nhân tố này giải thích được 68.554% biến thiên của dữ liệu.
Bảng 4.15. Ma trận xoay nhân tố Nhân tố Nhân tố 1 2 3 4 5 6 CSVC4 0,819 CSVC2 0,763 CSVC3 0,761 CSVC1 0,748 KNDU4 0,794 KNDU3 0,790 KNDU2 0,721 KNDU1 0,700 QTTT3 0,812 QTTT1 0,762 QTTT2 0,719 QTTT4 0,699 TDPV3 0,827 TDPV4 0,790 TDPV2 0,748 TDPV1 0,707 SDC4 0,784
SDC3 0,681
SDC2 0,677
STC2 0,724
STC3 0,658
STC1 0,584
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu mẫu khảo sát bằng phần mềm SPSS 20.0
Kết quả bảng 4.15 ma trận xoay nhân tố, cho biết các biến đặc trưng đều có hệ số tải nhân tố (Factor loading) lớn hơn 0.50. Vậy, có 06 nhân tố cơ sở vật chất (CSVC), khả năng đáp ứng (KNDU), quy trình thủ tục (QTTT), thái độ phục vụ (TDPV), sự đồng cảm (SDC), sự tin cậy (STC) ảnh hưởng đến sự hài lịng của cán bộ, cơng chức, viên chức (SHL), tương tự như giả thuyết ban đầu.
Từ kết quả trên, ta thấy các nhân tố được thiết lập như sau:
Nhân tố 1: Sự tin cậy, gồm các biến là STC1, STC2, STC3 qua phân tích
nhân tố EFA được giữ nguyên (bỏ STC4 ở bước phân tích Cronbach’s Alpha). Đặt tên cho nhân tố này là STC.
Nhân tố 2: Cơ sở vật chất, gồm các biến CSVC1, CSVC2, CSVC3, CSVC4,
qua phân tích EFA biến này được giữ nguyên. Đặt tên cho nhân tố này là CSVC.
Nhân tố 3: Khả năng đáp ứng, gồm các biến là KNDU1, KNDU2, KNDU3,
KNDU4 qua phân tích nhân tố EFA được giữ nguyên. Đặt tên cho nhân tố này là KNDU.
Nhân tố 4: Thái độ phục vụ, gồm các biến là TDPV1, TDPV2, TDPV3,
TDPV4, qua phân tích nhân tố EFA các biến khơng thay đổi. Đặt tên cho nhân tố này là TDPV.
Nhân tố 5: Sự đồng cảm, gồm các biến là SDC1, SDC2, SDC3, SDC4, qua
phân tích nhân tố EFA các biến khơng thay đổi. Đặt tên cho nhân tố này là SDC.
Nhân tố 6: Quy trình thủ tục, gồm các biến là QTTT1, QTTT2, QTTT3,
QTTT4, qua phân tích nhân tố EFA các biến khơng thay đổi. Đặt tên cho nhân tố này là QTTT.
Kết quả phân tích nhân tố cho thang đo sự hài lịng (bảng 4.13) cho thấy hệ số KMO = 0.855, sig. =0.000 < 0.05 đạt yêu cầu về sự phù hợp để phân tích nhân tố.
Số lượng nhân tố trích được là 1 nhân tố với tổng phương sai trích là 67,373%. Các biến quan sát đều có hệ số nhân tố tải lớn hơn 0.5. Như vậy sau khi phân tích nhân tố, thang đo sự hài lòng vẫn được giữ nguyên với 4 biến quan sát ban đầu là SHL1, SHL2, SHL3, SHL4. Ta đặt tên cho nhân tố này là SHL.
Ta tiến hành tạo các nhân tố như sau: STC=MEAN(STC1,STC2,STC3) CSVC=MEAN(CSVC1,CSVC2,CSVC3,CSVC4) KNPV=MEAN(KNPV1,KNPV2,KNPV3,KNPV4) TDPV=MEAN(TDPV1,TDPV2,TDPV3,TDPV4) SDC=MEAN(SDC1,SDC2,SDC3,SDC4) QTTT=MEAN(QTTT1,QTTT2,QTTT3,QTTT4)
4.4. PHÂN TÍCH TƯƠNG QUAN
Kết quả phân tích tương quan bằng hệ số Pearson’s thể hiện ở bảng 4.16 cho thấy, hệ số tương quan đều có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa đều nhỏ hơn 0.05. Biến phụ thuộc là sự hài lịng có mối quan hệ tương quan đồng biến với cả 6 biến độc lập, hệ số nhỏ nhất là 0.250 và lớn nhất là 0.799, khơng có tương quan nào cao vượt quá 0.9, trong đó nhân tố phụ thuộc sự hài lịng có tương quan mạnh nhất với nhân tố sự tin cậy (r = 0.799) và tương quan yếu nhất với nhân tố thái độ phục vụ (r = 0.250). Bảng 4.16. Hệ số tương quan Correlations SHL STC CSVC KNDU TDPV SDC QTTT SHL Hệ số Pearson 1 0,799** 0,602** 0,581** 0,250** 0,578** 0,416** Mức ý nghĩa 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 N 250 250 250 250 250 250 250 STC Hệ số Pearson 0,799** 1 0,523** 0,470** 0,303** 0,530** 0,451** Mức ý nghĩa 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 N 250 250 250 250 250 250 250
Mức ý nghĩa 0,000 0,000 0,000 0,002 0,000 0,000 N 250 250 250 250 250 250 250 KNDU Hệ số Pearson 0,581** 0,470** 0,411** 1 0,196** 0,389** 0,336** Mức ý nghĩa 0,000 0,000 0,000 0,002 0,000 0,000 N 250 250 250 250 250 250 250 TDPV Hệ số Pearson 0,250** 0,303** 0,198** 0,196** 1 0,225** 0,435** Mức ý nghĩa 0,000 0,000 0,002 0,002 0,000 0,000 N 250 250 250 250 250 250 250 SDC Hệ số Pearson 0,578** 0,530** 0,307** 0,389** 0,225** 1 0,343** Mức ý nghĩa 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 N 250 250 250 250 250 250 250 QTTT Hệ số Pearson 0,416** 0,451** 0,270** 0,336** 0,435** 0,343** 1 Mức ý nghĩa 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 N 250 250 250 250 250 250 250
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu mẫu khảo sát bằng phần mềm SPSS 20.0
4.5. 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).
Kết quả phân tích hồi quy lần 1, ta có:
Phân tích phương sai lần 1 bảng 4.17
Mơ hình Tổng bình phương Bậc tự do Trung bình F Mức ý nghĩa 1 Hồi quy 76.732 6 12.789 116.525 0.000b Còn lại 26.669 243 0.110 Tổng 103.401 249
Bảng 4.18. Hệ số hồi quy lần 1
Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa
Hệ số đã
chuẩn hóa t Mức ý nghĩa
Thống kê cộng tuyến
B Sai số chuẩn Beta Tolerance VIF
1 Hằng số -0,446 0,217 -2,050 0,041 STC 0,515 0,046 0,513 11,207 0,000 0,506 1,976 CSVC 0,230 0,044 0,204 5,212 0,000 0,690 1,449 KNDU 0,206 0,042 0,190 4,885 0,000 0,705 1,418 TDPV -0,030 0,036 -0,030 -0,825 0,410 0,795 1,258 SDC 0,198 0,046 0,169 4,293 0,000 0,684 1,461 QTTT 0,024 0,047 0,020 0,517 0,606 0,678 1,475
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu mẫu khảo sát bằng phần mềm SPSS 20.0
Ở bảng 4.18, cho thấy các nhân tố độc lập gồm sự tin cậy, cơ sở vật chất, khả
năng đáp ứng, sự đồng cảm có mức ý nghĩa là 0.000 bé hơn 0.05, có nghĩa là các
nhân tố này thực sự ảnh hưởng đến nhân tố phụ thuộc là sự hài lòng. Các nhân tố độc lập còn lại là thái độ phục vụ, quy trình thủ tục có mức ý nghĩa lần lượt là 0.410 và 0.606 đều lớn hơn 0.05, nên chưa có thể khẳng định có hay khơng sự tác động của các nhân tố thái độ phục vụ, quy trình thủ tục tới nhân tố phụ thuộc sự hài lòng.
Tiến hành phân tích hồi quy lần 2 khi loại bỏ 2 nhân tố độc lập là thái độ phục
vụ, quy trình thủ tục ra khỏi mơ hình, ta có kết quả hồi quy cụ thể như sau:
Bảng 4.19. Tổng hợp mơ hình lần 1 Mơ Mơ hình R R 2 R2 điều chỉnh Sai số chuẩn của ước tính Durbin-Watson 1 0.861a 0.742 0.736 0.331 2.155
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu mẫu khảo sát bằng phần mềm SPSS 20.0
KNDU, SDC trong mơ hình trên giải thích được 73.6% biến thiên của biến phụ thuộc là sự hài lòng (SHL). Hệ số Durbin – Watson đạt 2.155 (1 < Durbin – Watson < 3), do đó mơ hình khơng có sự tương quan giữa các phần dư.
Bảng 4.20. Phân tích phương sai lần 2
Mơ hình Tổng bình phương Bậc tự do Trung bình F Mức ý nghĩa 1 Hồi quy 76.650 4 19.163 175.502 0.000b Còn lại 26.771 245 0.109 Tổng 103.401 249
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu mẫu khảo sát bằng phần mềm SPSS 20.0
Kết quả phân tích phương sai Anova cho thấy giá trị kiểm định F = 175.502 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 4.21. Hệ số hồi quy lần 2 Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số đã chuẩn hóa T Mức ý nghĩa Thống kê cộng tuyến B Sai số
chuẩn Beta Tolerance VIF 1 Hằng số -0.465 0.190 -2.454 0.015
STC 0.515 0.044 0.513 11.672 0.000 0.546 1.830 CSVC 0.229 0.044 0.203 5.203 0.000 0.691 1.447 KNDU 0.208 0.042 0.191 4.974 0.000 0.717 1.395 SDC 0.198 0.046 0.169 4.335 0.000 0.694 1.441
Bảng 4.22. Tổng hợp mơ hình lần 2 Mơ Mơ hình R R 2 R2 điều chỉnh Sai số chuẩn của ước tính Durbin-Watson 1 0.861a 0.741 0.737 0.330 2.160
Từ bảng 4.21 hệ số hồi quy lần 2, ta thấy mức ý nghĩa của các nhân tố độc lập sự tin cậy, cơ sở vật chất, khả năng đáp ứng, sự đồng cảm đều là 0.000 bé hơn 0.05 sự tin cậy, cơ sở vật chất, khả năng đáp ứng, sự đồng cảm đều là 0.000 bé hơn 0.05 (có ý nghĩa thống kê). Hệ số VIF nằm trong khoảng từ 1.395 đến 1.830 đều nhỏ hơn 2, do đó mơ hình khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập. Ta có phương trình hồi quy:
SHL= 0.513*STC + 0.203*CSVC + 0.191*KNDU + 0.169*SDC
Từ phương trình hồi quy trên ta có thể kết luận sự hài lịng của cán bộ, cơng
chức, viên chức chịu sự tác động của 4 nhân tố là sự tin cậy, cơ sở vật chất, khả
năng đáp ứng, sự đồng cảm. Tất cả các biến đều được đo lường cùng một thang đo
Likert năm mức độ nên có thể đánh giá mức độ ảnh hưởng của từng yếu đến sự hài lịng. Trong đó, nhân tố sự tin cậy có sự tác động mạnh nhất đến động viên nhân viên (beta = 0.513), kế đến là yếu tố cơ sở vật chất, năng lực nhân viên và cuối cùng là nhân tố quy trình thủ tục. Cụ thể giải thích các giá trị như sau:
- Biến STC: có hệ số beta 0.513, quan hệ cùng chiều với biến SHL. Khi các
yếu tố khác không thay đổi, Sở Tài chính làm tăng sự tin cậy của cán bộ, công chức, viên chức đối với dịch vụ hành chính cơng thêm 1 điểm thì sự hài lịng của họ về dịch vụ tăng thêm 0.513 điểm.
- Biến CSVC: có hệ số beta 0.203, quan hệ cùng chiều với biến SHL. Khi các
yếu tố khác khơng thay đổi, Sở Tài chính đầu tư cơ sở vật chất thêm 1 đơn vị thì sự hài lịng của họ về dịch vụ tăng thêm 0.203 đơn vị.
- Biến KNDU: có hệ số beta 0.191, quan hệ cùng chiều với biến SHL. Khi các
- Biến SDC: có hệ số beta 0.169, quan hệ cùng chiều với biến SHL. Khi các
yếu tố khác khơng thay đổi, quy trình thủ tục dịch vụ hành chính cơng của Sở Tài chính tốt hơn 1 đơn vị thì sự hài lòng của họ về dịch vụ tăng thêm 0.169 đơn vị.
Phương pháp được sử dụng là xem xét biểu đồ phân tán Scatterplot với giá trị phần dư chuẩn hóa trên trục tung và giá trị dự đốn chuẩn hóa trên trục hồnh. Đối với mơ hình hồi quy, nhìn vào biểu đồ Scatterplot ta thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên xung quanh đường đi qua tung độ 0. Vậy giả định về liên hệ tuyến tính và phương sai của sai số khơng đổi khơng bị vi phạm.
Hình 4.1. Scatterplot
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 hài lòng, biểu đồ Histogram cho
thấy phần dư có phân phối chuẩn với giá trị trung bình gần bằng 0 (3,62*10-15) và độ lệch chuẩn gần bằng 1 (0.992). 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.
Tổng hợp kiểm định các cặp giả thuyết của mơ hình:
Bảng 4.23. Tổng hợp kiểm định các cặp giả thuyết Giả Giả
thuyết Nội dung
Mức ý nghĩa
Kết quả kiểm định
H1
Sự tin cậy có ảnh hưởng cùng chiều với sự hài lòng của cán bộ công chức về dịch vụ hành chính cơng tại Sở Tài chính tỉnh Kiên Giang.
0.000 Chấp nhận
H2
Cơ sở vật chất có ảnh hưởng cùng chiều cán bộ công chức bộ, công chức, viên chức về dịch vụ hành chính cơng tại Sở Tài chính tỉnh Kiên Giang.
0.000 Chấp nhận
H3
Năng lực nhân viên có ảnh hưởng cùng chiều với sự hài lòng của cán bộ công chức về dịch vụ hành chính cơng tại Sở Tài chính tỉnh Kiên Giang.
0.000 Chấp nhận
H4
Thái độ phục vụ có ảnh hưởng cùng chiều với sự hài lịng của cán bộ cơng chức về dịch vụ hành chính cơng tại Sở Tài chính tỉnh Kiên Giang.
0.410 Bác bỏ
H5
Quy trình thủ tục dịch vụ có ảnh hưởng cùng chiều với sự hài lịng của cán bộ cơng chức về dịch vụ hành chính cơng tỉnh Sở Tài chính tỉnh Kiên Giang.
0.000 Chấp nhận
H6
Phí và lệ phí có ảnh hưởng cùng chiều với sự hài lòng của cán bộ cơng chức về dịch vụ hành chính cơng tại Sở Tài chính tỉnh Kiên Giang.
0.606 Bác bỏ
Sự tin cậy Cơ sở vật chất Khả năng đáp ứng Sự đồng cảm S SỰỰ HHÀÀII LLÒÒNNGG
Từ bảng 4.23 cho thấy các giả thiết H1, H2, H3, H5 có mức ý nghĩa nhỏ hơn 0.05 nên ta chấp nhận các giả thiết trên, các giả thiết H4, H6 có mức ý nghĩa lớn hơn 0.05 nên ta bác bỏ các giả thiết H4, H6. Kết quả ở bảng 4.21 cho thấy các nhân tố sự tin cậy, sơ sở vật chất, khả năng đáp ứng và sự đồng cảm đều ảnh hưởng cùng chiều với nhân tố phụ thuộc sự hài lịng.
Mơ hình được điều chỉnh lại như sau:
Tóm tắt 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 mô 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 cán bộ công chức tham gia dịch vụ hành chính cơng tại Sở Tài chính 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 6 thang đo đều được giữ nguyên để sử dụng trong phân tích nhân tố. Việc phân tích nhân tố cho thấy với 6 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, khả năng phục vụ và sự đồng cảm. Phân tích mối quan hệ giữa đặc điểm cá nhân với mức độ động viên cho thấy khơng có sự khác biệt mức độ hài lịng giữa các nhóm giới tính, độ tuổi, trình độ, nghề nghiệp.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH
5.1. KẾT LUẬN NGHIÊN CỨU
Phương pháp nghiên cứu định tính và định lượng đã xem xét các biến liên quan đến sự hài lịng của cán bộ cơng chức và tác động đến sự hài lịng của cán bộ cơng chức. Đề tài nghiên cứu đến sự hài lịng của cán bộ cơng chức đối với dịch vụ hành chính cơng tại Sở Tài chính tỉnh Kiên Giang để kết luận giả thuyết nghiên cứu. Sự hài lòng của cán bộ cơng chức các đơn vị đóng vai trị quan trong với dịch vụ cơng tại Sở Tài chính tỉnh Kiên Giang. Sự hài lịng của cán bộ cơng chức là tiêu chí đánh giá nhằm góp phần cải cách thủ tục hành chính tại Sở Tài chính tỉnh Kiên Giang.
Luận văn đưa ra 6 giả thuyết về mối quan hệ giữa các nhân tố độc lập đều ảnh hưởng cùng chiều với Sự hài lòng của cán bộ công chức các đơn vị đối với dịch vụ cơng tại Sở Tài chính tỉnh Kiên Giang. Mẫu khảo sát 250 cán bộ công chức đến liên hệ làm việc dịch vụ hành chính cơng của các đơn vị. Thông qua thống kê mô tả các đặc điểm mẫu khảo sát cho thấy mẫu có đại diện tốt cho tổng số cán bộ cơng chức đến liên hệ công việc dịch vụ công. Độ tin cậy thang đo điều đảm bảo. Phân tích nhân tố khám phá loại bỏ 1 biến quan sát, tuy nhiên vẫn giữ nguyên 6 nhân tố độc lập theo giả thuyết ban đầu.
Kết quả hồi quy cho thấy, có 4 nhân tố ảnh hường cùng chiều đến Sự hài lòng của cán bộ công chức các đơn vị đối với dịch vụ cơng tại Sở Tài chính tỉnh Kiên Giang gồm: Sự tin cậy, cơ sở vật chất, khả năng phục vụ và sự đồng cảm.