CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.4. PHÂN TÍCH HỒI QUY
Dựa vào kết quả phân tích hệ số tương quan Pearson ở trên, ta sẽ đưa tất cả các biến độc lập trong mơ hình hồi quy bằng phương pháp đưa vào cùng một lúc (phương pháp Enter).
Bảng 4.10: Tổng hợp mơ hình Mơ Mơ hình R R2 R2 điều chỉnh Sai số chuẩn
của ước tính Durbin-Watson 1 0,706a 0,499 0,487 0,49460 2,210
Nguồn: Kết quả phân tích từ mẫu khảo sát
Bảng 4.10, cho thấy R2hiệu chỉnh = 48,7%, nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính được xây dựng phù hợp với mẫu đến 48,7%,hay các biến độc lập trong mơ hình giải thích được 48,7%biến thiên của biến phụ thuộc là sự hài lòng (SHL). Hệ số Durbin – Watson đạt 2,210 (1 < Durbin – Watson < 3), do đó mơ hình khơng có sự tương quan giữa các phần dư.
Bảng 4.11: Phân tích phương sai
Mơ hình Tổng bình phương Bậc tự do Trung bình F Mức ý nghĩa 1 Hồi quy 50,647 5 10,129 41,406 0,000b Còn lại 50,884 208 0,245 Tổng 101,530 213
Nguồn: Kết quả phân tích từ mẫu khảo sát
Kết quả phân tích phương sai Anova cho thấy giá trị kiểm định F = 41,406 với mức ý nghĩa là 0,000 < 0,05. Như vậy, mơ hình hồi quy ở trên phù hợp với bộ dữ liệu đã có.
Bảng 4.12: Hệ số hồi quy
Mơ hình
Hệ số chưa chuẩn hóa
Hệ số
chuẩn hóa Giá trị
t Sig.
Thống kê đa cộng tuyến
B Sai số
chuẩn Beta Tolerance VIF Hằng số 0,030 0,325 0,092 0,927 Sự tin cậy 0,412 0,070 0,388 5,881 0,000 0,554 1,807 Cơ sở vật chất 0,197 0,076 0,157 2,605 0,010 0,665 1,503 Thái độ phục vụ 0,219 0,067 0,191 3,277 0,001 0,711 1,407 Năng lực công chức - 0,048 0,055 -0,046 -0,871 0,385 0,853 1,173 Quy trình thủ tục 0,232 0,073 0,184 3,158 0,002 0,713 1,402 Biến phụ thuộc: Sự hài lịng
Nguồn: Kết quả phân tích từ mẫu khảo sát
Từ bảng 4.12 hệ số hồi quy, ta thấy mức ý nghĩa của các nhân tố độc lập sự
tin cậy, cơ sở vật chất, thái độ phục vụ, quy trình thủ tục dịch vụ đều bé hơn 0,01
(có ý nghĩa thống kê). Hệ số VIF nằm trong khoảng từ 1.173 đến 1.807 đều nhỏ hơn 10, do đó mơ hình khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
Nhân tố Sự tin cậy: có hệ số beta 0,338 > 0, với mức ý nghĩa 1%, sự tin cậy
có ảnh hưởng cùng chiều với sự hài lòng của người dân đối với chất lượng dịch vụ HCC tại UBND huyện Giồng Riềng. Khi các yếu tố khác không thay đổi, UBND huyện Giồng Riềng làm tăng sự tin cậy của người dân đối với dịch vụ HCC thêm 1 điểm thì sự hài lòng của họ về dịch vụ tăng thêm 0,338 điểm.
Nhân tố Cơ sở vật chất: có hệ số beta 0,157 > 0, với mức ý nghĩa 1%, Thái
độ phục vụ có ảnh hưởng cùng chiều với sự hài lòng của người dân đối với chất lượng dịch vụ HCC tại UBND huyện Giồng Riềng. Khi các yếu tố khác không thay đổi, UBND huyện Giồng Riềng nâng cao cơ sở vật chất lên thêm 1 điểm thì sự hài lịng của người dân về dịch vụ tăng thêm 0,157 điểm.
Nhân tố Thái độ phục vụ: có hệ số beta 0,191 > 0, với mức ý nghĩa 1%,
Thái độ phục vụ có ảnh hưởng cùng chiều với sự hài lịng của người dân đối với chất lượng dịch vụ HCC tại UBND huyện Giồng Riềng. Khi các yếu tố khác không thay đổi, UBND huyện Giồng Riềng nâng cao thái độ phục vụ của cơng chức thêm 1 điểm thì sự hài lịng của người dân về dịch vụ tăng thêm 0,157 điểm.
Nhân tố Qui trình thủ tục: có hệ số beta 0,184 > 0, với mức ý nghĩa 1%,
Qui trình thủ tục có ảnh hưởng cùng chiều với sự hài lòng của người dân đối với chất lượng dịch vụ HCC tại UBND huyện Giồng Riềng. Khi các yếu tố khác không thay đổi, UBND huyện Giồng Riềng cải thiệu Qui trình thủ tục thêm 1 điểm thì sự hài lịng của người dân về dịch vụ tăng thêm 0,184 điểm.
Sử dụng biểu đồ Histogram và đồ thị P-P plot để dị tìm sự vi phạm giả định phân phối chuẩn của phần dư. Đối với mơ hình sự động viên, biểu đồ Histogram cho thấy phần dư có phân phối chuẩn với giá trị trung bình gần bằng 0 (2.89E-15) và độ lệch chuẩn gần bằng 1 (0.988). Hơn nữa trên đồ thị P-P plot biểu diễn các điểm quan sát của phần dư tập trung khá sát với đường kỳ vọng, có nghĩa là dữ liệu phần dư có phân phối chuẩn.
Kết quả nghiên cứu của đề tài cho thấy trong 5 nhân tố đưa vào mơ hình nghiên cứu thì có 4 nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của người dân về dịch vụ hành chính cơng gồm Sự tin cậy, Cơ sở vật chất, Thái độ phục vụ và Quy trình thủ tục. Chưa có bằng chứng cho thấy có hay khơng sự ảnh hưởng của nhân tố năng lực công chức ảnh hưởng đến sự hài lòng của người dân. Kết quả nghiên cứu này khá tương đồng với nghiên cứu của các tác giả như Nguyễn Thị Nhàn (2006), Đỗ Hữu Nghiêm (2010), Võ Nguyên Khanh (2011), Chế Việt Phương (2014). Tuy nhiên, trong khi các tác giả trên đều cho rằng Năng lực cơng chức có ảnh hưởng đến sự hài lòng, trong khi kết quả đề tài này thì khơng cho rằng như thế.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 4
Nội dung chương này đã trình bày các kết quả nghiên cứu có được từ việc xử lý và phân tích số liệu thu thập được. Mẫu nghiên cứu được thống kê mơ tả theo giới tính, độ tuổi, trình độ, nghề nghiệp. Mẫu được chọn theo phương pháp thuận tiện và các đối tượng được chọn có tỉ lệ khá phù hợp với tỷ lệ người dân tham gia dịch vụ HCC tại UBND huyện Giồng Riềng, tỉnh Kiên Giang. Kết quả kiểm định thang đo Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA cho thấy sau khi loại các biến quan sát không đạt yêu cầu, tất cả 5 thang đo đều được giữ nguyên để sử dụng trong phân tích nhân tố. Việc phân tích nhân tố cho thấy với 5 giả thuyết về mối quan hệ giữa các nhân tố độc lập và sự hài lịng, có 4 nhóm nhân tố được chấp nhận: Sự tin cậy, cơ sở vật chất, thái độ phục vụ và quy trình thủ tục dịch vụ.