c6
Số lƣợng Tỷ lệ %
Tỷ lệ % thực
hiện Tỷ lệ % lũy kế Valid Mới trúng tuyển 18 8.33 8.33 8.33
Trên 3 năm 37 17.13 17.13 25.46 Trên 5 năm 69 31.94 31.94 57.4 Trên 10 năm 92 42.6 42.6 100.0 Total 216 100.0 100.0
Thơng tin về phịng, ban làm việc của mẫu thống kê
Mẫu quan sát đƣợc lấy từ phòng thanh tra, kiểm tra chiếm cao nhất 23.15%, đây là bộ phận tiếp xúc nhiều với ngƣời nộp thuế và làm công tác quản lý, kiểm tra doanh nghiệp, cá nhân và tổ chức nộp thuế trên địa bàn TP.HCM. Tiếp đến là bộ phận kê khai và tin học. Phòng ban nơi phiếu đƣợc thu hồi thấp nhất là kiểm tra nội bộ chỉ có 2.78%.
Bảng 4.4 : Bảng thơng tin về phịng, ban làm việc của công chức
Số lƣợng Tỷ lệ %
Tỷ lệ % thực
hiện Tỷ lệ % lũy kế Valid Phòng thanh tra, kiểm tra 50 23.15 23.15 23.15
Hỗ trợ tuyên truyền 14 6.48 6.48 29.63
Hành chính, tài vu- ấn chỉ
15 6.94 6.94 36.57
Kiểm tra nội bộ 6 2.78 2.78 39.35
Kê khai kế toán và tin học 30 13.89 13.89 53.24
Trƣớc bạ và thu khác 16 7.4 7.4 60.64 Nghiệp vụ dự toán 22 10.19 10.19 70.83 Cƣỡng chế 16 7.4 7.4 78.23 Quản lý TNCN 15 6.94 6.94 85.17 Thuế liên phƣờng, xã 17 7.87 7.87 93.04 Khác 15 6.96 6.96 100.0
Nhƣ vậy mẫu phi xác suất 216 ngƣời, đạt tiêu chuẩn đƣa ra theo Hoetler (1983), Green (1991), Hair và cộng sự (1998) và đủ lớn để chạy mơ hình nghiên cứu định lƣợng bằng phần mềm SPSS, đồng thời đặc tính mẫu phù hợp với nghiên cứu của ngành với lƣợng mẫu làm trong phòng thanh tra, kiểm tra chiếm số lƣợng lớn nhất, thâm niên công tác trên 10 năm đạt tỷ lệ cao nhất vì đây là đội ngũ tiếp xúc với doanh nghiệp và NNT nhiều nhất và có nhiều kinh nghiệm trong cơng tác.
4.2. Đánh giá mức độ CTĐVCV của công chức thuế thông qua các thang đo.
4.2.1. Đánh giá độ tin cậy của các thang đo thông qua hệ số Cronbach’s Alpha
Thang đo đƣợc kiểm định độ tin cậy bằng công cụ Cronbach Alpha nhằm loại những biến quan sát, những thang đo không đạt. Các biến quan sát có hệ số tƣơng quan biến-tổng (item-total correlation) nhỏ hơn 0,3 sẽ bị loại và tiêu chuẩn chọn thang đo khi Cronbach Alpha từ 0,6 trở lên (Nunnally & Burnstein, 1994).
Ngoài ra, hệ số Cronbach‟s Alpha khi loại biến phải nhỏ hơn hệ số Cronbach‟s Alpha của thang đo.
Bảng 4.5. Độ tin cậy các thang đo của 5 thành phần ảnh hƣởng CTĐVCV
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phƣơng sai thang đo nếu
loại biến
Tƣơng quan biến tổng
Cronbach’s Alpha nếu loại
biến BẢN CHẤT CÔNG VIỆC: Cronbach’s Alpha = 0.899
CV1 11.4444 5.522 .836 .846
CV2 11.8148 7.240 .466 .969
CV3 11.4120 5.462 .918 .815
CV5 11.4398 5.364 .915 .815
VIỆC NHÀ- CƠ QUAN : Cronbach’s Alpha = 0.673
CN1 6.5602 4.415 .651 .362
CN2 6.6157 5.094 .418 .667
CN3 7.1204 5.046 .409 .680
MÔI TRƢỜNG: Cronbach ‘s Alpha = 0.822
MT1 15.0694 7.339 .582 .803
MT2 15.3380 7.862 .655 .775
MT3 14.9398 7.489 .671 .769
MT4 15.3333 7.879 .645 .778
QH1 19.9722 7.302 .373 .856 QH2 20.3519 6.015 .820 .741 QH3 19.7778 7.895 .477 .818 QH4 19.6204 7.716 .698 .789 QH5 20.3981 5.943 .774 .752 QH6 19.6713 7.710 .568 .804
CHÍNH SÁCH ĐÃI NGỘ: Cronbach’s Alpha = 0.861
CS1 9.1806 7.981 .637 .863
CS2 8.7130 5.824 .842 .765
CS3 8.0694 5.404 .729 .825
CS4 7.9537 6.193 .707 .823
CĂNG THẲNG: Cronbach’s Alpha = 0.906
CT1 12.4167 15.314 .621 .917
CT2 11.9491 12.272 .829 .872
CT3 11.3056 10.790 .875 .861
CT4 11.1898 12.917 .687 .901
CT5 11.3056 10.790 .875 .861
Qua phụ lục 7, nhìn chung, tất cả các thang đo đều đạt độ tin cậy lớn hơn 0.6. trong đó, độ tin cậy của thành phần Căng thẳng đạt độ tin cậy cao nhất là 0.906 và độ tin cậy của thành phần Gia đình- cá nhân đạt mức thấp nhất 0.673.
Ta thấy biến quan sát CV4 của thang đo Bản chất công việc và MT5 của thang đo
Mơi trƣờng có hệ số tƣơng quan biến tổng nhỏ hơn 0.3 nên bị loại khỏ q trình phân tích nhân tố tiếp theo. Do đó, tác giả tiến hành kiểm định lại độ tin cậy lần thứ hai của thang đo Môi trƣờng và Bản chất công việc sau khi loại hai biến CV4 và
MT5 thì thấy các biến còn lại đạt yêu cầu (Phụ lục 7)
Nhƣ vậy, kết quả kiểm định hệ số tin cậy Cronbach „s Alpha đã loại hai biến rác là CV4 và MT5, từ 29 biến quan sát ban đầu, chỉ còn lại 27 biến đƣa vào phân tích nhân tố để đảm bảo độ tin cậy về mặt thống kê.
4.2.2. Phân tích nhân tố (EFA)
Phân tích nhân tố đo lƣờng mức độ CTĐVCV của cơng chức thuế thực hiện thơng qua phƣơng pháp trích hệ số Principal axis factoring với phép xoay Varimax để phân nhóm các yếu tố
Bƣớc đầu phải xem xét hệ số trích (Extraction) của các biến, hệ số tải nhân tố- factor loading phải có giá trị lớn hơn 0,5 để đảm bảo sự hội tụ giữa các biến trong
một nhân tố (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Tiếp theo, ta phải tiến hành xem xét hai chỉ tiêu là hệ số KMO (Kaiser-Mayer-Olkin) phải thỏa điều kiện 0,5 ≤KMO ≤1 và kiểm định Bartlett xem xét giả thuyết
H0: Độ tƣơng quan giữa các biến quan sát bằng không trong tổng thể. H: Có sự tƣơng quan giữa các biến quan sát
Kết quả nhóm nhân tố đƣợc thể hiện trong bảng Rotated Component Matrix. Điểm dừng khi trích các nhân tố có Eigenvalue lớn hơn 1. Thang đo đƣợc chấp nhận với tổng phƣơng sai trích bằng hoặc lớn hơn 50% (Gerbing & Andessen, 1998).
4.2.2.1. Phân tích nhân tố tác động sự CTĐVCV – các biến độc lập :
Kết quả kiểm định KMO và kiểm định Bartlett cho thấy hệ số KMO = 0.869 thỏa mãn điều kiện và kiểm định Bartlett có ý nghĩa (Sig = 0,000<0,05 ) ta có thể bác bỏ giả thuyết H0, và khẳng định rằng có sự tƣơng quan giữa các biến quan sát với mức ý nghĩa 95%.
Hệ số tải nhân tố của 22 biến độc lập đều lớn hơn 0.5 trong phân tích EFA nên đƣợc giữ lại và sẽ đƣa vào phân tích hồi quy đa biến.
Theo tiêu chuẩn Eigenvalue = 1.37> 1 và độ biến thiên của dữ liệu là 79.313% (Phụ lục 7), kết quả này đạt yêu cầu.
Bảng 4.6. Kết quả phân tích nhân tố các biến độc lập
TT Biến quan sát Hệ số tải nhân tố 1 2 3 4 5 1 CV1 0.896 2 CV3 0.919 3 CV5 0.926 4 QH1 0.915 5 MT1 0.790 6 MT3 0.856 7 CV2 0.856 8 MT2 0.824 9 MT4 0.86 10 MT6 0.616 11 QH2 0.903
12 QH5 0.874 13 CS1 0.736 14 CS2 0.902 15 CS3 0.728 16 CS4 0.838 17 QH3 0.679 18 QH4 0.853 19 QH6 0.884 20 CN1 0.881 21 CN2 0.731 22 CN3 0.721
Nhƣ vậy, 22 biến độc lập có thể nhóm thành 5 nhân tố sau :
* Nhân tố 1 : Đặc tính của cơng việc và của ngành , ký hiệu DACTINH
CV1: Công việc ngành thuế áp lực về mặt thời gian và khối lƣợng công việc CV3: Cơng chức dễ bị thun chuyển vị trí và nhiệm vụ cơng tác
CV5: Công việc không đƣợc phân bổ đúng ngƣời, đúng việc
QH1: Công chức phải xây dựng mối quan hệ tốt đẹp và giúp đỡ các phòng ban, đồng nghiệp
MT1: Cơ chế hoạt động cịn nặng tính mệnh lệnh hành chính
MT3: Điều kiện làm việc, trang thiết bị đáp ứng yêu cầu công việc và đảm bảo sức khỏe cho công chức
* Nhân tố thứ 2 : Môi trƣờng làm việc , ký hiệu MOITRUONG
CV2 : Công việc ngành thuế mang lại cơ hội phát triển nghề nghiệp cho công chức MT2: Ngành thuế bị hạn chế trong điều tra vi phạm về thuế và thiếu chức năng khởi tố MT4 : Công chức thuế phải thực hiện chuẩn mực trong giao tiếp, ứng xử có văn hóa nơi cơng sở
MT6 : Mơi trƣờng pháp lý quá trƣờm rà, chƣa thực tế và minh bạch khi áp dụng QH2 : Công chức xây dựng mối quan hệ tốt đẹp với cấp trên
QH5 : Khi làm việc, cơng chức phải nghĩ đến lợi ích và danh dự của cơ quan
* Nhân tố thứ 3 : Chính sách đãi ngộ, ký hiệu CHINHSACH, bao gồm các biến sau :
CS2: Nguồn thƣởng và phụ cấp đủ khuyến khích cơng chức thuế sáng tạo trong cơng việc
CS3 : Công chức đƣợc đào tạo nghiệp vụ và đãi ngộ tốt theo năng lực CS4: Cơng chức có hài lịng với chính sách đãi ngộ của ngành
* Nhân tố thứ 4 : Mối quan hệ, ký hiệu QUANHE, bao gồm các biến sau
QH3: Cơng chức ln cần sự hỗ trợ phịng, ban, cấp trên và đồng nghiệp
QH4: Cơng chức có nghĩa vụ phải hồn thành tốt công việc do cấp trên và cơ quan giao QH6: Cơng chức cần xây dựng hình ảnh đẹp với ngƣời nộp thuế
* Nhân tố thứ 5 : Nhân tố Việc nhà- cơ quan ký hiệu VIECNHA, bao gồm các biến sau :
CN1: Công chức liên tục học tập, cập nhật quy định mới và đạt học vị cao hơn CN2: Cơng chức cần có nhu cầu giải trí, du lịch để thƣ giãn, giảm căng thẳng CN3: Ngồi cơng việc, cơng chức cần có thời gian cho gia đình, việc cá nhân khác Sau q trình phân tích nhân tố, 22 biến quan sát vẫn giữ lại đƣa vào phân tích hồi quy, trong đó thành phần chính sách đãi ngộ và Việc nhà- cơ quan có các biến vẫn giữ nguyên khơng thay đổi, 3 nhân tố cịn lại có sự xáo trộn giữa các biến quan sát.
4.2.2.2. Phân tích nhân tố CĂNG THẲNG – biến phụ thuộc :
Thang đo CTĐVCV bao gồm 5 biến quan sát đƣa vào đo lƣờng mức độ căng thẳng của công chức thuế, kết quả theo phụ lục 7 ta thấy :
Hệ số KMO = 0.867 >0.05 và kiểm định Bartlett với sig = 0.000<0.05 cho thấy phân tích nhân tố là thích hợp và có sự tƣơng quan giữa các biến quan sát trong tổng thể.
Kết quả phân tích nhân tố biến phụ thuộc, từ 5 biến của thang đo sự căng thẳng đƣợc rút trích thành 1 nhân tố tại Eigenvalue = 3.681 và nhân tố vừa rút ra giải thích đƣợc 73.621% biến thiên của dữ liệu.
Biến này đƣợc đặt tên là CĂNG THẲNG, ký hiệu CANGTHANG để tiện cho
Bảng 4.7. Bảng phân tích nhân tố sự căng thẳng
TT Biến quan sát Hệ số tải nhân tố Phƣơng sai trích
1 CT1 0.74 73.621 2 CT2 0.901 3 CT3 0.918 4 CT4 0.797 5 CT5 0.918
4.2.3. Điều chỉnh mơ hình nghiên cứu :
Mơ hình lý thuyết đề xuất (hình 2.2) cũng đƣa ra 5 nhân tố ảnh hƣởng đến CTĐVCV của công chức ngành thuế, tuy nhiên, trong quá trình khảo sát và kiểm định các thang đo, tác giả đã loại 2 biến rác là CV4 và MT5 và rút trích các biến tác động đến CTĐVCV của cơng chức thuế tại Tp.HCM. Kết quả phân tích nhân tố cho thấy thành phần Chính sách đãi ngộ và Việc nhà- cơ quan giữ nguyên các biến
quan sát, còn các thành phần khác thay đổi
Mơ hình nghiên cứu chính thức bao gồm 5 nhân tố (1) Đặc tính của cơng việc và ngành, (2) Mơi trƣờng làm việc, (3) Chính sách đãi ngộ, (4) Mối quan hệ, (5) Việc
CĂNG THẲNG ĐỐI VỚI CƠNG
VIỆC
Đặc tính của cơng việc và của ngành
Mơi trƣờng
Chính sách đãi ngộ
Mối quan hệ
Việc nhà- cơ quan
nhà- cơ quan. Các thành phần này sẽ đƣợc đƣa vào phân tích hồi qui đa biến để thấy đƣợc nhân tố nào có ảnh hƣởng nhiều hay ít đến CTĐVCV của cơng chức thuế. Mơ hình điều chỉnh nhƣ sau :
Căng thẳng = β0+ β1* DACTINH +β2*MOITRUONG+ β3*CHINHSACH+ β4*QUANHE+ β5*VIECNHA
Trong đó: βk là hệ số hồi quy riêng phần (K=0,….5)
Hiệu chỉnh các giả thuyết :
Giả thuyết H1 : Thành phần Đặc tính của cơng việc và của ngành có ảnh hƣởng
dƣơng đến sự CTĐVCV của công chức thuế
Giả thuyết H2 : Thành phần mơi trƣờng và văn hóa ngành có ảnh hƣởng dƣơng
đến sự CTĐVCV của công chức thuế
Giả thuyết H3 : Thành phần chính sách đãi ngộ có ảnh hƣởng dƣơng đến sự
CTĐVCV của công chức thuế.
Giả thuyết H4 : Thành phần mối quan hệ có ảnh hƣởng dƣơng đến sự CTĐVCV
của công chức thuế
Giả thuyết H5 : Thành phần Việc nhà- cơ quan có ảnh hƣởng dƣơng đến sự
CTĐVCV của cơng chức thuế.
Ngồi ra, để phân tích sâu hơn mang nhằm hiểu rõ sự khác biệt trong việc đánh giá mức độ căng thẳng đối với công việc của từng bộ phận, phịng ban, thâm niên cơng tác, giới tính, vị trí, chức vụ cơng tác, tác giả đƣa vào một số giả thuyết nhƣ sau:
Giả thuyết H6 : Có sự khác biệt trong mức độ CTĐVCV của cơng chức thuế theo
chức vụ
Giả thuyết H7 : Có sự khác biệt trong mức độ CTĐVCV của công chức thuế giữa
các phòng, ban với nhau
Giả thuyết H8 : Có sự khác biệt trong mức độ CTĐVCV của công chức thuế theo
thâm niên công tác.
Giả thuyết H9 : Có sự khác biệt trong đánh giá các thành phần gây căng thẳng theo
Giả thuyết H10 : Có sự khác biệt trong đánh giá các thành phần gây căng thẳng theo giới tính.
4.2.4. Phân tích hệ số tƣơng quan :
Phân tích hệ số tƣơng quan nhằm đo độ lớn trong mối liên hệ giữa các biến định lƣợng. Trong phân tích tƣơng quan, các biến có tính chất đối xứng, tức là khơng có sự phân biệt giữa các biến (Hồng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Hệ số tƣơng quan Pearson và kiểm định 2 phía kết quả phân tích tƣơng quan theo phụ lục 7 cho thấy CTĐVCV có sự tƣơng quan chặt chẽ với 5 thành phần nêu rên, thấp nhất là 0.307- tƣơng quan biến CĂNG THẲNG với yếu tố VIỆC NHÀ- CƠ QUAN. Nhƣ vậy, 5 biến độc lập này đƣợc đƣa vào mơ hình hồi qui để xem mối quan hệ nhân quả của chúng với biến phụ thuộc- CĂNG THẲNG. Qua phân tích tƣơng quan, ta thấy 5 biến độc lập này có tƣơng quan với nhau khá chặt chẽ, nên kiểm định đa cộng tuyến sẽ tiến hành bƣớc sau để xác định liệu các biến độc lập có ảnh hƣởng với nhau khơng.
Bảng 4.8. Bảng phân tích hệ số tƣơng quan
Tƣơng quan DACTINH MOITRUON
G CHINHSACH QUANHE VIECNHA CANGTHANG
DACTINH
Tƣơng quan Pearson 1 .624** .451** .328** .542** .511**
Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000
N 216 216 216 216 216 216
MOITRUONG
Tƣơng quan Pearson .624** 1 .463** .683** .422** .639**
Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000
N 216 216 216 216 216 216
CHINHSACH
Tƣơng quan Pearson .451** .463** 1 .585** .601** .635**
Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000
N 216 216 216 216 216 216
QUANHE
Tƣơng quan Pearson .328** .683** .585** 1 .403** .701**
Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000
N 216 216 216 216 216 216
VIECNHA
Tƣơng quan Pearson .542** .422** .601** .403** 1 .307** Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000
N 216 216 216 216 216 216
CANGTHANG
Tƣơng quan Pearson .511** .639** .635** .701** .307** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000
N 216 216 216 216 216 216
4.2.5. Phân tích hồi quy đa biến
Sau khi tiến hành phân tích hệ số tƣơng quan, ta thấy năm thành phần trong mơ hình có tƣơng quan khá chặt chẽ, tiếp đến bƣớc này, 5 biến độc lập đƣợc đƣa vào phân tích cùng một lúc với biến phụ thuộc bằng phƣơng pháp ENTER để dự đoán tốt nhất mức độ thay đổi của biến phụ thuộc theo các biến độc lập.
Phân tích hồi quy xem xét độ phù hợp của mơ hình sau hiệu chỉnh thơng qua hệ số R2
Bảng 4.9. Kết quả hồi quy mơ hình đa biến R R2 R2 điều chỉnh Sai số chuẩn của
ƣớc lƣợng
Durbin- Watson
.851a .724 .716 .19358 1.650
Bảng 4.10. Bảng tóm tắt hệ số hồi quy
Đánh giá độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính bội :
Ta thấy R2 điều chỉnh khi chạy mơ hình hồi qui khơng tăng lên mà cịn giảm xuống so với R2 , chứng tỏ mơ hình phù hợp vì nó khơng phụ thuộc vào độ lệch phóng đại của R2 và nó khơng thổi phồng mức độ phù hợp của mơ hình (Hồng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008) .
R2 điều chỉnh = 0.716 giải thích đƣợc 71.6% độ biến thiên của dữ liệu, tức là 5 thành phần DACTINH, MOITRUONG, CHINHSACH, QUANHE, VIECNHA giải thích 71.6% biến thiên của dữ liệu, 28.4% còn lại là do các nguyên nhân khác.