Để kiểm tra độ tin cậy thang đo biến đã được thiết kế và khảo sát, tác giả sử dụng hệ số Cronbach Alpha và tương quan nội giữa các biến. Hệ số Cronbach Alpha > = 0.6 và tương quan nội > = 0.3 được dùng để đo lường mức độ chặt chẽ, tin cậy của các mục hỏi trong thang đo. Tác giả đã phân tích độ tin cậy thang đo cho các biến độc lập và phụ thuộc đã được giả thuyết như sau:
Tài nguyên thiên nhiên – tài nguyên du lịch (TN – 5 biến)
Chính sách thu hút vốn (CS - 5 biến)
Cơ sở hạ tầng (HT – 5 biến)
Chính trị - xã hội (CTXH – 4 biến)
Kinh tế (KT – 4 biến)
Khà năng thu hút vốn đầu tư phát triển du lịch (HQ –5 biến)
Kết quả chi tiết về việc tính toán hệ số Cronback Alpha cho các biến độc lập và phụ thuộc được trình bày trong phụ lục của đề tài và được tóm lược như dưới đây:
Bảng 4.15. Kết quả tính toán độ tin cậy thang đo
Scale Mean if Item Deleted Scale Variance if Item Deleted Corrected Item-Total Correlation Squared Multiple Correlation Cronbach's Alpha if Item Deleted CRONBANK ALPHA TN = 0.961 TN1 14.13 4.316 0.936 0.891 0.944 TN2 14.12 4.316 0.916 0.901 0.948
55
TN3 14.15 4.699 0.851 0.824 0.958
TN4 14.08 4.320 0.914 0.898 0.948
TN5 14.00 4.791 0.842 0.812 0.960
CRONBANK ALPHA CS= 0.961
Loại biến CS4 do tương quan nội nhỏ hơn 0.3 với các biến CS 1,2,3,5
CS1 13.99 2.845 0.918 0.944 0.946 CS2 14.92 3.024 0.897 0.947 0.951 CS3 13.98 2.844 0.940 0.956 0.942 CS4 14.05 2.665 0.854 0.780 0.961 CS5 13.93 2.964 0.868 0.939 0.954 CRONBANK ALPHA HT= 0.902
Loại biến HT1 do tương quan nội nhỏ hơn 0.3 với các biến CS 2,3,4,5
HT1 15.19 3.102 0.413 0.306 0.902 HT2 15.06 2.384 0.844 0.920 0.783 HT3 15.02 2.302 0.806 0.908 0.798 HT4 14.98 3.030 0.724 0.556 0.826 HT5 14.88 3.250 0.835 0.710 0.827 CRONBANK ALPHA CTXH = 0.707 CTXH1 9.19 1.769 0.487 0.262 0.655 CTXH 2 9.39 2.132 0.450 0.230 0.670 CTXH 3 9.45 2.140 0.471 0.222 0.660 CTXH 4 9.33 1.773 0.584 0.346 0.585 CRONBANK ALPHA KT = 0.626 KT1 9.66 1.590 0.364 0.213 0.585 KT2 9.98 1.682 0.320 0.185 0.613 KT3 10.12 1.529 0.429 0.197 0.539 KT4 9.87 1.308 0.514 0.281 0.467 CRONBANK ALPHA HQ= 0.792
Loại biến HQ4 và HQ5 do tương quan nội nhỏ hơn 0.3 với các biến HQ 2,3
HQ1 13.40 2.056 0.663 0.522 0.492 HQ2 13.29 2.115 0.510 0.412 0.568 HQ3 13.35 2.073 0.576 0.388 0.532 HQ4 13.28 2.779 0.280 0.134 0.670 HQ5 13.38 3.138 0.087 0.014 0.732 Nguồn: Kết quả tính toán từ SPSS 20 4.4.4. Phân tích nhân tố khám phá
Quá trình phân tích nhân tố khám phá phải thỏa mãn các điều kiện sau: KMO > 0.5; thang đo được chấp nhận nếu tổng phương sai trích >=60%; các yếu tố
56
có Eigenvalue luôn lớn hơn 1; Hệ số tải nhân tố được xác định là lớn hơn 0.5; đồng thời phương pháp trích Principal với phép quay Varimax được sử dụng để tối thiểu hóa lượng biến có hệ số lớn tại cùng một nhân tố nhằm tăng cường khả năng giải thích các nhân tố.
Tác giả đã tiến hành phương pháp phân tích nhân tố cho biến giải thích và các nhóm biến phụ thuộc nhằm loại bớt biến, đạt được các giá trị tối ưu và thu nhỏ các biến quan sát thành các nhân tố phục vụ cho việc nghiên cứu. Kết quả tính toán chi tiết được tác giả trình bày ở phụ lục và bảng tổng hợp kết quả dưới đây:
Bảng 4.16. Kết quả phân tích nhân tố khám phá cho các nhóm biến nghiên cứu Stt Efa Kmo Bartlett's Test of Sphericity Tổng phương sai trích Kết luận 01 EFA lần 1 cho nhóm 22 biến giải thích 0.796 Sig =0 <0.05 79.299 5 nhân tố hợp lệ được hình thành từ phép quay varimax và được thể hiện như bảng dưới đây.
02 EFA cho nhóm biến SHL 0.583 Sig =0 <0.05 68.344 1 nhân tố hợp lệ được hình thành và sử dụng trong nghiên cứu tiếp theo
Nguồn: Kết quả tính toán từ SPSS 20
Như vậy quá trình phân tích nhân tố khám phá được triển khai 1 lần cho các nhóm biến giải thích, một lần cho biến phụ thuộc và cho kết quả là có 5 nhân tố giải thích và 1 nhân tố phụ thuộc được hình thành phù hợp với mô hình giả thuyết về các nhân tố tác động đến khả năng thu hút vốn đầu tư phát triển du lịch tỉnh Quảng Trị được đề cập tại chương 3 cụ thể các nhân tố giải thích được diễn giải như dưới đây:
57
Bảng 4.17 Rotated Component Matrixa
Component
1 2 3 4 5
Quảng Trị có vị trí thuận lợi cho
phát triển du lịch 0.904
Du lịch sinh thái là thế mạnh của
ngành du lịch Quảng Trị 0.886
Các di tích lịch sử là sự lựa chọn hàng đầu khi các nhà đầu tư đầu tư vào du lịch Quảng Trị
0.906 Quảng Trị có nhiều bãi biển đẹp
thu hút đầu tư 0.862
Quảng trị có nhiều danh lam thắng cảnh nổi tiếng thu hút khách du lịch
0.827 Quảng Trị có nhiều chính sách
thu hút đầu tư trong nước và nước ngoài để phát triển ngành du lịch.
0.893 Ưu đãi về thuế, quyền sử dụng
đất đối với các nhà đầu tư là thế mạnh trong chính sách thu hút vốn của ngành du lịch Quảng Trị
0.883 Ngành du lịch tỉnh Quảng Trị
thường xuyên tổ chức các hoạt động quảng bá xúc tiến đầu tư du lịch 0.903 Thủ tục hành chính của của Ngành du lịch Quảng Trị không làm khó các nhà đầu tư. 0.868 Quảng Trị có hệ thống dịch vụ tài chính – ngân hàng phát triển 0.861 Quảng Trị có hệ thống giao thông vận tải tại các khu, điểm du lịch đồng bộ thu hút đầu tư
0.852 Hệ thống thông tin liên lạc ở
Quảng Trị phát triển thu hút các nhà đầu tư
0.745 Hằng năm tỉnh Quảng Trị ưu tiên
bố trí ngân sách phát triển cơ sở hạ tầng du lịch
58
Quảng Trị có nền chính trị ổn
định thu hút các nhà đầu tư 0.879
Quảng Trị có đội ngũ cán bộ quản lý giỏi đang làm việc trong
lĩnh vực du lịch. 0.853
Quảng Trị có đội ngũ lao động làm việc trong lĩnh vực du lịch
được đào tạo bài bản. 0.527
Đội ngũ lao động đang làm việc trong ngành du lịch tỉnh Quảng Trị được đào tạo - bồi dưỡng kiến thức chuyên môn và kỹ năng giao tiếp thường xuyên.
0.571
Kinh tế tỉnh Quảng Trị nhiều năm liền phát triển với tốc độ cao và ổn định
0.615 Nguồn vốn đầu tư vào du lịch
Quảng Trị thời gian qua chủ yếu là Ngân sách nhà nước và Vốn của các doanh nghiệp
0.770 Doanh thu hàng năm của ngành
du lịch Quảng Trị cao. 0.764
Chi phí đầu tư vào phát triển du
lịch tại Quảng Trị lớn 0.683
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization. a. Rotation converged in 6 iterations.
Như vậy, sau khi thực hiện phân tích nhân tố ta rút ra được 5 nhóm nhân tố mới như sau:
Bảng 4.18. Phân loại nhóm các nhân tố mới
Quảng Trị có vị trí thuận lợi cho phát triển du lịch(TN1)
Nhân tố
Tài nguyên du lịch (TNDL)
Du lịch sinh thái là thế mạnh của ngành du lịch Quảng Trị(TN2)
Các di tích lịch sử là sự lựa chọn hàng đầu khi các nhà đầu tư đầu tư vào du lịch Quảng Trị (TN3)
Quảng Trị có nhiều bãi biển đẹp thu hút đầu tư(TN4) Quảng trị có nhiều danh lam thắng cảnh nổi tiếng thu hút khách du lịch(TN5)
59
Quảng Trị có hệ thống dịch vụ tài chính – ngân hàng phát triển(HT2)
Nhân tố Cơ sở hạ tầng và đội ngũ lao động (CSHT – ĐNLĐ)
Quảng Trị có hệ thống giao thông vận tải tại các khu, điểm du lịch đồng bộ thu hút đầu tư (HT3)
Hệ thống thông tin liên lạc ở Quảng Trị phát triển thu hút các nhà đầu tư(HT4)
Doanh thu hàng năm của ngành du lịch Quảng Trị cao(KT3)
Quảng Trị có đội ngũ lao động làm việc trong lĩnh vực du lịch được đào tạo bài bản(CTXH4)
Quảng Trị có nhiều chính sách thu hút đầu tư trong nước và nước ngoài để phát triển ngành du lịch(CS1)
Nhân tố chính sách thu hút đầu tư (CSĐT)
Ưu đãi về thuế, quyền sử dụng đất đối với các nhà đầu tư là thế mạnh trong chính sách thu hút vốn của ngành du lịch Quảng Trị (CS2)
Ngành du lịch tỉnh Quảng Trị thường xuyên tổ chức các hoạt động quảng bá xúc tiến đầu tư du lịch(SC3)
Thủ tục hành chính của của Ngành du lịch Quảng Trị không làm khó các nhà đầu tư(CS)
Quảng Trị có nền chính trị ổn định thu hút các nhà đầu tư
Nhân tố Chính trị xã hội (CTXH)
Đội ngũ lao động đang làm việc trong ngành du lịch tỉnh Quảng Trị được đào tạo - bồi dưỡng kiến thức chuyên môn và kỹ năng giao tiếp thường xuyên.
Kinh tế tỉnh Quảng Trị nhiều năm liền phát triển với tốc độ cao và ổn định
Quảng Trị có đội ngũ cán bộ quản lý giỏi đang làm việc
trong lĩnh vực du lịch. Nhân tố cán bộ quản lý
ngành du lịch và nguồn vốn đầu tư ( CBQL-NVĐT)
Nguồn vốn đầu tư vào du lịch Quảng Trị thời gian qua của yếu là Ngân sách nhà nước và Vốn của các doanh nghiệp
4.4.5. Hồi quy và kiểm định giả thuyết các nhân tố tác động tới thu hút vốn đầu tư phát triển du lịch tỉnh Quảng Trị tư phát triển du lịch tỉnh Quảng Trị
- Phân tích hồi quy
Bảng 4.19. Kết quả hồi quy lần 1 Model Summaryb Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Change Statistics R Square
Change F Change df1 df2 Sig. F Change
1 0.490a 0.240 0.209 0.46459 0.240 7.837 5 124 0.000
a. Predictors: (Constant), chinhtrixahoi, DoingucanboquanlyDLvanguonvondautu, chinhsachthuhutdautu, Tainguyendulich, Cosohatangvadoingulaodong
b. Dependent Variable: Khanang
60 Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. 95.0% Confidence Interval for B Correlations Collinearity Statistics B Std. Error Beta Lower Bound Upper Bound Zero- order
Partial Part Tolerance VIF
1 (Constant) 1.800 0.462 3.897 0.000 0.886 2.715 TNDL .404 0.098 0.399 4.102 0.000 0.209 0.598 0.416 0.346 0.321 0.647 1.545 CSHT- ĐNLĐ .387 0.128 0.308 3.026 0.003 0.134 0.640 0.359 0.262 0.237 0.591 1.693 CSĐT -.211 0.125 -0.165 1.691- 0.093 -0.458 0.036 0.139 -0.150 0.132 - 0.644 1.552 ĐNCBQ - NVĐT -.014 0.092 -0.012 0.150- 0.881 -0.195 0.168 0.101 -0.013 0.012 - 0.892 1.121 CTXH -.152 0.096 -0.143 1.581- 0.116 -0.342 0.038 0.087 -0.141 0.124 - 0.749 1.335
a. Dependent Variable: Khanang
Kết quả hồi quy lần thứ nhất cho thấy với quy mô mẫu như trên, mô hình giải thích là phù hợp, các biến trong mô hình giải thích được 47,4% khả năng thu hút vốn đầu tư phát triển ngành du lịch tỉnh Quảng Trị.
Xét các hệ số hồi quy của các nhân tố:
H0: Hệ số hồi quy của các biến không có ý nghĩa H1: Hệ số hồi quy của các biến có ý nghĩa
Ta thấy sig của các hệ số hồi quy của các nhân tố trong nhóm chính trị xã hội tác động tới thu hút vốn đầu tư phát triển du lịch tỉnh Quảng Trị lớn hơn 10% nên ta bác bỏ H1, chấp nhận H0 tức là các hệ số hồi quy của các biến này có ý nghĩa.
Loại biến chính trị xã hội ( CTXH) ra khỏi mô hình thực hiện hồi quy lần 2 ta có:
Model Summaryb Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate
Change Statistics Durbin-
Watson R Square Change F Change df1 df2 Sig. F Change 1 .474a 0.225 0.200 .46736 0.225 9.062 4 125 0.000 1.818
a. Predictors: (Constant), DoingucanboquanlyDLvanguonvondautu, chinhsachthuhutdautu, Tainguyendulich, Cosohatangvadoingulaodong
61 Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. 95.0% Confidence Interval for B Collinearity Statistics B Std. Error Beta Lower Bound Upper Bound Tolerance VIF 1 (Constant) 1.692 0.460 3.681 0.000 0.782 2.601 TNDL 0.374 0.097 0.370 3.848 0.000 0.181 0.566 0.672 1.488 CSHT- ĐNLĐ 0.349 0.126 0.278 2.760 0.007 0.099 0.599 0.613 1.632 CSĐT -0.233 0.125 -0.182 -1.862 0.065 -0.480 0.015 0.652 1.534 ĐNCBQ - NVĐT -0.038 0.091 -0.034 -.419 0.676 -0.218 0.142 0.918 1.089 a. Dependent Variable: Khanang
Sau khi thực hiện hồi quy mô hình lần 2, ta có kiểm định sự phù hợp của mô hình như sau:
H0: Mô hình hồi quy không phù hợp H1: Mô hình hồi quy là phù hợp
Sig = 0,00 ta bác bỏ h0, chấp nhận H1 cho thấy mô hình hồi quy là phù hợp. R= 0,474 cho thấy 4 biến trong mô hình hồi quy giải thích được khoảng 47,4% khả năng thu hút vốn của ngành du lịch Quảng Trị.
Xét hệ số hồi quy của các biến trong mô hình, có thể thấy rằng sig của các hệ số hồi quy trong mô hình đều nhỏ hơn 10% nên hệ số hồi quy của các biến trong mô hình đều có ý nghĩa thống kê.
Kiểm định đa cộng tuyến trong mô hình, ta thấy hệ số VIF của các biến đều nhỏ hơn 10, vì vậy mô hình không có đa cộng tuyến.
Như vậy, mô hình hồi quy bội thỏa các điều kiện đánh giá và kiểm định độ phù hợp cho việc rút ra các kết quả nghiên cứu.
Ta có mô hình hồi quy như sau:
HQ = 1.692 + 0.374 * TNDL + 0.349 *CSHT - ĐNLĐ – 0.233 *CSĐT - 0.038 * ĐNCBQ – NVĐT
62 - Kiểm định các giả thiết thống kê
Bảng 4.20 Bảng kết luận về các giả thiết thống kê
Nhân tố beta Sig. Kết luận Dấu tác
động
TNDL 0.370 0.000 <10%, bác bỏ Ho => Nhân tố tài nguyên du lịch có tác động
+
CSHT- ĐNLĐ 0.349 0.000 <10%, bác bỏ Ho => Nhân tố Cơ sở hạ tầng và đội ngũ lao động có
tác động +
CSĐT -0.182 0.007
<10%, bác bỏ Ho => Nhân tố Chính sách thu hút vốn đầu tư có tác động
-
ĐNCBQ - NVĐT -0.034 0.065
<10%, bác bỏ Ho => Nhân tố Đội ngũ cán bộ quản lý và nguồn vốn đầu tư không tác động
-
CTXH -0.143 0.116 > 10%, chấp nhận Ho => Nhân tố Chính trị xã hội không có tác động
Nhân tố tài nguyên du lịch tác động dương, cùng chiều và tác động tích cực với khả năng thu hút vốn đầu tư phát triển ngành du lịch tỉnh Quảng Trị, với điều kiện các nhân tố khác không đổi, nếu nhân tố tài nguyên du lịch tăng lên 1 đơn vị thì khả năng thu hút vốn đầu tư phát triển du lịch tỉnh Quảng Trị tăng lên 0.370 đơn vị.
Nhân tố cơ sở hạ tầng và đội ngũ lao động tác động dương, cùng chiều và tác động tích cực tới khả năng thu hút vốn đầu tư phát triển ngành du lịch, với điều kiện các nhân tố tác động không đổi, nếu nhân tố cơ sở hạ tầng và đội ngũ lao động tác động tài nguyên tăng lên 1 đơn vị thì khả năng thu hút vốn đầu tư vào ngành du lịch Quảng Trị tăng lên 0.349 đơn vị.
Nhân tố đội ngũ cán bộ quản lý, nguồn vốn đầu tư tác động âm, ngược chiều với khả năng thu hút vốn đầu tư phát triển ngành du lịch, với điều kiện các nhân tố tác động không đổi, nếu nhân tố ĐNCBQ – NVĐT tăng lên 1 đơn vị thì thì khả năng thu hút vốn đầu tư vào ngành du lịch Quảng Trị giảm đi 0.034 đơn vị.
Nhân tố chính sách đầu tư tác động âm, ngược chiều với hiệu quả thu hút vốn đầu tư phát triển ngành du lịch, với điều kiện các nhân tố tác động không đổi, nếu
63
nhân tố CSĐT tăng lên 1 đơn vị thì thì khả năng thu hút vốn đầu tư vào ngành du lịch Quảng Trị giảm đi 0.182 đơn vị.
4.5. Thảo luận về khả năng thu hút vốn đầu tư phát triển ngành du lịch tỉnh Quảng Trị
Kết quả nghiên cứu đã cho thấy các nhân tố:
Nhân tố tài nguyên du lịch có tác động dương đến khả năng thu hút vốn đầu tư phát triển ngành du lịch tỉnh Quảng Trị. Điều này có nghĩa là muốn nâng cao khả năng thu hút vốn đầu tư vào phát triển ngành du lịch thì tỉnh Quảng Trị cần đầu tư kinh phí bảo vệ và khai thác có hiệu quả tài nguyên du lịch hiện nay như các di tích lịch sử, danh lam thắng cảnh, vị trí địa lý đắc địa của khu vực miền Trung để thu hút vốn đầu tư phát triển ngành du lịch trở thành mũi nhọn.
Thực tế các danh lam thăng cảnh, các di tích lịch sử hiện nay tại Quảng Trị