Số lượng | Phần trăm | ||
Nhóm | THPT | 95 | 17.4 |
Trung cấp | 101 | 18.5 | |
Cao đẳng | 128 | 23.5 | |
Đại học | 180 | 33 | |
Trên đại học | 41 | 7.5 | |
Tổng cộng | 545 | 100 | |
Thu nhập | |||
Số lượng | Phần trăm | ||
Nhóm | Dưới 8 triệu | 85 | 15.6 |
Từ 8-12 triệu | 152 | 27.9 | |
Từ 12-16 triệu | 139 | 25.5 | |
Từ 16-20 triệu | 126 | 23.1 | |
Trên 20 triệu | 43 | 7.9 | |
Tổng cộng | 545 | 100 | |
Du khách | |||
Số lượng | Phần trăm | ||
Nhóm | Khách quốc tế | 220 | 40.4 |
Khách nội địa | 325 | 59.6 | |
Tổng cộng | 545 | 100 |
Có thể bạn quan tâm!
- Trình Tự Thực Hiện Nghiên Cứu Định Lượng
- Thực Trạng Phát Triển Du Lịch Cộng Đồng Vùng Tây Bắc
- Tổng Thu Từ Du Lịch Các Tỉnh Vùng Tây Bắc Giai Đoạn 2005 - 2017
- Tổng Hợp Hệ Số Tác Động Của Các Biến Trong Mô Hình Chuẩn Hóa
- Đánh Giá Về Yếu Tố Hấp Dẫn Tự Nhiên Từ Phía Khách Du Lịch Cộng Đồng
- Định Hướng Phát Triển Hoạt Động Du Lịch Cộng Đồng Vùng Tây Bắc Trong Bối Cảnh Hội Nhập Và Phát Triển
Xem toàn bộ 199 trang tài liệu này.
Nguồn: Nghiên cứu của tác giả
Khách du lịch cộng đồng tham gia khảo sát không có sự chênh lệch nhiều về giới tính, phần lớn là đối tượng đã kết hôn chiếm 63,9% (tương ứng 348 khách du lịch). Bên cạnh đó, đối tượng khảo sát cũng thuộc nhiều nhóm tuổi khác nhau, trong đó phần lớn là khách du lịch cộng đồng trẻ (du khách dưới 25 tuổi chiếm 44,4%), yêu thích khám phá với các loại hình du lịch mạo hiểm, du lịch trải nghiệm. Về trình độ, mẫu nghiên cứu gồm những khách du lịch cộng đồng có trình độ trung học phổ thông, trung cấp, cao đẳng, đại học và trên đại học với trình độ đại học chiếm tỷ trọng chủ yếu, chiếm 33%, tương ứng 180 khách du lịch cộng đồng. Về thu nhập, đối tượng khảo sát có những mức thu nhập khác nhau từ dưới 8 triệu đồng đến trên 20 triệu đồng và mức thu nhập phổ biến từ 8 đến 12 triệu đồng, chiếm 27,9%.
Kết quả kiểm tra đặc tính phân phối của mẫu thông qua các chỉ số Skewness và Kurtosis cho thấy, hầu hết các chỉ số này của tập dữ liệu các biến quan sát đều được
phân bố trong khoảng [-1; +1], một số ít nằm trong giới hạn [-2; +2], chứng tỏ tập dữ liệu có phân phối xấp xỉ phân phối chuẩn. Vì thế, cho phép áp dụng các kỹ thuật định lượng sau đây để phân tích dữ liệu nghiên cứu.
4.2.2 Đánh giá độ tin cậy thang đo
4.2.2.1 Kiểm định độ tin cậy của thang đo bằng Cronbach-alpha
Bảng 4.11. Kết quả kiểm định độ tin cậy thang đo (Việt hóa số liệu)
Trung bình thang đo nếu loại biến | Phương sai thang đo nếu loại biến | Tương quan biên- tổng | Cronbach's Alpha nếu loại biến | Cronbach's Alpha | |
Thang đo Môi trường tham quan, N= 6 | |||||
MTDL1 | 24.1119 | 55.596 | 0.696 | 0.888 | 0.901 |
MTDL2 | 23.844 | 55.61 | 0.711 | 0.886 | |
MTDL3 | 23.6055 | 50.636 | 0.749 | 0.88 | |
MTDL4 | 23.9284 | 51.765 | 0.73 | 0.883 | |
MTDL5 | 23.6954 | 52.175 | 0.75 | 0.88 | |
MTDL6 | 23.6037 | 52.743 | 0.749 | 0.88 | |
Thang đo Cơ sở hạ tầng, N= 4 | |||||
CSHT1 | 13.3321 | 16.877 | 0.679 | 0.877 | 0.883 |
CSHT2 | 12.9688 | 13.398 | 0.781 | 0.839 | |
CSHT3 | 13.1761 | 14.19 | 0.763 | 0.844 | |
CSHT4 | 13.0202 | 14.788 | 0.783 | 0.837 | |
Thang đo Giá cả, N=5 | |||||
GC1 | 18.8018 | 30.008 | 0.718 | 0.828 | 0.864 |
GC2 | 19.0147 | 29.676 | 0.687 | 0.835 | |
GC3 | 19.0826 | 28.745 | 0.729 | 0.824 | |
GC4 | 18.8734 | 29.725 | 0.679 | 0.837 | |
GC5 | 19.0385 | 31.78 | 0.61 | 0.854 | |
Thang đo Văn hóa bản địa, N=9 | |||||
VHBĐ1 | 36.1486 | 140.248 | 0.734 | 0.907 | 0.918 |
VHBĐ2 | 36.5706 | 145.995 | 0.736 | 0.908 | |
VHBĐ3 | 36.6239 | 144.654 | 0.703 | 0.909 |
Trung bình thang đo nếu loại biến | Phương sai thang đo nếu loại biến | Tương quan biên- tổng | Cronbach's Alpha nếu loại biến | Cronbach's Alpha | |
VHBĐ4 | 36.1321 | 139.611 | 0.751 | 0.906 | |
VHBĐ5 | 35.978 | 137.893 | 0.716 | 0.909 | |
VHBĐ6 | 35.9119 | 140.805 | 0.657 | 0.913 | |
VHBĐ7 | 35.8294 | 137.226 | 0.709 | 0.909 | |
VHBĐ8 | 36.422 | 140.167 | 0.737 | 0.907 | |
VHBĐ9 | 36.4899 | 146.692 | 0.689 | 0.911 | |
Thang đo Hấp dẫn tự nhiên, N= 7 | |||||
HDTN1 | 26.756 | 26.703 | 0.738 | 0.887 | 0.904 |
HDTN2 | 26.7064 | 26.638 | 0.71 | 0.89 | |
HDTN3 | 26.4862 | 27.728 | 0.686 | 0.893 | |
HDTN4 | 26.9706 | 26.893 | 0.718 | 0.889 | |
HDTN5 | 26.9248 | 26.599 | 0.663 | 0.896 | |
HDTN6 | 26.8 | 25.995 | 0.751 | 0.885 | |
HDTN7 | 26.7321 | 26.347 | 0.74 | 0.887 | |
Thang đo Chất lượng điểm đến, N=3 | |||||
CLDD1 | 8.5486 | 1.664 | .560 | .679 | 0.747 |
CLDD2 | 8.5890 | 1.592 | .589 | .646 | |
CLDD3 | 8.5211 | 1.551 | .574 | .665 | |
Thang đo Hài lòng, N=5 | |||||
SA1 | 17.3009 | 8.192 | 0.721 | 0.845 | 0.876 |
SA2 | 17.3138 | 8.352 | 0.683 | 0.854 | |
SA3 | 17.2257 | 8.146 | 0.703 | 0.85 | |
SA4 | 17.4147 | 8.148 | 0.736 | 0.842 | |
SA5 | 17.2257 | 8.506 | 0.682 | 0.855 |
Nguồn: Nghiên cứu của tác giả
Nhìn chung, kết quả cho thấy các thang đo đều có độ tin cậy cao, khi mà hệ số Cronbach-alpha đều đạt lớn hơn 0,7 ngay trong lần đầu tiên kiểm định với mỗi thang đo, sự tương quan biến - tổng của các biến quan sát biểu diễn cho một khái niệm là lớn hơn 0,4, thể hiện các biến này có sự tương quan tốt với tổng thể thang đo, và các biến này phù hợp để biểu diễn cho mỗi khái niệm về môi trường tham quan, cơ sở hạ tầng, giá cả, văn hóa bản địa, hấp dẫn tự nhiên, sự hài lòng. Với sự tin cậy như vậy, các thang đo là phù hợp để sử dụng thể hiện các khái niệm về từng thang đo trong phân tích nhân tố và hồi quy.
4.2.2.2 Phân tích nhân tố khám phá (EFA) thang đo các biến độc lập
Theo Hair và cộng sự (2004), các hệ số chuyển tải nhân tố (factor loading) là chỉ tiêu để đảm bảo mức ý nghĩa thiết thực của EFA. Factor loading lớn hơn 0,3 được xem là mức tối thiểu, lớn hơn 0,4 được xem là quan trọng, lớn hơn 0,5 được xem là có ý nghĩa thiết thực. Vì vậy, sau khi EFA những nhân tố có hệ số tải nhân tố lớn hơn 0,5 sẽ được chọn. Phân tích nhân tố được sử dụng khi hệ số Kaiser-Mayer-Olkin (KMO) có giá trị lớn (giữa 0,5 và 1) và tổng phương sai trích lớn hơn 0,5. Trong nghiên cứu này, phương pháp Principal Component với phép quay Varimax sẽ được sử dụng để phân tích nhân tố.
Bảng 4.12. Ma trận xoay nhân tố các biến độc lập (Việt hóa số liệu)
Văn hóa bản địa | Hấp dẫn tự nhiên | Môi trường tham quan | Giá cả | Cơ sở hạ tầng | |
VHBĐ4 | 0.809 | ||||
VHBĐ8 | 0.801 | ||||
VHBĐ2 | 0.8 | ||||
VHBĐ1 | 0.797 | ||||
VHBĐ5 | 0.783 | ||||
VHBĐ7 | 0.776 | ||||
VHBĐ3 | 0.771 | ||||
VHBĐ9 | 0.758 | ||||
VHBĐ6 | 0.729 | ||||
HDTN7 | 0.822 | ||||
HDTN6 | 0.82 |
Văn hóa bản địa | Hấp dẫn tự nhiên | Môi trường tham quan | Giá cả | Cơ sở hạ tầng | |
HDTN1 | 0.816 | ||||
HDTN4 | 0.795 | ||||
HDTN2 | 0.794 | ||||
HDTN3 | 0.774 | ||||
HDTN5 | 0.745 | ||||
MTDL5 | 0.832 | ||||
MTDL3 | 0.829 | ||||
MTDL6 | 0.828 | ||||
MTDL4 | 0.815 | ||||
MTDL2 | 0.804 | ||||
MTDL1 | 0.791 | ||||
GC3 | 0.836 | ||||
GC1 | 0.829 | ||||
GC2 | 0.804 | ||||
GC4 | 0.803 | ||||
GC5 | 0.741 | ||||
CSHT2 | 0.879 | ||||
CSHT4 | 0.874 | ||||
CSHT3 | 0.873 | ||||
CSHT1 | 0.812 | ||||
KMO= 0.892, Sig= 0.000, Phương sai trích = 65.37%, Eigenvalues = 2.792 |
Nguồn: Nghiên cứu của tác giả
Theo kết quả trên thì việc phân tích nhân tố khám phá cho ta kết quả từ 31 biến quan sát, thuộc 5 nhân tố ban đầu, kết quả phân tích đã đưa ra 5 nhân tố tương ứng thể hiện những biến độc lập ảnh hưởng tới sự hài lòng của khách du lịch cộng đồng.
Theo kết quả phân tích thì hệ số KMO= 0,892 đảm bảo sự tin cậy cho việc phân tích nhân tố, hệ số phương sai trích = 65,37 thể hiện sự biến thiên của 5 nhân tố thể hiện được 65,37% sự biến thiên của tổng thể. Đây là một tỷ lệ cao chứng tỏ rằng số liệu thu được có sự hội tụ khá tốt, biễu diễn tốt cho 5 nhân tố được đưa ra từ phân tích.
4.2.2.3 Phân tích nhân tố khám phá (EFA) thang đo các biến phụ thuộc
Bảng 4.13. Kết quả phân tích nhân tố biến phụ thuộc chất lượng điểm đến và sự hài lòng du khách (Việt hóa số liệu)
Hệ số tải nhân tố | |
Thang đo Chất lượng điểm đến | |
CLDD2 | 0.743 |
CLDD3 | 0.711 |
CLDD1 | 0.688 |
KMO= 0.694, Sig=0.000. Phương sai trích = 51.08, Eigenvalues = 2.021 | |
Thang đo Hài lòng du khách | |
SA4 | 0.841 |
SA1 | 0.83 |
SA3 | 0.816 |
SA2 | 0.8 |
SA5 | 0.799 |
KMO= 0.866, Sig=0.000. Phương sai trích = 66.80, Eigenvalues = 3.340 |
Nguồn: Nghiên cứu của tác giả
Kết quả cho thấy rằng việc phân tích nhân tố cho biến phụ thuộc cũng đảm bảo được độ tin cậy khi hệ số KMO= 0,694 và 0,866, phương sai trích bằng 51.08 và 66,80 thể hiện sự biến thiên của các biến quan sát trong nhóm biến này sẽ thể hiện được lần lượt 51,08% và 66,80% sự biến thiên của nhân tố.
Như vậy việc phân tích nhân tố đã cho chúng ta kết quả hoàn toàn đáng tin cậy, các nhân tố này sẽ được xác định biến đại diện thông qua tính toán giá trị trung bình của các biến quan sát biểu diễn nhân tố đó. Các nhân tố này sẽ được sử dụng trong phân tích hồi quy nhằm đánh giá mức độ ảnh hưởng của mỗi nhân tố tới sự hài lòng của khách du lịch cộng đồng. Qua đó chúng ta sẽ có những biện pháp cụ thể nhằm tác động vào một hay nhiều nhân tố để có thể nâng cao sự hài lòng của khách du lịch cộng đồng một cách hiệu quả.
4.2.2.4 Phân tích nhân tố khẳng định
Hình 4.1. Kết quả phân tích nhân tố khẳng định cho các thang đo
Kết quả phân tích nhân tố khẳng định CFA cho thấy mô hình tới hạn đã chuẩn hóa có 686 bậc tự do, các chỉ tiêu đo lường độ phù hợp của mô hình với giá trị Chi- square/df = 1,409 < 3, TLI= 0,976 > 0,9, CFI = 0,977 > 0,9, GFI = 0,917 > 0,8 và hệ
số RMSEA= 0,027< 0,08 đều đạt yêu cầu (Nguyễn Đình Thọ và Nguyễn Thị Mai Trang, 2011). Như vậy kết quả phân tích nhân tố khẳng định đảm bảo được mức độ ý nghĩa cần thiết. Các thang đo đảm bảo được độ tin cậy.
4.2.3 Phân tích mô hình cấu trúc tuyến tính
Mô hình tới hạn đã chuẩn hóa có 07 khái niệm được đưa vào để kiểm định độ thích hợp của mô hình nghiên cứu bao gồm: (1) Môi trường thăm quan(MT_DL), (2) Hấp dẫn tự nhiên (HD_TN), (3) Cơ sở hạ tầng (CS_HT), (4) Giá cả dịch vụ
(GIA_CA), (5)Văn hóa bản địa (VH_BD), (6) Chất lượng điểm đến (CL_DD), (7) Hài lòng du khách (SA).
Hình 4.2. Kết quả phân tích mô hình cấu trúc tuyến tính
Mô hình cấu trúc lần thứ nhất cho kết quả các giá trị kiểm định như sau: Chi - Square/df = 1,409 < 3, TLI = 0,976 ≥ 0.9, CFI = 0,977 > 0.9, GFI = 0,917 > 0.8, hệ số
RMSEA = 0,027 < 0,08, các chỉ số đều đạt yêu cầu, vì thế mô hình có sự phù hợp với thị trường.