quả hồi quy cho thấy, trong trường hợp các yếu tố khác không thay đổi, khi yếu tố Thời gian, chi phí tăng lên 1 đơn vị thì Sự hài lịng tăng tương ứng lên 0.279 đơn vị.
4.6 Thảo luận kết quả nghiên cứu
Kết quả nghiên cứu xác định được 6 nhân tố ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê đến sự hài lòng của người dân khi sử dụng các dịch vụ hành chính công trong lĩnh vực đất đai tại huyện Cẩm Mỹ, tỉnh Đồng Nai được sắp xếp theo mức độ ảnh hưởng từ cao đến thấp như sau: (1) Năng lực phục vụ, (2) Thời gian, Chi phí, (3) Khả năng đáp ứng, (4) Độ tin cậy, (5) Cơ sở vật chất
và cuối cùng là yếu tố Đồng cảm. Tác giả nhận thấy kết quả nghiên cứu phù hợp với tình hình thực tế việc cung cấp dịch vụ các dịch vụ công trong lĩnh vực đất đai tại huyện.
Kết quả đánh giá sự hài lòng chung của người dân đối với chất lượng dịch vụ hành chính cơng trong lĩnh vực đất đai được tổng hợp trong Bảng 4.18 Bảng 4.18: Trung bình mức độ hài lịng STT Các phát biểu Thấp nhất Cao nhất Trung bình Độ lệch chuẩn
1 Kết quả giải quyết các thủ tục được đánh giá ở mức đáp ứng yêu cầu 1 4 3.24 0.576 2 Việc cung cấp các dịch vụ được đánh giá là phù hợp quy định 1 4 3.54 0.618
3 Anh/chị hài lòng với việc giải quyết
hồ sơ 1 4 3.05 0.605
Mức độ hài lịng trung bình 3.28
“Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS”
Nhìn vào Bảng 4.18, giá trị trung bình về sự hài lịng đạt 3.28 ở mức
khá. Điều này ghi nhận những nỗ lực của cán bộ, công chức Ủy ban nhân dân huyện Cẩm Mỹ, tỉnh Đồng Nai về công tác cải cách hành chính, phục vụ người dân trong thời gian vừa qua. Tuy nhiên, bên cạnh những kết quả cơ bản, Ủy ban cần tiếp tục duy trì và củng cố thêm nhiều giải pháp hiệu quả hơn.
Từ Bảng 4.19 cho thấy mức độ hài lòng của người dân về Thời gian, Chi phí đạt giá trị trung bình 3.24. Ở yếu tố này mức độ hài lòng về Thời gian, Chi phí ở mức trung bình và nhận được đánh giá khá tốt của người dân.
Việc cơng khai, niêm yết quy trình thủ tục là đạt mức tốt (4.25 điểm) cho thấy Ủy ban nhân dân huyện đã chỉ đạo, triển khai thực hiện công khai, minh bạch quy trình, thủ tục theo đúng quy định của pháp lật giúp người dân đến cơng sở đều có thể tra cứu hoặc được công chức hướng dẫn, cung cấp tài
liệu, hồ sơ. Bộ thủ tục hành chính về lĩnh vực đất đai cũng được cơng bố rộng rãi để công dân và cơ quan nhà nước áp dụng thực hiện.
Bảng 4.19: Trung bình về Thời gian, chi phí
STT Các phát biểu Thấp nhât Cao nhất Trung bình Độ lệch chuẩn
1 Quy trình, thủ tục công khai minh
bạch, đầy đủ 1 5 4.28 0.842
2 Quy trình, thủ tục đơn giản, được hướng dẫn cụ thể, rõ ràng 1 5 3.14 0.605
3 Các giấy tờ, biểu mẫu rõ ràng, dễ
hiểu, dễ thực hiện 1 5 3.05 0.898
4 Thành phần hồ sơ yêu cầu là hợp lý 1 5 3.12 0.822
5 Quy định về thời gian giải quyết hồ
sơ hợp lý 1 5 3.22 0.869
6 Anh/chị không phải đi lại nhiều lần để giải quyết hồ sơ 1 5 2.89 0.827
7 Chỉ phải nộp phí, lệ phí theo quy định là được giải quyết hồ sơ 1 5 3.01 0.857
Trung bình về Thời gian, chi phí 3.24
“Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS
Phát biểu “Quy trình, thủ tục được hướng dẫn cụ thể, rõ ràng” và phát biểu “Các giấy tờ, biểu mẫu rõ ràng, dễ hiểu, dễ thực hiện” chỉ được người dân đánh giá ở mức trung bình (3.14 và 3.05 điểm). Trong lĩnh vực đất đai, hiện vẫn còn quá nhiều quy định cả về hồ sơ, thủ tục, quy trình nhưng việc thơng tin, truyền đạt, phổ biến cho người dân biết rõ là việc không dễ dàng.
Thực tế hồ sơ kê khai có nhiều nội dung người dân khơng hiểu rõ để kê khai và đi kèm là các loại giấy tờ kèm theo. Đa số diện tích đất kê khai đăng ký cấp giấy có nguồn gốc mua bán lịng vịng, mua bán bằng giấy tay khơng tiến hành làm thủ tục sang nhượng, sang tên và khơng có sự chứng kiến của chính quyền.
Phát biểu “Quy định về thời gian giải quyết hồ sơ là hợp lý” đạt điểm trung bình 3.22. Hằng năm, Ủy ban nhân dân huyện đều xây dựng Kế hoạch và triển khai thực hiện cắt giảm thành phần thủ tục hành chính và thời gian
giải quyết thủ tục hành chính theo chỉ đạo của Ủy ban nhân dân tỉnh. Trên cơ sở đó, Văn phịng đăng ký đất đai huyện và Phịng Tài ngun và Mơi trường đã tiến hành thống kê và rà soát tất cả các thủ tục hành chính trên lĩnh vực đất đai. Qua đó, kiến nghị Ủy ban nhân dân huyện Cẩm Mỹ bãi bỏ, sửa đổi những thủ tục, văn bản hết hiệu lực hoặc khơng cịn phù hợp; kiến nghị sửa đổi và bổ sung các văn bản cho phù hợp với các quy định pháp luật
Bảng 4.20: Kết quả rà sốt các thủ tục hành chính thuộc lĩnh vực đất đai
Đơn vị tính: Số thủ tục
Nội dung Trước khi rà soát