KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .860
Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 2118.051
Df 253
Sig. .000
Với giá trị Eigenvalue = 1.163, tất cả 23 biến quan sát này được nhĩm lại thành 6 nhân tố. Tổng phương sai trích = 66,961%
Bảng 4.12: Tổng phương sai trích của các nhân tố ảnh hưởng
Total Variance Explained
Com pone nt
Initial Eigenvalues
Extraction Sums of Squared Loadings
Rotation Sums of Squared Loadings Total % of Varianc e Cumulative % Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % 1 7.365 32.023 32.023 7.365 32.023 32.023 3.468 15.080 15.080 2 2.134 9.278 41.301 2.134 9.278 41.301 2.857 12.422 27.502 3 1.707 7.422 48.722 1.707 7.422 48.722 2.386 10.373 37.875 4 1.587 6.900 55.622 1.587 6.900 55.622 2.350 10.218 48.093 5 1.445 6.281 61.904 1.445 6.281 61.904 2.208 9.601 57.694 6 1.163 5.057 66.961 1.163 5.057 66.961 2.131 9.266 66.961
(Nguồn : Khảo sát và tổng hợp của tác giả 12/2012)
Theo kết quả phân tích nhân tố khám phá trong bảng ma trận xoay nhân tố (Rotated Component Matrix) trong bảng 4.13, 23 quan sát của 6 nhân tố thành phần, theo lý thuyết đã rút trích thành 6 nhân tố. Tất cả các biến quan sát đều cĩ hệ số Factor loading đạt chuẩn, lớn hơn 0,5.
Bảng 4.13: Kết quả ma trận xoay nhân tố các biến quan sát nhân tố ảnh hưởng
Rotated Component Matrix
Component 1 2 3 4 5 6 TC1 .551 TC4 .720 TC5 .662 TC6 .770 VC7 .858 VC8 .885 VC9 .722 VC10 .663 NL13 .735 NL14 .743 NL15 .786 NL17 .645 TD18 .771 TD19 .828 TD20 .779 TD21 .654 TD22 .659
DC23 .785 DC25 .683 DC26 .755 QT28 .709 QT29 .881 QT30 .779
(Nguồn : Khảo sát và tổng hợp của tác giả 12/2012)
Nhân tố thứ nhất bao gồm 04 biến: Các quy trình, thủ tục hành chính được cơ quan BHXH cơng khai, minh bạch (TC1); Ơng (bà) khơng phải đi lại nhiều lần để giải quyết hồ sơ (TC4); Các quy trình, thủ tục khi được bổ sung, điều chỉnh đều cĩ thơng báo kịp thời và rõ ràng (TC5); Khi ơng (bà) cĩ vấn đề đều được nhân viên tiếp nhận hồ sơ thể hiện sự quan tâm giải quyết (TC6). Các biến này cĩ nội dung liên quan đến sự tin cậy. Nhân tố này được đặt tên là Sự tin cậy.
Nhân tố thứ hai bao gồm 04 biến: Phịng tiếp nhận và trả hồ sơ rộng rãi, thống mát (VC7); Phịng tiếp nhận và trả hồ sơ cĩ đầy đủ tiện nghi (bàn, ghế, máy lạnh…) (VC8); Phịng tiếp nhận và trả hồ sơ tương đối hiện đại (máy lấy số tự động, máy vi tính) (VC9); Cách bố trí, sắp xếp của phịng tiếp nhận và trả hồ sơ là hợp lý (VC10). Các biến này cĩ nội dung liên quan đến cơ sở vật chất. Nhân tố này được đặt tên là Cơ sở vật chất.
Nhân tố thứ ba bao gồm 04 biến: Nhân viên tiếp nhận hồ sơ cĩ khả năng giao
tiếp tốt (NL13); Nhân viên tiếp nhận hồ sơ thành thạo chuyên mơn và nghiệp vụ (NL14); Nhân viên tiếp nhận hồ sơ cĩ kiến thức trả lời các câu hỏi của ơng (bà) (NL15); Hành vi của nhân viên tiếp nhận hồ sơ ngày càng tạo sự tin tưởng đối với ơng (bà) (NL17). Các biến này cĩ nội dung liên quan đến năng lực phục vụ của nhân viên. Nhân tố này được đặt tên là Năng lực phục vụ của nhân viên.
Nhân tố thứ tư bao gồm 05 biến: Nhân viên tiếp nhận hồ sơ cĩ thái độ lịch sự (TD18); Nhân viên tiếp nhận hồ sơ cĩ thái độ thân thiện khi giải quyết cơng việc (TD19); Nhân viên tiếp nhận hồ sơ khơng gây khĩ dễ, nhũng nhiễu, phiền hà (TD20); Nhân viên tiếp nhận hồ sơ phục vụ cơng bằng với tất cả trường hợp (TD21); Nhân viên tiếp nhận hồ sơ cĩ tinh thần trách nhiệm cao với cơng việc
(TD22). Các biến này cĩ nội dung liên quan đến thái độ phục vụ của nhân viên. Nhân tố này được đặt tên là Thái độ phục vụ của nhân viên.
Nhân tố thứ năm bao gồm 03 biến: Nhân viên luơn thể hiện sự quan tâm đến cá
nhân ơng (bà) (DC23); Những yêu cầu hợp lý sẽ được nhân viên tiếp nhận hồ sơ quan tâm giải quyết (DC25); Nhân viên tiếp nhận hồ sơ dễ dàng hiểu được những yêu cầu của ơng (bà) (DC26). Các biến này cĩ nội dung liên quan đến sự đồng cảm của nhân viên. Nhân tố này được đặt tên là sự đồng cảm của nhân viên.
Nhân tố thứ sáubao gồm 03 biến: Thời hạn giải quyết hồ sơ là phù hợp và chấp nhận được (QT28); Các yêu cầu về thành phần hồ sơ là phù hợp (QT29); Quy định về thủ tục lập các loại hồ sơ và biểu mẫu là phù hợp (QT30). Các biến này cĩ nội dung liên quan đến quy trình thủ tục hành chính. Nhân tố này được đặt tên là quy trình thủ tục hành chính.
4.2.2.2. Kết quả phân tích nhân tố phụ thuộc
Kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA) đối với 3 biến quan sát, đo sự hài lịng cho thấy giữa các biến cĩ mối tương quan với nhau (sig =0.000 < 0.01) và hệ số KMO = .709, chứng tỏ việc phân tích nhân tố khám phá để nhĩm các biến lại với nhau là rất thích hợp (bảng 4.14).
Bảng 4.14: KMO và kiểm định Bartlett nhân tố hài lịng KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .709 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 249.860
Df 3
Sig. .000
(Nguồn : Khảo sát và tổng hợp của tác giả 12/2012)
Kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA) theo phương pháp trích yếu tố phân tích thành phần nhân tố chính với phép quay nhân tố giữ nguyên gĩc các nhân tố (Varimax). Với giá trị Eigenvalue bằng 2.289, 3 biến quan sát HL31, HL32 và HL33 dược nhĩm lại thành 1 nhân tố cĩ tồng phương sai trích bằng 76,314%.
Đồng thời, hệ số tải nhân tố (Factor loading) của 3 biến đều lớn, thấp nhất là 0.841 (biến HL33).
Bảng 4.15: Tổng phương sai trích nhân tố quyết định lựa chọn Component Component
Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance Cumulative % 1 2.289 76.314 76.314 2.289 76.314 76.314 2 .435 14.513 90.827 3 .275 9.173 100.000
Extraction Method: Principal Component Analysis.
(Nguồn : Khảo sát và tổng hợp của tác giả 12/2012)
Bảng 4.16: Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA của thang đo hài lịng Component Matrixa
Biến quan sát Nhân tố 1
HL31 .874
HL32 .904
HL33 .841
(Nguồn : Khảo sát và tổng hợp của tác giả 12/2012)
Nhân tố thứ bảy bao gồm 03 biến: Ơng (bà) hồn tồn hài lịng với cách tổ chức phục vụ của cơ quan BHXH (HL31); Ơng (bà) bằng lịng khi thực hiện giao dịch hành chính tại cơ quan BHXH (HL32); Ơng (bà) hài lịng cách tổ chức phục vụ của cơ quan BHXH hơn các cơ quan, đơn vị Nhà nước khác mà đã từng đến liên hệ cơng tác (HL33). Các biến này cĩ nội dung liên quan đến hài lịng của tổ chức, đơn vị. Nhân tố này được đặt tên là sự hài lịng của tổ chức, đơn vị.
Như vậy, từ dữ liệu ban đầu gồm 33 biến quan sát với 7 thành phần nhân tố qua đánh giá thang đo để loại bỏ những biến cĩ tương quan tổng thể thấp (nhỏ hơn 0,3), kiểm tra dữ liệu đủ độ tin cậy thơng qua hệ số Cronbach Alpha và phân tích nhân tố khám phá để trích gộp các nhĩm, kết quả cho dữ liệu phân tích gồm 26 biến quan sát với 7 thành phần nhân tố.
Kết quả Cronbach Alpha của các nhân tố, cho thấy tất cả 7 thành phầnđều cĩ hệ số tin cậy Cronbach alpha đạt chuẩn cho phép (≥ 0.6); Các hệ số tương quan biến tổng của các biến đo lường thành phần đều (≥ 0.3) nên được sử dụng để nghiên cứu tiếp theo.
Bảng 4.17: Cronbach Alpha của các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lịng dịch vụ cơng tại BHXH.TP (Item-Total Statistics)
Biến quan sát
Trung bình thang đo
nếu loại biến Phương sai thang đo nếu loại biến Tương quan biến tổng Cronbach's Alpha nếu loại biến
Sự tin cậy: Cronbach's Alpha = .690
TC1 10.07 3.790 .376 .682
TC4 10.76 3.137 .531 .586
TC5 10.63 3.393 .462 .632
TC6 10.64 3.185 .527 .589
Cơ sở vật chất: Cronbach's Alpha = .841
VC7 12.31 3.098 .736 .778
VC8 12.38 2.954 .711 .783
VC9 12.48 2.948 .663 .805
VC10 12.62 2.944 .610 .831
Năng lực phục vụ của nhân viên: Cronbach's Alpha = .755
NL13 10.14 3.576 .539 .706
NL14 10.10 3.729 .620 .664
NL15 10.13 3.804 .536 .706
NL17 10.21 3.779 .519 .715
Thái độ phục vụ của nhân viên: Cronbach's Alpha = .902
TD18 13.37 7.712 .745 .883
TD19 13.57 7.406 .807 .868
TD20 13.44 7.735 .805 .870
TD21 13.42 8.460 .671 .897
TD22 13.48 7.841 .752 .881
Sự đồng cảm của nhân viên: Cronbach's Alpha = .723
DC23 6.80 1.545 .527 .657
DC25 6.32 1.571 .519 .666
DC26 6.45 1.562 .589 .583
Quy trình thủ tục hành chính: Cronbach's Alpha = .832
QT28 6.71 2.443 .574 .876
QT29 6.88 1.899 .800 .654
QT30 6.90 2.092 .715 .745
HL31 6.85 1.833 .708 .783
HL32 6.71 1.846 .765 .729
HL33 6.66 1.907 .657 .832
(Nguồn : Khảo sát và tổng hợp của tác giả 12/2012)
4.2.4. Hiệu chỉnh các giả thuyết nghiên cứu sau khi phân tích EFA
Dựa trên kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA đã được trình bày ở phần trên, mơ hình lý thuyết về những nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lịng đối với dịch vụ hành chính cơng tại BHXH.TP khơng cĩ thay đổi so với phần “mơ hình nghiên cứu đề nghị” tại chương 1:
Sơ đồ 4.1: Mơ hình sự hài lịng của người sử dụng lao động về dịch vụ hành chính cơng tại BHXH.TP
Sự tin cậy Cơ sở vật chất Năng lực nhân viên
Thái độ phục vụ Sự đồng cảm của
nhân viên Chất lượng dịch vụ
hành chính cơng
Sự hài lịng của người sử dụng lao động Qui trình thủ tục hành chính H H6 H5 H4 H3 H2 H1
4.2.5. Phân tích hồi quy
Phần này được tiến hành phân tích nhằm xây dựng mơ hình, xác định mối quan hệ giữa mức độ hài lịng của người sử dụng lao động với các nhân tố và khẳng định tầm quan trọng của từng nhân tố tác động đến sự hài lịng. Nĩi cách khác, việc phân tích hồi quy sẽ chứng minh tính đúng đắn của mơ hình khái niệm trong hồn cảnh nghiên cứu cụ thể tại đơn vị và tìm ra một mơ hình thích hợp nhất cĩ thể giải thích được quan hệ giữa các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lịng.
- Xây dựng mơ hình hồi quy:
Mơ hình hồi quy tổng quát sau khi phân tích EFA:
Mức độ hài lịng của người sử dụng lao động = F(H1, H2, H3, H4, H5, H6)
Việc xem xét trong các yếu tố từ H1 đến H6, yếu tố nào thật sự tác động đến mức độ hài lịng một cách trực tiếp sẽ được thực hiện bằng phương trình hồi quy tuyến tính bội:
H = β0 + β1 H1 + β2 H2 + β3 H3 + β4 H4 + β5 H5 + β6 H6 Trong đĩ:
- H : Biến phụ thuộc, thể hiện sự hài lịng của người sử dụng lao động;
- H1, H2, H3, H4, H5, H6 : là các nhân tố độc lập, theo thứ tự sau: Sự tin cậy; Cơ sở vật chất; Năng lực phục vụ nhân viên; Thái độ phục vụ nhân viên; Sự đồng cảm; Quy trình thủ tục hành chính;
- β0,β1, β2,β3,β4, β5, β6 : là các hệ số hồi quy chưa chuẩn hĩa. - Đánh giá độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính bội:
Kết quả hồi quy, hệ số xác định R2 điều chỉnh (Adjusted R-Square) là 0.659, nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức 65,9%, điều này cịn cho thấy mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập là khá chặt chẽ.
Bảng 4.18: Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the
Estimate Durbin-Watson
1 .818a .670 .659 .58356696 1.783
a. Predictors: (Constant), H1, H2, H3, H4, H5, H6 b. Dependent Variable: H
(Nguồn : Khảo sát và tổng hợp của tác giả 12/2012)
Bảng 4.19: Hệ số Coefficientsa
Mơ hình Hệ số hồi quy
khơng chuẩn hĩa Hệ số hồi quy chuẩn hĩa t Sig. Chỉ số đa cộng tuyến
B Sai số
chuẩn Beta Độ chấp nhận VIF
1 Hằng số -2.271E-16 .042 .000 1.000 H1 .196 .047 .196 4.152 .000 .782 1.279 H2 .062 .048 .062 1.294 .197 .769 1.300 H3 .082 .047 .082 1.761 .080 .798 1.253 H4 .445 .060 .445 7.420 .000 .485 2.061 H5 -.049 .049 -.049 -1.011 .313 .733 1.364 H6 .306 .051 .306 5.975 .000 .664 1.506
a. Dependent Variable: Sự hài lịng
(Nguồn : Khảo sát và tổng hợp của tác giả 12/2012)
Kết quả các hệ số β đều khác 0 (zero) và 04 nhân tố: Sự tin cậy; Năng lực phục
vụ của nhân viên, Thái độ phục vụ của nhân viên và Quy trình thủ tục hành chính cĩ sig. <0.1 (cĩ ý nghĩa thống kê dưới mức 10%). Loại khỏi mơ hình 02 nhân tố: Cơ sở vật chất và Sự đồng cảm của nhân viên do cĩ sig. > 0.1 (cĩ ý nghĩa thống kê lớn 10%).
Hệ số hồi quy chuẩn hĩa được dùng để xác định tầm quan trọng của mỗi biến độc lập đối với biến phụ thuộc, căn cứ vào hệ số hồi quy ta thấy nhân tố Thái độ phục vụ của nhân viên (β=0.445), tác động lớn nhất đến sự hài lịng của người sử dụng lao động, thể hiện vượt trội hơn so với ảnh hưởng của các nhân tố khác, tiếp theo là nhân tố Quy trình thủ tục hành chính (β=0.306) cũng là nhân tố cĩ tác động mạnh đến sự hài lịng của người sử dụng lao động, tiếp theo là các nhân tố Sự tin cậy (β=0.196)và cuối cùng là Năng lực phục vụ của nhân viên (β=0.082).
Từ kết quả trên, phương trình hồi quy tuyến tính bội về sự hài lịng của người sử dụng lao động về dịch vụ hành chính cơng tại BHXH.TP được xác định như sau:
H= - 2.271E-16 + 0.196*H1 + 0.082*H3 + 0.445*H4 + 0.306* H6 (Sự hài lịng của người sử dụng lao động = - 2.271E-16 + 0.196*sự tin cậy + 0.082*năng lực phục vụ của nhân viên + 0.445*thái độ phục vụ của nhân viên +
0.306*quy trình thủ tục hành chính)
Kết luận: sau khi phân tích EFA và phân tích hồi quy kết quả mơ hình cịn lại 4 nhân tố: sự tin cậy; năng lực phục vụ của nhân viên; thái độ phục vụ của nhân viên và quy trình thủ tục hành chính. Hai nhân tố: cơ sở vật chất và sự đồng cảm bị loại khỏi mơ hình. Theo cảm nhận của tác giả nhân tố cơ sở vật chất khơng cĩ ý nghĩa trong mơ hình vì khách hàng đã thấy cơ sở vật chất của cơ quan BHXH thành phố đã phù hợp, khang trang, đáp ứng được mong đợi của khách hàng … do đĩ khách hàng khơng cĩ quan tâm hay cảm nhận về nhân tố này; cịn nhân tố sự đồng cảm của nhân viên đối với khách hàng, họ cảm nhận nhân viên của cơ quan BHXH thành phố chưa đáp ứng về các nhân tố này, vì theo tác giả nhân tố này đối với cơ quan nhà nước nĩi chung và BHXH nĩi riêng chưa thể đáp ứng sự mong đợi của khách hàng.
Với các kết quả phân tích như trên, ta thấy rằng mơ hình nghiên cứu hồn tồn phù hợp và khẳng định cĩ mối liên hệ chặt chẽ giữa các thang đo với sự hài lịng của người sử dụng lao động đối với dịch vụ hành chính cơng tại Bảo hiểm xã hội thành phố.
Tổng hợp các nhân tố ảnh hưởng cĩ ý nghĩa đến dịch vụ hành chính cơng, như sau: Sự tin cậy; Năng lực phục vụ của nhân viên; Thái độ phục vụ của nhân viên và Quy trình thủ tục hành chính.
4.2.6. Kiểm định sự phù hợp chung của mơ hình
Kết quả phân tích phương sai ANOVA (bảng 4.20), với Sig. = .000, điều này cĩ nghĩa là chúng ta quyết định từ chối giả thuyết khơng H0 và chấp nhận giả thuyết
nghiên cứu H1là các nhân tố độc lập thật sự cĩ tác động tới sự hài lịng của người sử dụng lao động – biến phụ thuộc (phù hợp chung của mơ hình).
Bảng 4.20: Phân tích phương sai ANOVA
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1
Regression 130.636 6 21.773 63.934 .000
Residual 64.364 189 .341
Total 195.000 195
(Nguồn : Khảo sát và tổng hợp của tác giả 12/2012)
4.2.7. Kiểm hiện tượng đa cộng tuyến:
Kết quả kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến thơng qua hệ số phĩng đại phương sai VIF thể hiện trọng bảng hệ số Coefficients cho thấy (bảng 4.19), tất cả các thành phần nhân tố trong mơ hình cho hệ số VIF rất nhỏ (đều xấp xỉ bằng 1, riêng nhân tố thái độ phục vụ của nhân viên = 2.061), nhỏ hơn rất nhiều so với chuẩn 10 theo Hồng Trọng & Mộng Ngọc (2008), chứng tỏ các nhân tố độc lập khơng cĩ quan hệ chặt chẽ với nhau nên khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
4.2.8. Kiểm tra hiện tượng phương sai của sai số thay đổi
Kết quả kiểm định tương quan hạng giữa giá trị tuyệt đối phần dư hồi quy được