Đánh giá mức độ hài lòng của các đơn vị sử dụng dịch vụ công trực tuyến tại kho bạc nhà nước thị xã Kiến Tường tỉnh Long An

Download

TẠP CHÍ KINH TẾ - CÔNG NGHIỆP

Số 29 + 30 – Tháng 01/2022

ĐÁNH GIÁ MỨC ĐỘ HÀI LÒNG CỦA CÁC ĐƠN VỊ SỬ DỤNG

DỊCH VỤ CÔNG TRỰC TUYẾN TẠI KHO BẠC NHÀ NƯỚC

THỊ XÃ KIẾN TƯỜNG TỈNH LONG AN

Evaluation of the level of satisfaction of units using online public

services at State Treasury Kien Tuong town, Long An province

Nguyễn Thị Hồng Nhung¹

¹Trường Đại học Kinh tế Công nghiệp Long An, Long An, Việt Nam

nhungkientuong@gmail.com

Tóm tắt — Nghiên cứu được thực hiện nhằm đánh giá mức độ hài lòng của các đơn vị sử dụng dịch

vụ công trực tuyến tại Kho bạc Nhà nước thị xã Kiến Tường, tỉnh Long An. Nghiên cứu dựa trên số liệu

thu thập từ 290 phiếu khảo sát gửi đến các đơn vị sử dụng từ tháng 9/2020 đến tháng 12/2020, tác giả sử

dụng phương pháp đánh giá độ tin cậy Cronbach’s Ạpha và phân tích nhân tố khám phá EFA được sử

dụng để phân tích. Từ kết quả nghiên cứu, tác giả tổng kết có 6 yếu tố: “Sự thuận lợi”; “Tốc độ đường

truyền mạng”; “Thái độ phục vụ”; “Sự công khai minh bạch”; “Năng lực chuyên môn”; “Kết quả thủ tục

hành chính” nhằm nâng cao hơn nữa mức độ hài lòng của các đơn vị sử dụng dịch vụ công trực tuyến.

Abstract — The study was conducted to assess the satisfaction level of units using online public

services at the State Treasury Kien Tuong town, Long An province. The study is based on data collected

from 290 survey questionnaires sent to users from September 2020 to December 2020, the author uses

Cronbach's Apha reliability assessment method and examines factor analysis. EFA analysis was used for

analysis. From the research results, the author summarizes there are 6 factors: "convenience", "network

speed", "service attitude", "transparency", "professional capacity", “administrative procedure results” to

further improve the satisfaction level of units using online public services.

Từ khóa — Hài lòng, dịch vụ công, đánh giá, satisfaction, evaluation.

1. Giới thiệu

Trong điều kiện đất nước hiện nay Nhà nước đang đẩy mạnh cải cách hành chính, đổi mới

quản lý chi tiêu công, thực hành tiết kiệm và chống thất thoát, lãng phí. Nhằm đáp ứng sự thỏa

mãn các nhu cầu giao dịch của các cơ quan, đơn vị, tổ chức và cá nhân trong giai đoạn tham

gia dịch vụ công trực tuyến điện tử đảm bảo thanh toán nhanh chóng, đúng chế độ, tiêu chuẩn,

định mức theo quy định, tiết kiệm, hiệu quả và hạn chế tối đa các rủi ro, sai sót có thể xảy ra.

Việc ứng dụng dịch vụ công sẽ làm minh bạch các hồ sơ thủ tục khi đơn vị giao dịch gửi

sang Kho bạc Nhà nước. Xuất phát từ nhu cầu đó, tác giả chọn đề tài: “Đánh giá mức độ hài

lòng của các đơn vị sử dụng dịch vụ công trực tuyến tại Kho bạc Nhà nước thị xã Kiến Tường,

tỉnh Long An”.

2. Đối tượng và phương pháp nghiên cứu

2.1. Đối tượng nghiên cứu

Các đơn vị sử dụng dịch vụ công (DVC) trực tuyến tại Kho bạc Nhà nước (KBNN) thị xã

Kiến Tường, tỉnh Long An.

2.2. Phương pháp nghiên cứu

Dựa vào nghiên cứu trước của Võ Thị Minh Nguyệt (2017), tác giả sử dụng phương pháp

nghiên cứu định lượng là chủ yếu, trong đó sử dụng kỹ thuật phân tích nhân tố khám phá EFA,

kiểm tra độ tin cậy thang đo Cronbach's Alpha và phân tích hồi quy.

136

TẠP CHÍ KINH TẾ - CÔNG NGHIỆP

Số 29 + 30 – Tháng 01/2022

Tác giả sử dụng phần mềm SPSS 20 làm công cụ để phân tích xử lý số liệu sau khi thu thập

290 phiếu khảo sát được gửi đến 62 đơn vị trên địa bàn thị xã Kiến Tường tỉnh Long An trong

thời gian từ tháng 09/2020 đến tháng 12/2020.

3. Phân tích kết quả nghiên cứu

3.1. Kiểm định độ tin cậy thang đo

Bảng 1. Kết quả kiểm định thang đo

Cronbach’s

Alpha, N

Tương quan

biến tổng

Cronbach’s Alpha nếu

loại biến

Ký hiệu

SHL1

SHL2

SHL3

.843

.830

.849

.926

.929

.926



= 0.940

N = 5

SHL4

SHL5

.840

.854

.928

.925

Nguồn: Tác giả xử lý với SPSS 20

Kết quả Bảng 1, các thang đo đều đạt tin cậy (≥ 0.6) và các biến quan sát có hệ số tương

quan biến tổng đạt yêu cầu ≥ 0.3 (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005).

3.2. Phân tích nhân tố khám phá EFA

Trong phân tích nhân tố khám khá EFA, phương pháp tác giả sử dụng là Principal

Components với phép xoay Varimax. Có tổng cộng 30 biến quan sát thuộc 6 yếu tố được tiến

hành để phân tích nhân tố khám phá EFA và kết quả được trình bày trong bảng 2.

Bảng 2. Ma trận xoay nhân tố

Nhóm nhân tố

Mã hóa

SPV2

.768

.756

.749

.738

SPV5

SPV1

SPV4

SPV3

SMB2

SMB1

SMB4

SMB3

.834

.727

.723

.721

.720

10 SMB5

11 STL5

12 STL4

13 STL1

14 STL2

15 STL3

16 TD3

17 TD2

18 TD5

19 TD1

.777

.754

.751

.734

.722

.772

.752

.747

.710

137

TẠP CHÍ KINH TẾ - CÔNG NGHIỆP

Số 29 + 30 – Tháng 01/2022

Nhóm nhân tố

Mã hóa

20 TD4

21 NL4

22 NL3

23 NL5

24 NL2

25 NL1

26 KQTT3

27 KQTT4

28 KQTT1

29 KQTT2

30 KQTT5

KMO

.701

.800

.767

.710

.692

.689

.733

.731

.727

.715

.700

0.752

Sig.

0.000

Eigenvalues

2.193

Nguồn: Tác giả xử lý với SPSS 20

Kết quả phân tích nhân tố EFA, kiểm định KMO và Bartlett’s trong phân tích yếu tố khám

phá EFA có hệ số KMO là 0.752 (lớn hơn mức tối thiểu 0.5 và nhỏ hơn mức cho phép là 1) và

với mức ý nghĩa thống kê nhỏ hơn 0.05 cho thấy, phân tích yếu tố khám phá là phù hợp.

Mặt khác, tại Initial Eigenvalues có giá trị là 2.193 lớn hơn 1, tổng phương sai trích (Total

Variance Explained) là 56.798%, lớn hơn 50% nên giải thích được 56.798% sự biến thiên của

dữ liệu. Như vậy, việc giải thích các nhân tố là khá tốt. Ngoài ra, hệ số tải nhân tố của mỗi biến

đều lớn hơn 0.5, tại mỗi biến chênh lệch giữa hệ số tải nhân tố lớn nhất và hệ số tải nhân tố bất

kỳ đều lớn hơn 0.3 (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005).

3.3. Phân tích Anova

Bảng 3. Phân tích Anova

Mô hình

ESS

Tổng các bình

phương

Trung bình bình

phương

Giá trị

Sig.

97.622

16.270

63.761

.000^b

RSS

TSS

54.098

151.720

212

218

.255

Nguồn: Tác giả xử lý với SPSS 20

Dựa vào bảng 3, ta thấy giá trị Sig. của kiểm định F bằng 0.000 < 0.05. Như vậy, mô hình

hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.

3.4. Phân tích hồi quy

Dựa vào bảng 4, tác giả nhận thấy giá trị Sig. của kiểm định t có hệ số hồi quy của các biến

độc lập đều nhỏ hơn 0.05. Do đó các biến độc lập bao gồm "Sự phục vụ; Sự thuận lợi; Kết quả;

Sự minh bạch; Tốc độ đường truyền và Năng lực chuyên môn" đều có ý nghĩa giải thích cho

biến phụ thuộc “Sự hài lòng của các đơn vị sử dụng dịch vụ công trực tuyến giao dịch với Kho

bạc Nhà nước thị xã Kiến Tường, tỉnh Long An”.

Hệ số VIF của các biến độc lập này đều xấp xỉ bằng 1 < 2 nên ít có khả năng đa cộng tuyến

xảy ra, ngoài ra các hệ số hồi quy đều lớn hơn 0. Vì thế, các biến độc lập đưa vào phân tích hồi

quy đều tác động cùng chiều đến biến phụ thuộc. Dựa vào độ lớn của hệ số hồi quy chuẩn hoá

Beta, thứ tự mức độ tác động từ mạnh nhất đến yếu nhất của các biến độc lập tới biến phụ thuộc

SHL (Sự hài lòng) là: STL (0.353) = TD (0.353) > SPV (0.352) > SMB (0.325) > NL (0.315) >

KQTT (0.308). Điều này có nghĩa:

Nhân tố "Thuận lợi" và nhân tố "Tốc độ đường truyền" tác động đồng thời mạnh nhất đến

"Sự hài lòng của các đơn vị sử dụng dịch vụ công trực tuyến tại Kho bạc Nhà nước thị xã Kiến

Tường, tỉnh Long An ".

138

TẠP CHÍ KINH TẾ - CÔNG NGHIỆP

Số 29 + 30 – Tháng 01/2022

Nhân tố "Thái độ phục vụ" tác động mạnh thứ ba đến "Sự hài lòng của các đơn vị sử dụng

dịch vụ công trực tuyến tại Kho bạc Nhà nước thị xã Kiến Tường, tỉnh Long An ".

Nhân tố "Sự minh bạch" tác động mạnh thứ tư đến"Sự hài lòng của các đơn vị sử dụng

dịch vụ công trực tuyến tại Kho bạc Nhà nước thị xã Kiến Tường, tỉnh Long An ".

Nhân tố "Năng lực chuyên môn" tác động mạnh thứ năm đến "Sự hài lòng của các đơn vị

sử dụng dịch vụ công trực tuyến tại Kho bạc Nhà nước thị xã Kiến Tường, tỉnh Long An ".

Nhân tố "Kết quả giải quyết" tác động mạnh thứ sáu đến "Sự hài lòng của các đơn vị sử

dụng dịch vụ công trực tuyến tại Kho bạc Nhà nước thị xã Kiến Tường, tỉnh Long An ".

Bảng 4. Kết quả hồi quy

Hệ số B chưa

chuẩn hóa

Hệ số Beta

chuẩn hóa

Đa cộng tuyến

Kiểm Mức ý

định nghĩa

Mô hình

Sai số

Sig.

Beta

Tolerance VIF

chuẩn

.371

.046

.049

.055

.050

.048

.052

(Hằng số)

SPV

-4.249

.390

.423

.407

.398

.408

.394

-11.467 .000

.352

.353

.308

.325

.353

.315

8.513

8.580

7.375

7.904

8.422

7.631

.000

.981

.992

.966

.995

.957

.988

1.019

1.008

1.035

1.005

1.044

1.012

STL

KQTT

SMB

Nguồn: Tác giả xử lý với SPSS 20

Dựa vào bảng 4 tác giả rút gọn phương trình hồi quy như sau:

SHL = 0.353 * STL + 0.353 * TD + 0.352 * SPV + 0.325 * SMB + 0.315 * NL + 0.308

* KQTT

4. Kết luận

Nhằm nâng cao mức độ hài lòng của các đơn vị sử dụng DVC trực tuyến tại Kho bạc Nhà

nước thị xã Kiến Tường, tỉnh Long An trong thời gian tới cần thực hiện:

Nâng cao tinh thần thái độ phục vụ, nhiệt tình trong công tác, tận tình sẵn lòng hướng dẫn

đơn vị khi gặp các khó khăn trong việc sử dụng DVC trực tuyến.

Cần có sự chỉ đạo, điều hành của lãnh đạo để thực hiện đúng quy trình, kịp thời phát hiện

lỗi, các sai sót và hạn chế rủi ro trong hoạt động tại KBNN thị xã Kiến Tường – Long An. Bên

cạnh đó cần minh bạch thông tin để tạo niềm tin cho đơn vị sử dụng, điều này sẽ giúp hạn chế

mức thấp nhất những ý kiến phản ánh không hài lòng về thái độ phục vụ hay giải quyết hồ sơ.

Để hạn chế lỗi, đường truyền mạng không tốt vào những ngày cao điểm tránh mất nhiều

thời gian của đơn vị, các giao dịch viên cần kịp thời nhắc nhở đơn vị bố trí thời gian hợp lý để

nhập liệu và ký chứng từ sang kho bạc dễ dàng thuân lợi hơn.

Xây dựng và phát triển các dịch vụ cung cấp thông tin dữ liệu điện tử nhằm đa dạng hóa

các kênh thông tin, nâng cao hơn nữa chất lượng phục vụ.

Tổ chức thi tuyển, xét tuyển cán bộ, công chức để đảm bảo có đủ lực lượng phục vụ trong

hệ thống KBNN.

139

TẠP CHÍ KINH TẾ - CÔNG NGHIỆP

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Số 29 + 30 – Tháng 01/2022

[1] Bộ Tài Chính (2012). Thông tư số 161/2012/TT-BTC quy định chế độ kiểm soát, thanh toán các

khoản chi ngân sách Nhà nước qua Kho bạc Nhà nước.

[2] Bộ Tài Chính (2013). Thông tư số 133/2017/TT-BTC quy định về giao dịch điện tử trong hoạt động

nghiệp vụ Kho bạc Nhà nước.

[3] Bộ Tài Chính (2016). Thông tư số 39/2016/TT-BTC sửa đổi bổ sung một số điều của Thông tư

161/2012/TT-BTC ngày 02 tháng 10 năm 2012 quy định chế độ kiểm soát, thanh toán các khoản

chi ngân sách Nhà nước qua Kho bạc Nhà nước.

[4] Bộ Tài Chính (2020). Thông tư 62/2020/TT-BTC hướng dẫn kiểm soát thanh toán các khoản chi

thường xuyên từ ngân sách Nhà nước qua Kho bạc Nhà nước.

[5] Bùi Thanh Minh (2015). Giải pháp nâng cao sự hài lòng về chất lượng công tác chi trả lương hưu

và trợ cấp Bảo hiểm xã hội qua bưu điện trên địa bàn tỉnh Trà Vinh. Luận văn thạc sĩ, Trường Đại

học Trà Vinh.

[6] Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2005). Phân tích dữ liệu với SPSS. NXB Thống kê, Hà

Nội.

[7] Quốc hội (2005). Luật giao dịch điện tử số 51/2005/QH11.

[8] Thủ tướng Chính phủ (2018). Nghị định số 130/2018/NĐ-CP quy định chi tiết thi hành luật giao

dịch điện tử về chữ ký số và dịch vụ chứng thực chữ ký số.

[9] Thủ tướng Chính phủ (2018). Nghị định số 165/2018/NĐ-CP quy định chi tiết về giao dịch điện tử

trong hoạt động tài chính.

[10] Thủ tướng Chính phủ (2020). Nghị định số 11/2020/NĐ-CP quy định thủ tục hành chính thuộc lĩnh

vực Kho bạc Nhà nước.

[11] Võ Thị Minh Nguyệt (2017). Đánh giá mức độ hài lòng của tổ chức, cá nhân đối với dịch vụ hành

chính công tại Kho bạc Nhà nước tỉnh Khánh Hòa. Luận văn thạc sĩ, Trường Đại học Nha Trang.

Ngày nhận: 01/11/2021

Ngày duyệt đăng: 14/12/2021

140

5 trang Thùy Anh 18160 Free

Download

Bạn đang xem tài liệu "Đánh giá mức độ hài lòng của các đơn vị sử dụng dịch vụ công trực tuyến tại kho bạc nhà nước thị xã Kiến Tường tỉnh Long An", để tải tài liệu gốc về máy hãy click vào nút Download ở trên

File đính kèm:

danh_gia_muc_do_hai_long_cua_cac_don_vi_su_dung_dich_vu_cong.pdf