Bảng Tóm Tắt Kết Quả Hồi Quy Lần 1

Sig. (2-tailed)	1.000		1.000	1.000	0.006
HATH	Pearson Correlation	0.000	0.000	1.000	0.000	.133*
HATH	Sig. (2-tailed)	1.000	1.000		1.000	0.024
NBTH	Pearson Correlation	0.000	0.000	0.000	1.000	-0.022
NBTH	Sig. (2-tailed)	1.000	1.000	1.000		0.713
GSLTT	Pearson Correlation	.300**	.163**	.133*	-0.022	1.000
GSLTT	Sig. (2-tailed)	0.000	0.006	0.024	0.713

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 104 trang tài liệu này.

Nguồn: Dữ liệu nghiên cứu tác giả trích từ kết quả phân tích SPSS

Kết quả phân tích ở trên cho thấy các giá trị đối xứng qua đường chéo và các giá trị nằm trên đường chéo chính đạt giá trị là 1 (thỏa mãn điều kiện -1 ≤ r≤ +1) (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Ma trận này cho thấy có mối tương quan giữa biến “sự sẵn lòng trả thêm” (biến phụ thuộc) với các biến độc lập: trung thành thương hiệu, chất lượng thương hiệu, hình ảnh thương hiệu; phân tích không tìm thấy mối tương quan giữa biến “nổi bật thương hiệu” và “sự sẵn lòng trả thêm” (giá trị Sig. = 0.713 > 0.05). Tuy nhiên, giá trị r cho biết không có mối liên hệ tuyến tính chưa chắc là 2 biến đó thực sự không có mối liên hệ. Do đó, tác giả đưa cả 4 biến độc lập “trung thành thương hiệu”, “chất lượng thương hiệu”, “hình ảnh thương hiệu” và “nổi bật thương hiệu” vào mô hình để giải thích biến phụ thuộc (sự sẵn lòng trả thêm). Ngoài ra, giữa các biến độc lập không có sự tương quan với nhau, vì thế, có thể kết luận rằng giữa các biến độc lập không có hiện tượng đa cộng tuyến.

4.6. Hồi quy tuyến tính

Phân tích hồi quy bội đo lường ảnh hưởng của 4 yếu tố ảnh hưởng đến sự sẵn lòng trả thêm. Phân tích hồi quy được thực hiện bằng phương pháp “Enter”, tức là các biến độc lập được đưa vào cùng một lúc để đo lường ảnh hưởng của

các biến này đến sự sẵn lòng trả thêm. Các kiểm định được áp dụng thông qua hệ số xác định R2 hiệu chỉnh và kiểm định F.

Để kiểm định giả thuyết H1, H2, H3, H4 một mô hình hồi quy bội đã được phát triển như sau:

Y = β0 + β1*NB + β2*HA + β3*TT + β4*CL Trong đó:

Y: Sự sẵn lòng trả thêm NB: Nổi bật thương hiệu HA: Hình ảnh thương hiệu

TT: Trung thành thương hiệu CL: Chất lượng thương hiệu

Phân tích hồi quy lần thứ nhất cho thấy không có mối quan hệ giữa yếu tố “nổi bật thương hiệu” với “sự sẵn lòng trả thêm” ở mức ý nghĩa 5% (Sig. = 0,694 > 0,05). Do đó, tác giả loại biến này ra khỏi mô hình và chạy phân tích hồi quy lần 2.

Bảng 4.1. Bảng tóm tắt kết quả hồi quy lần 1

Mô hình

Hệ số chưa chuẩn hoá		Hệ số chuẩn hoá	Giá trị t	Sig.
B	Std. Error	Beta	Giá trị t	Sig.
Hằng số	0,000	0,055		0,000	1,000
TT	0,300	0,055	0,300	5,447	0,000
CL	0,163	0,055	0,163	2,955	0,003
HA	0,133	0,055	0,133	2,408	0,017
NB	-0,022	0,055	-0,022	-0,394	0,694

Nguồn: Kết quả phân tích từ SPSS

4.6.1. Kiểm định sự phù hợp của mô hình tổng thể

Kết quả phân tích hồi quy cho thấy mô hình hồi quy có hệ số R2 là 0,134 và hệ số R2 hiệu chỉnh là 0,625 cho thấy có sự tương quan giữa biến độc lập và biến phụ thuộc. Hệ số R2 hiệu chỉnh cho thấy 3 biến độc lập trong mô hình hồi quy đã giải thích được 62,5% sự biến thiên của biến phụ thuộc.

Bảng 4.2. Bảng tóm tắt mô hình

Mô hình

R	R2	R2Hiệu chỉnh	Sai số ước lượng
1	0,366a	0,134	0,625	0,93553467

Nguồn: Kết quả phân tích từ SPSS

Bảng phân tích ANOVA của mô hình hồi quy cho thấy mô hình hồi quy có kiểm định F = 14,734, Sig. = 0,000 < 0,05 cho thấy sự phù hợp về tổng thể của mô hình hồi quy.

Bảng 4.3. Bảng phân tích ANOVA

Mô hình

Tổng bình phương	Df	Trung bình bình phương	F	Sig.
1	Hồi quy	38,686	3	12,895	14,734	0,000b
	Phần dư	250,314	286	0,875
	Tổng	289,000	289

Nguồn: Kết quả phân tích từ SPSS

4.6.2. Kiểm định giả thuyết nghiên cứu

Theo bảng 4.9, kiểm định các giả thuyết nghiên cứu cho thấy cả 3 yếu tố trung thành thương hiệu, chất lượng thương hiệu và hình ảnh thương hiệu đều có tác động đến sự sẵn lòng trả thêm.

Bảng 4.4. Bảng tóm tắt kết quả hồi quy lần 2

Mô hình

Hệ số chưa chuẩn hoá		Hệ số chuẩn hoá	Giá trị t	Sig.
B	Std. Error	Beta	Giá trị t	Sig.
Hằng số	0,000	0,055		0,000	1,000
TT	0,300	0,055	0,300	5,447	0,000
CL	0,163	0,055	0,163	2,955	0,003
HA	0,133	0,055	0,133	2,408	0,017

Nguồn: Kết quả phân tích từ SPSS

Kết quả phương trình hồi quy tuyến tính lần thứ nhất cho thấy biến nổi bật thương hiệu không đóng góp vào mô hình nghiên cứu, có nghĩa là giả thuyết H1:

Điểm nổi bật thương hiệu có ảnh hưởng đến sự sẵn lòng trả thêm bị bác bỏ. Điều này có nghĩa là thương hiệu ĐMCM vẫn chưa thật sự được khách du lịch ghi nhớ, chưa thực sự nổi bật so với các điểm đến du lịch khác nên khách du lịch vẫn chưa sẵn sàng bỏ ra thêm một khoản phí để đến địa điểm du lịch Đất Mũi.

Kết quả mô hình hồi quy tuyến tính lần thứ hai cho thấy trung thành thương hiệu là thành phần có hệ số hồi quy chuẩn hóa cao nhất (hệ số beta chuẩn hóa = 0,300; Sig. = 0,000), có nghĩa là thành phần này có mức độ tác động lớn nhất đến sự sẵn lòng trả thêm và tác động ở đây là tác động cùng chiều, vì thế giả thuyết H3: Lòng trung thành với thương hiệu có ảnh hưởng đến sự sẵn lòng trả thêm được chấp nhận. Thật vậy, đối với sản phẩm là dịch vụ du lịch, khi khách du lịch có niềm tin, tin tưởng vào một điểm đến du lịch hay bất kỳ điểm đến nào, họ sẽ có hành động lặp lại sự thăm viếng, còn đối với sản phẩm là hàng hoá, người tiêu dùng sẽ có hành động lặp lại việc mua hàng. Vì trung thành với thương hiệu điểm đến, họ sẽ có khuynh hướng sẵn sàng chi ra một khoản chi phí tăng thêm cho chuyến đi tới nơi mà họ ưa thích thay vì đến những nơi khác. Không những vậy, một khi đã tin tưởng vào một thương hiệu, họ còn giới thiệu thương hiệu đó cho bạn bè, người thân để cùng tham gia với họ hoặc tạo động lực để những người khác ghé thăm điểm đến du lịch đó.

Yếu tố tác động mạnh thứ hai đến sự sẵn lòng trả thêm là chất lượng thương hiệu với hệ số beta chuẩn hóa = 0,163; Sig. = 0,003, do đó chấp nhận giả thuyết H4: Chất lượng thương hiệu có ảnh hưởng đến sự sẵn lòng trả thêm. Chất lượng ở đây chính là chất lượng dịch vụ du lịch, là mức độ phù hợp giữa dịch vụ du lịch được cung cấp tại địa danh du lịch so với mong đợi của khách du lịch. Chẳng hạn, khách du lịch sống tại một thành phố lớn, nhiều khói bụi, do đó họ muốn tìm một nơi ở làng quê để đến đó thưởng thức bầu không khí trong lành, và khi nhu cầu của họ được đáp ứng, có nghĩa là địa danh du lịch có không khí trong lành giúp họ thoả mong đợi của họ, sự sẵn lòng trả thêm chi phí cho chuyến đi là điều hoàn toàn có thể xảy ra.

Yếu tố tác động cuối cùng đến sự sẵn lòng trả thêm trong mô hình là hình ảnh thương hiệu với hệ số beta chuẩn hóa là = 0,133, Sig. = 0,017 và giả thuyết H2: Hình

ảnh thương hiệu có ảnh hưởng đến sự sẵn lòng trả thêm được chấp nhận. Điều này có nghĩa là điểm đến du lịch Đất Mũi tạo cảm giác gần gũi, thân thuộc đối với khách du lịch hay việc đến Đất Mũi giúp họ cảm thấy họ hơn người khác vì đã đặt chân đến một nơi mà nhiều người chưa được một lần ghé thăm và họ nhận được sự đánh giá cao/ngưỡng mộ từ bạn bè, điều đó mang lại lợi ích cho họ. Vì thế, họ dẫn tới hành động ghé thăm Đất Mũi và sẵn sàng bỏ ra một khoản phí tăng thêm để đến nơi này.

Tổng hợp kết quả kiểm định các giả thuyết được trình bày trong bảng 4.10 và hình 4.1 dưới đây:

Bảng 4.5. Tóm tắt kết quả kiểm định giả thuyết

Giả thuyết

Kết quả kiểm định
H1: Điểm nổi bật thương hiệu có ảnh hưởng đến sự sẵn lòng trả thêm	Bác bỏ
H2: Hình ảnh thương hiệu có ảnh hưởng đến sự sẵn lòng trả thêm	Chấp nhận
H3: Lòng trung thành với thương hiệu có ảnh hưởng đến sự sẵn lòng trả thêm	Chấp nhận
H4: Chất lượng thương hiệu có ảnh hưởng đến sự sẵn lòng trả thêm	Chấp nhận

(Nguồn: tác giả tổng hợp từ SPSS)

Nổi bật TH

Sự sẵn lòng trả thêm

Hình ảnh TH

Trung thành TH

Chất lượng TH

Hình 4.1. Các giả thuyết nghiên cứu được chấp nhận

(Nguồn: tác giả tổng hợp)

Phương trình hồi quy tuyến tính được trích theo hệ số beta chuẩn hóa có dạng như sau:

Sự sẵn lòng trả thêm = 0,300 * Trung thành thương hiệu + 0,163 * Chất lượng thương hiệu + 0,133 * Hình ảnh thương hiệu

Tóm tắt chương 4

Chương 4 trình bày thành tựu, thực trạng điểm đến Đất Mũi Cà Mau; kết quả nghiên cứu định lượng và phân tích số liệu trên mẫu nghiên cứu là 290 phiếu khảo sát khách du lịch tại Đất Mũi Cà Mau. Tác giả tiến hành phân tích độ tin cậy thang đo bằng hệ sổ Cronbach’s Alpha, phân tích nhân tố khám phá EFA và phân tích hồi quy tuyến tính.

Kết quả nghiên cửu cho thấy để gia tăng Sự sẵn lòng trả thêm đối với khách du lịch thì cần phải gia tăng các nhân tố: đường đi ở ĐMCM dễ di chuyển; điểm đến ĐMCM phù hợp với tính cách của tôi; mức độ an toàn cho tôi ở ĐMCM cao; điểm đến ĐMCM có một cái tên hay và nổi tiếng; điểm đến ĐMCM rất nổi tiếng; khi tôi nghĩ đến một kỳ nghỉ trong nước; điểm đến ĐMCM xuất hiện trong đầu tôi ngay lập tức.

Chương 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ

Trong chương này, tác giả tổng hợp lại các kết quả nghiên cứu đã đạt được và đưa ra một số đề xuất đối với các cơ quan quản lý của tỉnh Cà Mau và các doanh nghiệp cung cấp các dịch vụ du lịch tại tỉnh. Các hạn chế và hướng phát triển trong tương lai của đề tài cũng được nêu rõ trong chương này.

5.1. Kết luận

Tác giả đề cập đến hai mục tiêu trong nghiên cứu hiện tại. Đầu tiên, tác giả phát triển mô hình đo lường cấu trúc khái niệm TSTH địa danh du lịch ĐMCM theo nhận thức khách hàng với các yếu tố: sự nổi bật thương hiệu, hình ảnh thương hiệu, chất lượng thương hiệu và sự trung thành đối với thương hiệu. Thứ hai, tác giả xác định mối quan hệ giữa các thành phần cấu thành nên TSTH điểm đến du lịch với TSTH toàn diện của địa danh du lịch là sự sẵn lòng trả thêm.

Kết quả nghiên cứu cho thấy sự sẵn lòng trả thêm chịu ảnh hưởng bởi sự trung thành đối với thương hiệu. Thực vậy, sự trung thành của khách du lịch đối với một địa danh du lịch cần tích luỹ theo thời gian. Ban đầu, họ đến với địa danh du lịch có thể là do sự tò mò hay được người khác giới thiệu, nhưng sau khi trải nghiệm tại điểm đến du lịch, họ cảm thấy chuyến đi đã đáp ứng được yêu cầu và đòi hỏi của họ, họ thấy thoả mãn được như cầu và địa danh du lịch khiến họ có mong muốn được quay trở lại một lần nữa. Tới đây, sự trung thành mới bắt đầu được thiết lập. Ngoài ra, sự trung thành còn do các lợi ích mà họ đạt được tại địa danh du lịch ĐMCM nhiều hơn so với các địa danh khác, hay nói cách khác thì đây là một vùng đất đầy hứa hẹn, vì vậy họ muốn lặp lại việc ghé thăm để tìm hiểu thêm nhiều hơn, khám phá nhiều hơn về nơi đây hay muốn giới thiệu với những người khác về vẻ đẹp của ĐMCM. Do đó, đối với những người trung thành với địa danh ĐMCM, họ sẵn sàng trả thêm để đi du lịch tại địa danh này.

Kết quả cũng cho thấy rằng chất lượng thương hiệu là một yếu tố góp phần làm thay đổi sự sẵn lòng trả thêm. Điều này hoàn toàn đúng với tâm lý của người tiêu dùng nói chung và cụ thể trong nghiên cứu của tác giả là khách du lịch nói riêng. Bởi