PHẦN II: NỘI DUNG
2.3.6. Phân tích hồi quy
Để phân tích các yếu tố ảnh hưởng sự hài lòng của người dân với chất lượng dịch vụ hành chính công, khóa luận sử dụng phương pháp hồi quy nhằm lượng hóa những ảnh hưởng,xem xét mức độ tác động của các yếu tố khác nhau đến sự hài lòng của người dân.
Phân tích hồi quy là sự phân tích quan hệ phụ thuộc của biến số Y (gọi là biến phụthuộc) vào các biến Xi (được gọi là biến độc lập hoặc biến giải thích), được thể hiện ở dạng Y = f(Xi).
Phương trình hồi quy tuyến tính biểu diễn mối quan hệ giữa 7 nhân tố tác động(biến độc lập) và sự hài lòng của của người dân đối với chất lượng dịch vụ hành chính công Huế (biến phụ thuộc) có dạng như sau:
SHL = 0 +1*STC + 2*CSVC + 3*NLPV + 4*TDPV + 5*QTTT +
6*SDC +7*LPDV (1)
Trong đó:i là hệ số hồi quy của mô hình.
2.3.6.1. Kiểm định các vi phạm giảthiết hồi quy.
Giả định vềmối liên hệtuyến tính giữa biến độc lập và biến phụthuộc
Để xem xét giả định về liên hệ tuyến tính có bị vi phạm hay không, ta vẽ đồ thịphân tán giữa các phần dư chuẩn hóa trên trục tung và giá trị dự đoán chuẩn hóa trên trục hoành. Hình 4.2 cho thấy kết quả là giá trị phần dư chuẩn hóa phân tán rất ngẫu nhiên trongmột vùng xung quanh đường đi qua tung độ 0 chứ không tạo thành một hình dạng nào.Vì vậy giả định được thỏa mãn, không bị vi phạm.
Trường Đại học Kinh tế Huế
Hình 2.3 Đồ thị phân tán giữa các phần dư chuẩn hóa và giá trị dự đoán chuẩn hóa (Nguồn: Kết quả xử lý số liệu 2019)
Giả định vềphân phối chuẩn của phần dư
Biểu đồ tần số (Histogram, Q-Q plot, P-P plot) của các phần dư (đã được chuẩnhóa) được sử dụng để kiểm tragiả định này.
Hình 2.4. Đồ thị P-P Plot của phần dư – đã chuẩn hóa
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu 2019) Kết quả từ biểu đồ tần số P-P plot cho thấy các điểm phân tán xung quanh được kỳ vọng. Cũng cho thấy giả định phân phốichuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Trường Đại học Kinh tế Huế
Ngoài ra, khảo sát phân phối chuẩn của phần dư bằng cách xây dựng biểu đồ tần số. Kết quả biểu đồ Histogram được thể hiện trên Hình 2.5
Hình 2.5. Biểu đồ Histogram
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu 2019) Theo Hình 2.5 cho thấy một đường cong xấp xỉ phân phối chuẩn đặt chồng lên biểu đồ tần số, với giá trị trung bình gần bằng 0, và độ lệch chuẩn 0.981 (gần bằng 1).Vì vậy giả định về phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Giả định tự tương quan giữa các phần dư
Đại lượng thống kê Durbin-Waston (d) dùng để kiểm định tương quan của các sai sốkề nhau (tương quan chuỗi bậc nhất) với nguyên tắc:
- Nếu 1 < d < 3: Mô hình không có tự tương quan.
- Nếu 0 < d< 1: Mô hình có tự tương quan dương.
- Nếu 3 < d < 4: Mô hình có tự tương quan âm.
Kết quả kiểm định Durbin-Watson được trình bày trong bảng 4.12 Giá trị (d) tính được bằng 1.823.Nhưvậy, chấp nhận giả định không có tương quan giữa các phần dư.
Giả định đa cộng tuyến
Công cụ chuẩn đoángiúp ta phát hiện sự tồn tại của cộng tuyến trong dữ liệu là độ chấp nhận của biến(Tolerance) và Hệ số phóng đại phương sai (VIF) (Hoàng Trọng
–Mộng Ngọc, 2008).
Trường Đại học Kinh tế Huế
Kết quả phân tích hồi quy ở bảng 2.18 cũng cho thấy mô hình không có hiện tượng đa cộngtuyến giữa các biến độc lập (VIF < 2).
2.3.6.2. Kết quảhồi quy.
Đánh giá mức độphù hợp của mô hình
Trong phân tích này, để đánh giá sự phù hợp của mô hình, người ta dùng hệ số xácđịnh R2 hoặc R2 hiệu chỉnh; hai giá trị này thể hiện sự phù hợp của mô hình và giá trị củaR2hoặc R2hiệu chỉnh phải lớn hơn hoặc bằng 0,5.
Bảng 2.15: Kết quả đánh giá mức độ phù hợp của mô hình
Mô hình R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số ước
lượng Durbin-Watson
1 .763a .582 .565 .44642 1.823
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu 2019) Kết quả bảng 2.15 cho thấy giá trị R2 = 0.582 > 0.5 là mô hình thích hợp để sửdụng đánh giá mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và biến độc lập và R2 hiệu chỉnh = 0.565;điều này cho biết rằng các biến độc lập trong mô hình có thể giải thích được 56.5% sự thayđổi của biến phụ thuộc. Hay nói cách khác là 56.5% sự biến thiên của biến Sự hài lòngcủa người dân được giải thích bởi các biến là: sự tin cậy, cơ sở vật chất, năng lực phục vụ, thái độ phục vụ, quy trình thủ tục, sự đồng cảm, lệ phí hành chính công.
Kiểm định mức độphù hợp của mô hình
Đểkiểm định sự phù hợp của mô hình, người ta sử dụng kiểm định F (tính phù hợpcủa mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể). Điều này cho chúng ta biết biến phụ thuộc có tương quan tuyến tính với toàn bộ biến độc lập hay không.
Bảng 2.16: Bảng kết quả kiểm định mức độ phù hợp của mô hình
Mô hình Tổng bình
phương df Trung bình
bình phương F Sig.
1 Hồi quy 48.568 7 6.938 34.815 .000b
Phần dư 34.876 175 .199
Tổng 83.444 182
Trường Đại học Kinh tế Huế
Nhận thấy giá trị Sig.< 0.05 , điều này có ý nghĩa là cácbiến độc lập trong mô hình có tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc, hay cho thấy môhình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
Kết quảhồi quy
Sau khi kiểm định F đã đạt yêu cầu. Khóa luận tiến hành phân tích hệ số hồi quy cho từng biến độc lập, để đo lường mức độ tác động của từng biến độc lập lên biến phụ thuộc. Kết quả phân tích hồi quy được thể hiện trongBảng2.17.
Bảng 2.17: Kết quả hồi quy
Mô hình
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy chuẩn
hóa T Sig.
Kiểmtra hiện tượng đa cộng
tuyến
B Std.
Error Beta Tolerance VIF
1 Hằng số .246 .255 .962 .337
STC .153 .045 .199 3.403 .001 .700 1.428
CSVC .216 .044 .277 4.940 .000 .760 1.316
NLPV .153 .051 .165 2.981 .003 .776 1.289
TDPV .144 .044 .168 3.248 .001 .890 1.124
QTTT .107 .043 .133 2.494 .014 .840 1.191
SDC .181 .054 .178 3.341 .001 .843 1.186
LPDV .118 .045 .140 2.633 .009 .843 1.186
(Nguồn: Kết quả xử lý số liệu 2019) Theo Bảng 2.17 Phân tích hồi quy, kết quả thống kê cho thấy các hệ số hồi quy chuẩn hóa của phương trình hồi quy đều khác 0 và Sig. <0.05 chứng tỏ cả 7 biến độc lập: sự tin cậy, cơ sở vật chất, năng lực phục vụ, thái độ phục vụ, quy trình thủ tục, sự đồng cảm, lệ phí hành chính công đều tham gia tác động tới sự hài lòng của sinh viên.
Sau khi thỏa mãn các điều kiện kiểm định phương trình hồi quy đa biến có hệ sốBeta chuẩn hóa như sau:
SHL = 0.199*STC + 0.277*CSVC + 0.165*NLPV + 0.168*TDPV + 0.133*QTTT + 0.178*SDC + 0.140*LPDV (1)
Trường Đại học Kinh tế Huế
Phương trình hồi quy cho thấy sự hài lòng của người dân chịu tác động của 7 yếu tố được sắp xếp theo thứ tự tầm quan trọng từ cao xuống thấp là: cơ sở vật chất, sự tin cậy, sự đồng cảm, thái độ phục vụ, năng lực phục vụ, lệ phí dịch vụ và quy trình thủ tục .Trong đó cơ sở vật chất là nhân tố tác động nhiều nhất đến sự hài lòng của người dân. Các nhân tố đều có hệ số β dương nên có tác động cùng chiều với sự hài lòng hay nói cách khác 7 giả thuyết của mô hình được chấp nhận và được kiểm định phù hợp.