- Nhân tố thứ 1 gồm 9 biến quan sát DL1, DL3, DL4, DL5, DL6, DL7, DL8, DL9, DL10 nên vẫn giữ tên gọi “Động lực du lịch sinh thái” như thang đo ban đầu. Thang đo mới này có độ tin cậy đạt yêu cầu với hệ số Cronbach’s alpha bằng 0.890 và hệ số tương quan biến-tổng nhỏ nhất là 0.575>0.3.
- Nhân tố thứ 2 giữ nguyên thang đo “Chuẩn chủ quan về du lịch sinh thái” gồm 4 biến quan sát CQ1, CQ2, CQ3, CQ4 không có gì thay đổi.
- Nhân tố thứ 3 gồm 5 biến quan sát TD1,TD2, TD3,TD4, TD5 thuộc thang đo Thái độ về môi trường sinh thái ban đầu. Về mặt nội dung, 5 biến này đại diện đầy đủ cho 5 nhóm quan niệm của thang đo NEP do Dunlap và cộng sự (2000) phát triển gồm: Giới hạn thực của tăng trưởng, Tính nhay cảm của cân bằng tự nhiên, Nguy cơ khủng hoảng sinh thái, Sự bác bỏ thuyết con người là trung tâm, và Sự bác bỏ quyền miễn trừ của con người. Về ý nghĩa, 5 phát biểu của 5 biến này thể hiện sắc thái phê phán, chỉ trích mạnh đối với những hành vi gây hại con người cho môi trường sinh thái. Do đó, có thể diễn đạt nhân tố thứ 3 là: Thái độ về hành vi gây hại môi trường. Việc đồng ý với các biến của nhân tố này đồng nghĩa với việc thừa nhận con người đang làm tổn hại môi trường sinh thái. Thang đo nhân tố này được đánh giá lại về độ tin cậy, kết quả cho thấy hệ số Cronbach’s alpha bằng 0.747 và hệ số tương quan biến-tổng nhỏ nhất bằng 0.455>0.3 cho thấy thang đo đạt yêu cầu.
- Nhân tố thứ 4 giữ nguyên thang đo gốc của “Nhận thức khả năng du lịch sinh thái” gồm 3 biến KN1, KN2, KN3.
- Nhân tố thứ 5 giữ nguyên thang đo gốc của “Sự đề cao vật chất” gồm 3 biến VC1, VC2, VC3.
- Nhân tố thứ 6 gồm 3 biến TD6, TD7, TD8 của thang đo Thái độ về môi trường sinh thái ban đầu. Ba biến này có các phát biểu mang ý nghĩa nhẹ nhàng, hình tượng hơn các biến ở nhân tố thứ 3 và thể hiện sự cần thiết của việc cân nhắc, xem xét trong hoạt động của con người tránh tác động xấu đến môi trường. Do đó, nhân tố này có thể được đặt tên là Thái độ về sự
cần thiết quan tâm môi trường sinh thái. Việc đồng ý với các biến của nhân tố này đồng nghĩa với việc thừa nhận con người khi thực hiện hành vi cần cân nhắc tác động đến môi trường sinh thái. Kết quả đánh giá lại độ tin cậy thang đo mới này cho thấy hệ số Cronbach’s alpha bằng 0.797, hệ số tương quan biến-tổng nhỏ nhất là 0.641 nên thang đo đạt yêu cầu.
4.3.2 Phân tích EFA biến phụ thuộc
Đối với thang đo “Dự định du lịch sinh thái”, phân tích nhân tố EFA cũng được xem xét thực hiện để đánh giá giá trị thang đo này. Kết quả kiểm định KMO và Bartlett’s cho thấy hệ số KMO=0.700 và kiểm định Bartlett cho giá trị Sig.=0.000 thể hiện mức ý nghĩa cao, do đó, phân tích EFA là phù hợp. Kết quả EFA cho thấy chỉ có 1 nhân tố được trích với Eigenvalue=2.182 và tổng phương sai trích bằng 72.746%>50%, tức là phần chung của các biến trong thang đo giải thích 72.746% biến thiên của Dự định du lịch sinh thái. Điều đó chứng tỏ thang đo giải thích tốt yếu tố Dự định du lịch sinh thái dựa trên số liệu đã khảo sát.
Bảng 4.6: Kết quả kiểm định biến phụ thuộc: Dự định du lịch sinh thái
Hệ số Kaiser-Meyer-Olkin đo lường độ thích hợp của mẫu | .700 | |
Kiểm định Bartlett | Giá trị Chi-bình phương | 344.161 |
df | 3 | |
Sig. | .000 | |
Có thể bạn quan tâm!
-
Nội Dung Và Đối Tượng Tham Gia Nghiên Cứu Định Tính -
Thang Đo Gốc “Nhận Thức Khả Năng Du Lịch Sinh Thái” -
Đồ Thị Số Lượng Mẫu Du Khách Quốc Tế Theo Khu Vực -
Kiểm Định Sự Khác Biệt Theo Đặc Điểm Nhân Khẩu Học -
Hàm Ý Từ Ảnh Hưởng Của Thái Độ Đến Dự Định Du Lịch Sinh Thái -
Kết Quả Nghiên Cứu Định Tính Bằng Phương Pháp Phỏng Vấn Sâu Phụ Lục 2A: Dàn Bài Phỏng Vấn Sâu
Xem toàn bộ 135 trang tài liệu này.
Bảng 4.6b: Tổng phương sai được giải thích
Giá trị riêng (Eigenvalues) ban đầu | Tổng bình phương hệ số tải sau khi trích | |||||
Tổng cộng | % phương sai | Lũy kế % | Tổng cộng | % phương sai | Lũy kế % | |
1 | 2.182 | 72.746 | 72.746 | 2.182 | 72.746 | 72.746 |
2 | .483 | 16.112 | 88.857 | |||
3 | .334 | 11.143 | 100.000 |
Phương pháp trích: Phân tích thành phần chính PCA.
Bảng 4.6c: Ma trận nhân tốa
Nhân tố | |
1 | |
DD2 | .884 |
DD1 | .850 |
DD3 | .823 |
Phương pháp trích: Phân tích thành phần chính PCA.
a. 1 nhân tố được trích.
a. Chỉ một nhân tố được trích. Giải pháp không thể xoay được. |
Nguồn: Kết quả phân tích EFA của tác giả
4.4 Mô hình nghiên cứu điều chỉnh
Từ kết quả phân tích nhân tố EFA, có 6 nhân tố được rút ra có tác động đến dự định du lịch sinh thái của du khách tại Khánh Hòa, trong đó gồm 4 nhân tố ban đầu là Chuẩn chủ quan về du lịch sinh thái, Động lực du lịch sinh thái, Nhận thức khả năng du lịch sinh thái và Sự đề cao vật chất. Riêng Thái độ về môi trường sinh thái ban đầu được tách ra thành 2 nhân tố và được đặt tên lại là: Thái độ về hành vi gây hại môi trường và Thái độ về sự cần thiết quan tâm môi trường.
Bảng 4.7: Bảng tổng hợp các khái niệm và số biến quan sát
Khái niệm | Ký hiệu | Số biến quan sát | ||
Trước EFA | Sau EFA | |||
1 | Thái độ về hành vi gây hại môi trường | THAIDO1 | - | 5 |
2 | Thái độ về sự cần thiết quan tâm môi trường | THAIDO2 | - | 3 |
3 | Chuẩn chủ quan về du lịch sinh thái | CHUANCQ | 4 | 4 |
4 | Nhận thức khả năng du lịch sinh thái | KHANANG | 3 | 3 |
5 | Động lực du lịch sinh thái | DONGLUC | 11 | 9 |
6 | Sự đề cao vật chất | VATCHAT | 3 | 3 |
7 | Dự định du lịch sinh thái | DUDINH | 3 | 3 |
Nguồn: Kết quả phân tích EFA của tác giả
Hình 4.3: Mô hình nghiên cứu điều chỉnh sau phân tích EFA
Thái độ về hành vi gây
hại môi trường
H1A (+)
Thái độ về sự cần thiết
quan tâm môi trường
H1B (+)
Chuẩn chủ quan về du
lịch sinh thái
H2 (+)
Dự định du lịch sinh thái
H3 (+)
Nhận thức khả năng
du lịch sinh thái
H4 (+)
Động lực du lịch
sinh thái
H5 (-)
Sự đề cao vật chất
Nguồn: Kết quả phân tích EFA của tác giả
4.5 Kiểm định hệ số tương quan và phân tích hồi quy tuyến tính bội
4.5.1 Kiểm định hệ số tương quan
Các nhân tố trong bảng 4.7 được đưa vào phân tích hồi quy tuyến tính bội để kiểm định mô hình nghiên cứu và xác định mức độ ảnh hưởng của từng nhân tố đến Dự định du lịch sinh thái của du khách. Như đã trình bày trong chương 3 về quy trình nghiên cứu, trước khi phân tích hồi quy, việc xem xét ma trận tương quan giữa biến phụ thuộc “Dự định du lịch sinh thái” và các biến độc lập là cần thiết. Kết quả kiểm định tương quan được trình bày tại bảng 4.8. Theo đó, tương quan giữa biến phụ thuộc “Dự định du lịch sinh thái” với các biến độc lập đều có giá trị Sig.<0.05 nên có ý nghĩa về mặt thống kê. Trong đó, chỉ có nhân tố VATCHAT thể hiện mối tương quan ngược chiều với biến phụ thuộc tuy tương quan khá yếu (r=-0.171). Các nhân tố khác đều cho thấy tương quan cùng chiều đối với biến DUDINH. Tương
quan tuy chưa mạnh nhưng cũng góp phần hỗ trợ các giả thuyết nghiên cứu và cho thấy phân tích hồi quy có thể phù hợp.
Bảng 4.8: Ma trận hệ số tương quan Pearson
DUDINH | THAIDO1 | THAIDO2 | CHUANCQ | KHANANG | DONGLUC | VATCHAT | |
DUDINH | 1 | .346** | .397** | .499** | .546** | .521** | -.171** |
THAIDO1 | .346** | 1 | .612** | .340** | .315** | .477** | -.259** |
THAIDO2 | .397** | .612** | 1 | .333** | .350** | .504** | -.156** |
CHUANCQ | .499** | .340** | .333** | 1 | .511** | .543** | -.124* |
KHANANG | .546** | .315** | .350** | .511** | 1 | .455** | -.076 |
DONGLUC | .521** | .477** | .504** | .543** | .455** | 1 | -.097 |
VATCHAT | -.171** | -.259** | -.156** | -.124* | -.076 | -.097 | 1 |
**. Tương quan có ý nghĩa tại mức ý nghĩa 0.01 (2 bên).
*. Tương quan có ý nghĩa tại mức ý nghĩa 0.05 (2 bên).
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu của tác giả
4.5.2 Phân tích hồi quy tuyến tính bội
Phân tích hồi quy tuyến tính bội được thực hiện với 1 biến phụ thuộc là Dự định du lịch sinh thái (DUDINH) và 6 biến độc lập gồm: Thái độ về hành vi gây hại môi trường (THAIDO1), Thái độ về sự cần thiết quan tâm môi trường (THAIDO2), Chuẩn chủ quan về du lịch sinh thái (CHUANCQ), Nhận thức khả năng du lịch sinh thái (KHANANG), Động lực du lịch sinh thái (DONGLUC) và Sự đề cao vật chất (VATCHAT). Giá trị của từng biến độc lập và biến phụ thuộc được xác định bằng giá trị trung bình của các quan sát trong thang đo của biến đó. Các biến độc lập và biến phụ thuộc sẽ đưa vào chạy hồi quy đồng thời (phương pháp Enter). Kết quả hồi
quy được trình bày tại Phụ lục 9A. Theo đó, mô hình hồi quy có hệ số R2 hiệu chỉnh
(Adjusted R Square) bằng 0.419 mang ý nghĩa mô hình hồi quy tuyến tính bội này phù hợp với dữ liệu ở mức 41.9%, tức các biến độc lập trong mô hình giải thích được 41.9% sự biến thiên của biến phụ thuộc. Kiểm định F có giá trị Sig.=0.000<0.05 nên mô hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được. Kiểm định Durbin-Watson cho giá trị 1.887 gần bằng 2 cho thấy
không có hiện tượng tự tương quan giữa các biến trong mô hình. Kiểm định VIF cho giá trị lớn nhất là 1.818, nhỏ hơn 10 nên không có hiện tượng tự đa cộng tuyến trong mô hình.
Tuy nhiên, hai biến độc lập THAIDO1 và THAIDO2 có giá trị sig. lớn hơn
0.05 nên hệ số hồi quy của chúng không có ý nghĩa thống kê trong mô hình hồi quy này. Trong đó, biến THAIDO1 có giá trị sig.=0.893 rất cao và hệ số hồi quy trong phương trình là -0.900 rất nhỏ nên gần như không có ý nghĩa giải thích sự thay đổi của biến phụ thuộc DUDINH trong mô hình này. Do đó, biến THAIDO1 được loại ra khỏi mô hình hồi quy. Tác giả tiến hành chạy mô hình hồi quy lần 2 với 5 biến độc lập gồm: THAIDO2, CHUANCQ, KHANANG, DONGLUC và VATCHAT. Mô hình hồi quy lần 2 cho kết quả tốt hơn (Phụ lục 9B). Hệ số R2 hiệu chỉnh tăng từ
0.419 lên 0.421 cho thấy khả năng giải thích biến thiên biến phụ thuộc của mô hình hồi quy lần 2 được cải thiện, đạt 42.1% dựa trên tập dữ liệu. Các hệ số hồi quy có sự thay đổi nhỏ, phương trình hồi quy tuyến tính lần 2 trở thành:
DUDINH = 0.540 + 0.172CHUANCQ + 0.315KHANANG
+ 0.261DONGLUC - 0.075VATCHAT + 0.102THAIDO2
Bảng 4.9: Kết quả hồi quy tuyến tính bội lần 2
Các hệ số a
Hệ số chưa chuẩn hóa | Hệ số đã chuẩn hóa | t | Sig. | Đo lường Đa cộng tuyến | ||||
B | Sai số chuẩn | Beta | Độ chấp nhận của biến (Tolerance) | Hệ số phóng đại phương sai VIF | ||||
1 | (Hằng số) | .540 | .271 | 1.998 | .047 | |||
CHUANCQ | .172 | .054 | .171 | 3.205 | .001 | .613 | 1.630 | |
KHANANG | .315 | .051 | .313 | 6.189 | .000 | .681 | 1.468 | |
DONGLUC | .261 | .064 | .225 | 4.061 | .000 | .570 | 1.756 | |
VATCHAT | -.075 | .036 | -.088 | -2.069 | .039 | .970 | 1.031 | |
THAIDO2 | .102 | .048 | .104 | 2.108 | .036 | .717 | 1.395 |
a. Biến phụ thuộc: DUDINH
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu của tác giả
Trong mô hình hồi quy này, các hệ số hồi quy của biến độc lập đều có giá trị sig. nhỏ hơn 0.05 nên đều có ý nghĩa thống kê. Như vậy, dựa trên kết quả phân tích hồi quy từ tập dữ liệu, giả thuyết H1A bị bác bỏ, các giả thuyết H1B, H2, H3, H4, H5 được chấp nhận, với độ tin cậy 95%.
Diễn giải từ phương trình hồi quy, nhận thức về khả năng du lịch sinh thái là nhân tố tác động tích cực nhiều nhất tới dự định du lịch sinh thái, kế đến là tác động của động lực du lịch sinh thái và chuẩn chủ quan về du lịch sinh thái. Thái độ về sự cần thiết quan tâm môi trường cũng tác động cùng chiều tới dự định du lịch sinh thái nhưng ít hơn 3 nhân tố trên. Riêng sự đề cao vật chất dù có hệ số trong phương trình hồi quy khá nhỏ nhưng, đúng như dự đoán, có tác động ngược chiều với dự định du lịch sinh thái.
Bên cạnh đó, theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), mô hình hồi quy trên cần phải thỏa mãn các giả định cần thiết của hồi quy tuyến tính, bao gồm giả định về liên hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và biến độc lập, phương sai của sai số không đổi, phân phối chuẩn của phần dư, tính độc lập của sai số, cũng như giả định không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình. Từ kết quả hồi quy tại phụ lục 9B, kiểm định F cho giá trị sig.=0.000 nhỏ hơn 0.05 nên mô hình hồi quy tuyến tính bội trên phù hợp với tập dữ liệu. Kiểm định Durbin-Watson cho giá trị 1.888 gần bằng 2 nên không có hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư, hay các sai số độc lập nhau. Kiểm định VIF cho giá trị lớn nhất là 1.756, nhỏ hơn 10 nên không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình. Để kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi bằng phần mềm SPSS, tác giả áp dụng kiểm định tương quan hạng Spearman. Biến mới Absphandu được tạo mang giá trị tuyệt đối của các phần dư. Kiểm định tương quan hạng Spearman được thực hiện cho biến Absphandu và từng biến độc lập, với giả thuyết H0 là: hệ số tương quan hạng của tổng thể bằng 0. Kết quả kiểm định tại bảng 4.10 cho thấy các giá trị sig. đều lớn hơn 0.05 nên không thể bác bỏ giả thuyết H0: hệ số tương quan hạng của tổng thể bằng 0, do đó có thể nói phương sai của sai số không thay đổi.
Bảng 4.10: Kiểm định tương quan hạng Spearman
Hệ số tương quan
Absphandu | THAIDO2 | CHUANCQ | KHANANG | DONGLUC | VATCHAT | |||
Spearman's rho | Absphandu | Hệ số tương quan | 1.000 | -.054 | .075 | .058 | -.034 | .025 |
Sig. | . | .328 | .171 | .288 | .534 | .647 | ||
N | 333 | 333 | 333 | 333 | 333 | 333 |
**. Tương quan có ý nghĩa tại mức ý nghĩa 0.01 (2 bên).
*. Tương quan có ý nghĩa tại mức ý nghĩa 0.05 (2 bên).
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu của tác giả
Về giả định phân phối chuẩn của phần dư, theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), phần dư có phân phối hoàn toàn chuẩn là không hợp lý vì luôn luôn có chênh lệch do lấy mẫu. Hình 4.4 cho thấy phân phối của phần dư chuẩn hóa xấp xỉ phân phối chuẩn với trung bình xấp xỉ 0, độ lệch chuẩn 0.992 gần bằng 1. Do đó, có thể nói giả định về phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Hình 4.4: Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa
Trung bình = 0.000 Độ lệch chuẩn = 0.992
N=333
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu của tác giả