6. Cấu trúc luận văn
3.3.Phân tích mô hình cấu trúc phù hợp và mô hình hệ số (CFA)
Mô hình đo lƣờng đƣợc quan sát tổng thể bằng cách tham khảo các chỉ số phù hợp khác nhau theo đề nghị của Byrne (2001), Kline (2005), Schumacker và Lomax (2004), và Tabachnick và Fidell (2007). Các chỉ số phù hợp với báo cáo trong nghiên cứu này là các lỗi bình phƣơng trung bình xấp xỉ (RMSEA) dành cho mô hình phù hợp, và Tucker-Lewis Index (TLI) và chỉ số so sánh phù hợp (CFI) cho so sánh mô hình nhằm chỉ ra rằng mô hình là phù hợp và đầy đủ, các giá trị cắt bằng 0,90 hoặc cao hơn cho CFI và TLI (Byrne năm 2001; Kline, 2005; Schumacker và Lomax 2004), 0,08 hoặc thấp hơn cho RMSEA, và 0,5 trở lên đối với các biện pháp điều chỉnh của CFI (PCFI) (Byrne năm 2001; Kline, 2005;
Schumacker và Lomax, 2005). Các chỉ số đƣợc liệt kê trong bảng 4. Phạm vi chấp nhận cho định chuẩn x2là 1 - 5 (Schumacker và Lomax, 2005).
3.3.1. Đánh giá cấu trúc phù hợp của mô hình SERVQUAL
Phân tích nhân tố khẳng định (CFA) của các cấu trúc thuộc mô hình SERQUAL cũng đƣợc thực hiện trong nghiên cứu này. Nghiên cứu sử dụng các ma trận hiệp phƣơng sai trong số 17 thành tố đo lƣờng phân tích SEM đã đƣợc tiến hành để kiểm tra mối quan hệ giữa mỗi cặp của các cấu trúc nhƣ đã đƣa ra trong giả thuyết. Mô hình cho thấy x2 = 145, với 80 bậc tự do (df) và P-value = 0,04.
Về mặt kỹ thuật, giá trị P phải lớn hơn 0,05 thì mới có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên trong thực tế giá trị x2 rất nhạy cảm với cỡ mẫu và thƣờng xuyên bác bỏ trong khi mô hình là phù hợp. Do đó, tỷ lệ của x2
trên d.f. đã đƣợc khuyến cáo nhƣ một sự phù hợp tốt hơn so vớix2 (Hair và cộng sự, 2006). Mức độ phù hợp phổ biến của tỷ lệ x2/ d.f. là dƣới 5 (mặc dù dƣới 3 thì tốt hơn). Trong mô hình của nghiên cứu này tỷ lệ x2/ d.f. là 1,811 (tức là 144,853/80) và (Pclose =0,578 > 0,5), cho thấy một sự phù hợp chấp nhận đƣợc. Hơn nữa, CFI = 0,976 và TLI= 0,968 (hai chỉ số quan trọng) đều cao hơn so với 0,95, bên cạnh đó RMSEA = 0,048 < 0,08 cho thấy mô hình phù hợp. Các chỉ số khác (NFI = 0,948 và RFI = 0,931 > 0,9, PCFI = 0,762 và PNFI = 0,722 > 0.5) đều nằm trong phạm vi cho phép. Vì vậy mô hình SERVQUAL trong nghiên cứu là phù hợp để tiến hành kiểm định.
Bảng 3.5: Các chỉ số đánh giá sự phù hợp của mô hình SERQUAL
Chỉ số tiêu chuẩn Chỉ số thực hiện
2 x- test 2 x /d.f. < 2 1.811 (144.853/80) Pcolse > 0.5 0.578 Các chỉ số phù hợp CFI > 0.95 0.976 NFI > 0.90 0.948 TLI > 0.95 0.968 RFI > 0.90 0.931 RMSEA < 0.08 0.048 PCFI > 0.50 0.743 PNFI >0.50 0.722
3.3.2. Đánh giá cấu trúc phù hợp của mô hình nghiên cứu đã chuẩn hóa
CFA tổng thể mô hình nghiên cứu sau đó đƣợc thực hiện. Mô hình cuối cùng bao gồm 7 biến số và 21 thành tố. Nghiên cứu sử dụng các ma trận hiệp phƣơng sai trong số 21 thành tố đo lƣờng phân tích SEM đã đƣợc tiến hành để kiểm tra mối quan hệ giữa mỗi cặp của các cấu trúc nhƣ đã đƣa ra trong giả thuyết. Mô hình tổng thể cho thấy x2 = 326, với 172 bậc tự do (df) (p = 0.000).
Về mặt kỹ thuật, giá trị p phải lớn hơn 0,05 thì mới có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên trong thực tế giá trị x2 rất nhạy cảm với cỡ mẫu và thƣờng xuyên bác bỏ trong khi mô hình là phù hợp. Do đó, tỷ lệ của x2 trên d.f. đã đƣợc khuyến cáo nhƣ một sự phù hợp tốt hơn so vớix2 (Hair và cộng sự, 2006). Mức độ phù hợp phổ biến của tỷ lệ x / d.f. là dƣới 5 (mặc dù dƣới 3 thì tốt hơn).
Trong mô hình của nghiên cứu này tỷ lệ x2/ d.f. 1,896 (326,056/172) và (Pclose = 0,531 > 0,5), cho thấy một sự phù hợp chấp nhận đƣợc. Hơn nữa, hai chỉ số quan trọng là CFI = 0,959 và TLI = 0,95 đều cao hơn hoặc bằng so với 0,95, bên cạnh đó RMSEA = 0,049 < 0,08 cho thấy mô hình phù hợp. Các chỉ số khác (NFI = 0,918 và RFI = 0,90 >= 0,9; PCFI = 0,786 và PNFI = 0,752 > 0,5) đều nằm trong phạm vi cho phép. Vì vậy, mô hình của nghiên cứu là phù hợp để tiến hành kiểm định.
Bảng 3.6: Các chỉ số đánh giá sự phù hợp của mô hình tổng thể
Chỉ số tiêu chuẩn Chỉ số thực hiện
2 x - test 2 x /d.f. < 2 1.896 (326.056/172) Pcolse > 0.5 0.531 Các chỉ số phù hợp CFI > 0.95 0.959 NFI > 0.90 0.918 TLI > 0.95 0.950 RFI > 0.90 0.90 RMSEA < 0.08 0.049 PCFI > 0.50 0.786 PNFI > 0.50 0.752
Qua phân tích nhân tố khẳng đinh CFA cho hai mô hình, có thể thấy đƣợc mô hình giả thuyết đề xuất trong nghiên cứu có cấu trúc phù hợp để kiểm định các giả thuyết đƣa ra. Hình 3.1. và hình 3.2 mô tả mô hình kiểm định nhân tố khẳng định.
3.4. Kiểm định giả thuyết
3.4.1. Kiểm định mối tương quan giữa các biến trong mô hình SERVQUAL và sự hài lòng của du khách quốc tế (H1)
Bảng 3.7: Kết quả kiểm định giả thuyết
Qua phân tích SEM cho thấy không phải tất cả các mối quan hệ trong mô hình giả thuyết đƣợc hỗ trợ (xem bảng 3.7). Kết quả chỉ ra rằng yếu tố tin cậy không có mối quan hệ tích cực đến sự hài lòng của du khách về các điểm du lịch (H1a: β = 0,117, t = 1,846, p = 0,065 > 0,05) (tiêu chuẩn p < 0,05). Có thể kết luận rằng giả thuyết H1a không đƣợc hỗ trợ khi tuyên bố "yếu tố tin cậy có tác động tích
cực đến sự hài lòng của khách du lịch" (giả thuyết H1a). Sự tin cậy của khách du lịch đối với các điểm du lịch là rất hữu ích trong việc lập kế hoạch hoạt động quảng bá và marketing của du lịch Hà Nội, đặc biệt là các điểm di sản văn hóa, đây là điều cần chú ý trong phần thảo luận kết quả.
Kết quả dự đoán về mối quan hệ của yếu tố đáp ứng và sự hài lòng của du khách là phù hợp với giả thuyết đƣợc đề xuất (H1b: β = 0,073, t = 1,968, p = 0,049 < 0,05). Theo nhƣ kết quả phân tích SEM, có thể thấy sự đáp ứng các nhu cầu của du khách ở Hà Nội là yếu tố dự báo cho sự hài lòng của du khách. Có thể kết luận rằng giả thuyết H1b đƣợc hỗ trợ khi tuyên bố "yếu tố đáp ứng có tác động tích cực đến
Tƣơng quan Estimate S.E. C.R. Giá trị P Kết quả kiểm định
Hailong <-- Tincay .117 .063 1.846 .065 Không hỗ trợ
Hailong <-- Dapung .073 .037 1.968 .049 Hỗ trợ
Hailong <-- Dambao .292 .050 5.831 *** Hỗ trợ
Hailong <-- Dongcam .097 .086 1.124 .261 Không hỗ trợ
Hailong <-- Huuhinh .282 .075 3.781 *** Hỗ trợ
sự hài lòng của khách du lịch". Theo quan điểm này, các nhà quản lý tại các khu di
tích di sản văn hóa cần cố gắng phát huy sự đáp ứng đối với du khách. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Mối quan hệ giữa sự đảm bảo và sự hài lòng của du khách cũng đƣợc hỗ trợ mãnh mẽ trong nghiên cứu này (H1c: β = 0,292, t = 5,831, p < 0,01). Kết quả này hàm ý rằng sự an toàn đối với du khách khi tới thăm các điểm du lịch di sản văn hóa là một trong những nhân tố quan trọng nhất. Hà Nội vốn đƣợc UNESSCO coi là thành phố vì hòa bình nên việc các du khách đánh giá cao sự an toàn tại các điểm du lịch cũng là điều dễ hiểu. Khi các yếu tố này đƣợc sử dụng một cách thích hợp để quảng bá hình ảnh của Hà Nội sẽ là một trong những điểm mạnh để thu hút du khách quốc tế.
Tuy nhiên kết quả phân tích cho thấy yếu tố đồng cảm không phải là yếu tố ảnh hƣởng tích cực đến sự hài lòng của du khách và nhƣ vậy giả thuyết H1d đã không đƣợc hỗ trợ (H1d: β = 0,097, t = 0,086, p = 0,261 > 0,05). Kết quả này cho thấy một sự thật rằng nhân viên phục vụ hay hƣớng dẫn viên tại các điểm du lịch di sản văn hóa của Hà Nội chƣa thực sự chuyên nghiệp và không đƣợc đào tạo bài bản dẫn đến việc chƣa chia sẻ và có sự đồng cảm với du khách (hay nói cách khác nhân viên và hƣớng dẫn viên vẫn chƣa thực sự hiểu du khách).
Giả thuyết H1e kiểm định mối quan hệ giữa biến các yếu tố hữu hình và sự hài lòng của khách du lịch đƣợc ủng hộ mạnh mẽ (H1e: β = 0,282, t = 3,781, p < 0,01). Có thể kết luận rằng giả thuyết H1e đƣợc hỗ trợ khi tuyên bố "yếu tố hữu hình
có tác động tích cực đến sự hài lòng của khách du lịch". Nhƣ vậy, ban quản lý các
khu di tích, di sản văn hóa cần chú trọng hơn nữa vào việc đầu tƣ và bảo tồn các cơ sở vật chất tại các điểm du lịch.
3.4.2. Kiểm định mối tương quan sự hài lòng và lòng trung thành của du khách (H2)
Du khách chỉ hài lòng khi chất lƣợng dịch vụ tại các điểm đến du lịch đáp ứng hoặc vƣợt quá mong đợi, và do đó nó dẫn đến ý định quay trở lại hoặc giới
thiệu cho ngƣời khác tới điểm du lịch. Vì vậy, kiểm tra mối quan hệ giữa sự hài lòng của khách du lịch và ý định hành vi (sự hài lòng tổng thể càng cao sẽ ảnh hƣởng đến ý định hành vi quay trở lại và giới thiệu càng cao) đã đƣợc xác minh và đƣợc hỗ trợ (H2: β = 0,819; t = 11,331, p < 0,01).
3.4.3. Kiểm định sự khác biệt về hành vi dựa trên thông tin nhân khẩu học của khách du lịch (H3)
Kiểm định giả thuyết H3 nhằm biết thêm đặc điểm cá nhân của khách du lịch có liên quan đến ý định hành vi của họ nhƣ thế nào. Nghiên cứu này trƣớc hết là sử dụng phƣơng pháp T-test để kiểm tra ý định hành vi khác nhau giữa khách du lịch là nam và nữ. Sau đó, phƣơng pháp ANOVA đƣợc sử dụng để kiểm tra ý định hành vi khác nhau của khách du lịch dựa trên độ tuổi, tần xuất đến Hà Nội, và mục đích đi du lịch.
3.4.3.1. Ý định hành vi khác nhau phụ thuộc vào giới tính của khách du lịch
Kiểm định T-test đƣợc sử dụng để xác định xem có sự khác biệt đáng kể nào giữa nam và nữ du khách trong ý định hành vi đối với các điểm du lịch di sản văn hóa tại Hà Nội hay không (Giả thuyết H3). Sử dụng alpha = 0,05, T-test độc lập cho thấy không có sự khác biệt nào trong ý định hành vi giữa du khách là nam và nữ (Levene‟s Test for Equality of Variances: P-value > 0,05). Mức độ trung bình của nam giới (Mean = 3,5812, SD = 0,65154) tức là không có sự khác nhau so với mức độ trung bình của nữ giới (Mean = 3,6802, SD = 0,66016). (Xem bảng 3.8)
Bảng 3.8: Ý định hành vi khác nhau giữa nam và nữ du khách
Thống kê giới tính Giới tính N Mean Std. Deviation Std. Error Mean t P- value HV Nam 195 3.5812 .65154 .04666 -1.444 . 150 Nữ 172 3.6802 .66016 .05034 -1.443 .150
3.4.3.2. Sự khác biệt về y định hành vi khác nhau phụ thuộc tần xuất đến Hà Nội
Kiểm định T-test đƣợc sử dụng để xác định xem có sự khác biệt đáng kể nào về ý định hành vi của những du khách có tần xuất đến Hà Nội là khác nhau hay không (Giả thuyết H3). Sử dụng alpha = 0,05, T-test độc lập cho thấy không có sự khác biệt nào trong ý định hành vi giữa các khách du lịch có tần xuất đến Hà Nội khác nhau. (Levene‟s Test for Equality of Variances: P-value > 0,05). Mức độ trung bình của lần đầu đến Hà Nội (Mean = 3,6284, SD = 0,65903) và của du khách đến Hà Nội hơn một lần (Mean = 3,6222, SD = 0,64589). (Xem bảng 3.9)
Bảng 3.9: Sự khác biệt về ý định hành vi đối với tần xuất đến Hà Nội
Thống kê tần xuất đến Hà Nội
Tần xuất N Mean Std. Deviation Std. Error Mean t P- value HV Lần đầu 322 3.6284 .65903 .03673 .059 . 953 Hơn một lần 45 3.6222 .64589 .09628 .060 .953 Levene‟s Test for Equality of Variances: P-value > 0.05 (=0.810)
3.4.3.3. Sự khác biệt về ý định hành vi dựa trên sự khác biệt về độ tuổi
Đặt alpha = 0,05 đƣợc sử dụng cho từng phân tích một chiều. HSD Tukey đƣợc sử dụng để tiến hành so sánh. Sau khi kiểm tra ANOVA, kết quả cho thấy độ tuổi của những du khách tham gia trả lời không ảnh hƣởng đến sự khác biệt về ý định hành vi của họ đối với các điểm du lịch di sản văn hóa tại Hà Nội. (F = 0,227; P-value = 0,951). Điều này không hỗ trợ cho giả thuyết 3. (Xem bảng 3.10)
Bảng 3.10: ANOVA và ý định hành vi phụ thuộc vào độ tuổi của du khách ANOVA Sum of Squares df Mean Square F Sig. Giữa các nhóm .494 5 .099 .227 .951 Trong các nhóm 157.279 361 .436 Tổng số 157.774 366
Độ tuổi N Mean Std. Deviation Minimum Maximum
Dưới 20 16 3.5417 .83333 1.67 5.00 21 – 30 159 3.6457 .67681 2.00 5.00 31 – 40 66 3.6616 .67556 2.00 5.00 41 – 50 46 3.6232 .58630 2.33 4.67 51 – 60 36 3.5463 .65297 1.67 4.67 Trên 60 44 3.6136 .57933 2.33 5.00 Tổng số 367 3.6276 .65656 1.67 5.00
Test of homogeneity of Variances: P-value > 0.05
3.4.3.4. Sự khác biệt về ý định hành vi phụ thuộc vào mục đích du lịch
Đặt alpha = 0,05 đƣợc sử dụng cho từng phân tích một chiều. HSD Tukey đƣợc sử dụng để tiến hành so sánh. Sau khi kiểm tra ANOVA, kết quả cho thấy độ tuổi mục đích du lịch không ảnh hƣởng đến sự khác biệt về ý định hành vi của khách du lịch đối với các điểm du lịch di sản văn hóa tại Hà Nội. (F = 0,227; P-
value = 0,951). Điều này không hỗ trợ cho giả thuyết 3. (Xem bảng 3.11)
Bảng 3.11: ANOVA và ý định hành vi phụ thuộc vào mục đích du lịch
ANOVA Sum of Squares df Mean Square F Sig. Giữa các nhóm 1.277 4 .319 .739 .566 Trong các nhóm 156.496 362 .432 Tổng số 157.774 366 Mục đích du lịch N Mean Std. Deviation Minimum Maximum Tham quan 254 3.6181 .65992 1.67 5.00 Chữa bệnh 2 3.0000 .94281 2.33 3.67 Kinh doanh 23 3.6522 .55485 3.00 5.00 Giải trí 60 3.7056 .64394 2.00 5.00 Khác 28 3.5714 .72496 2.33 5.00 Tổng số 367 3.6276 .65656 1.67 5.00 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Test of homogeneity of Variances: Pvalue > 0.05
Mục đích chữa bệnh có độ lệch chuẩn khác biệt so với các mục đích còn lại (0,94281), tuy nhiên số mẫu đại diện cho mục đích này lại quá bé (2 trong 367), nên không thể kết luận về sự khác biệt của ý định hành vi dựa trên đặc điểm này.
3.5. Tóm tắt chƣơng 3
Chƣơng 3 đã đƣa ra những phân tích về thông tin mẫu nghiên cƣ́u , thƣ̣c hiê ̣n kiểm tra đô ̣ tin câ ̣y và tính đúng đắn của dƣ̃ liê ̣u nghiên cƣ́u . Trên cơ sở dƣ̃ liê ̣u có đƣơ ̣c đã đƣa ra thông tin đánh giá khách quan của khách du l ịch về chất lƣợng di ̣ch vụ tại các điểm du lịch di sản văn hóa tại Hà Nội.
Tiếp theo đó, tác giả thực hiện kiểm định độ tin cậy, tiến hành kiểm đi ̣nh mô hình lý thuyết cũng nhƣ mô hình chu ẩn hóa sử dụng phân tích CFA, từ đó đƣa ra đánh giá đô ̣ phù hợp của mô hình nghiên c ứu thể hiện mối quan hệ giữa chất lƣợng dịch vụ, sự hài lòng và ý định hành vi của du khách quốc tế.
Từ những kết quả có đƣợc, tác giả đã tiến hành kiểm định giả thuyết nghiên cứu. Giả thuyết H1 và H2 đƣợc hỗ trợ mạnh mẽ và chứng minh rằng hầu hết các thành phần của chất lƣợng dịch vụ du lịch (dựa trên thang đo SERVQUAL) có ảnh hƣởng tích cực đến sự hài lòng của khách du lịch; sự hài lòng của khách du lịch là tiền đề cho ý định hành vi quay trở lại cũng nhƣ giới thiệu điểm đến với ngƣời khác của họ. Tuy nhiên, giả thuyết H3 không đƣợc hỗ trợ cho thấy sự khác biệt về nhân khẩu học không có mối liên hệ nào với ý định hành vi của du khách quốc tế tới các điểm du lịch di sản văn hóa ở Hà Nội.
Từ đây, một số thảo luận kết quả cũng nhƣ một số hàm ý đối với các điểm du lịch di sản văn hóa của Hà Nội sẽ đƣợc trình bày trong chƣơng 4.
CHƢƠNG 4: MỘT SỐ HÀM Ý VÀ GIẢI PHÁP ĐỐI VỚI CÁC ĐIỂM DU