Nghiên cứu định tính nhằm mục đích khám phá, điều chỉnh và bổ sung các biến quan sát trong thang đo dùng để đo lường các khái niệm. Ngoài ra nghiên cứu định tính c òn giúp điều chỉnh câu từ cho phù hợp và dễ hiểu đối v ới ngư ời tiêu dùng.
3.3.2. Phưoìi g p há p n ghi ên cứu đ ị n h tín h
Nghiên cứu định tính được thực hiện thông qua việc tìm hiểu tài liệu các nghiên cứu trước rồi xây dựng thang đo nháp, s au đó sử dụng kỹ thuật phỏng vấn sâu hai lần mỗi lần 1 người và thảo luận một nhóm g ồm 3 người. Nội dung phỏng vấn xo ay quanh các nhân tố tác động đến thái độ và ý định du lịch xanh, dự đoán của họ về tác động của các nhân tố, đồng thời xem xét các biến quan sát được thể hiện ở các câu h i cụ thể trong bảng khảo sát đ đ rõ ràng về ng ngh và ph hợp hay chưa. N ộ i dung chi tiết xem trong phụ lục 1.
3.3.3. Ket q u ả n ghi ên cứu đ ị n h t ín h
s au khi xây dựng thang đo nháp dự a trên c ơ sở lý thuyết và s au quá trình phỏng vấn, khảo sát s ơ b ộ các đối tượng tác giả đã thu nhận các ý kiến đánh giá và chỉnh sửa hoàn thiện thang đo chính thức phục vụ cho thực hiện bước nghiên cứu tiếp theo.
B ảng 3.1. dưới đây là tổng hợp các b iến quan sát của từng thang đo trong mô hình nghiên cứu s au khi đã hiệu chỉnh.
Bảng 3.1-Tha n g đ o chín h thức
Nhậ n thức về d u 1 ị ch xa n h
Nguồn
Mã b i en Thang đo
NT1
Tiêu thụ thực ph ẩm đị a phư ơng giúp giảm lượng khí thải carbon. Sammal (2020), Cheng (2018) NT2 Giảm s dụng các sản ph m dùng m t l n giúp giảm phát thải carbon.
NT3
Mang theo bàn chải đánh răng và khăn tắm của riêng b n giúp giảm lượng khí thải carbon. NT4
Sử dụng phương tiện giao thông công c ộng có thể giảm lượng khí thải carbon.
nhau là khác nhau.
Mối q u a n tâ m đ ến m ô i t rườn g
Nguồn
Mã b i ến Thang đo
QT1
Tôi rất quan tâm đến tình trạng của m ô i trư ờng thế giới
Sammal (2020),
Cheng (2018)
QT2 Tôi sẵn sàng giảm lượng tiêu thụ để góp phầnbảo vệ mô i trư ờng. QT3 Những thay đổi xã hội là c ần thiết để bảo vệ môitrư ờng tự nhiên QT4 Thay đổi nhữmg chính sách là c ần thiết để bảovệ
m ô i trường tự nhiên
QT5 Sự phát triển hiện đại đang phá ho ại mô i trư ờng.
Thái độ
Nguồn
Mã b i ến Thang đo
TD1
Tôi sẽ cân nhắc chuyển sang du lịch xanh vì lý do sinh thái
Sammal (2020),
Cheng (2018)
TD2
Du lịch xanh có thể thúc đẩy ngành du lịch địa phư ng
TD3 Du lịch xanh c ó ý nghĩa giáo dục TD4
Du lịch xanh có thể nâng cao trải nghiệm du lịch của tôi
TD5
Du lịch xanh có thể nâng cao kiến thức của tôi về bảo t n tài nguyên
Chu ẩ n chủ q u a n
Nguồn
Mã b i ến Thang đo
CCQ1
Gi a đình tô i nghĩ rằng tôi nên tham gia vào du lịch xanh
Ajzen (2002) Sammal (2020), CCQ2
Nh ng ngư i b n thân c t i ngh rằng tôi nên tham gia vào du lịch xanh
CCQ3
H ầu hết những người quan trọng với tô i đều cho rằng tôi nên tham gia vào du lịch xanh
CCQ4
Những ý kiến đánh giá tích cực củ a những ngư ời
xung quanh tôi ảnh hưởng đến việc tô i mua th am gi a vào du lịch xanh Nhậ n thức ki ếm soát hà n h vi Nguồn Mã b i ến Thang đo NTKS1
Tôi có tham gia du lịch xanh khi đi du lịch hay không là hoàn toàn phụ thuộ c vào tôi.
Paul & c ng sự. (2016), Ajzen (2002), Sammal
(2020) NTKS2 Tôi tự tin rằng nếu tôi muốn, tôi có thể tham giavào du lịch x nh khi đi u lịch
NTKS3
Tôi có ngu n lực, th i gi n và c h i để tham gia du lịch x nh khi đi u lịch.
NTKS4
Tôi thấy mình c ó đủ khả năng tham gi a du lịch xanh trong tư ong l ai
Ý đ ị n h d u 1 ị ch xa n h
Nguồn
Mã b i ến Thang đ o
YD1 Tôi sẽ tuân theo các nguyên tắc du lịch xanh khiđi u lịch
Paul & c ng sự. (2016), Ajzen (2002), Sammal
(2020) YD2 Tôi dự định sẽ ở l i nh ng khách s n xanh l n sauvì những đóng g óp tích cực cho môi trư ờng
YD3 T ô i định ở những khách s ạn xanh hon là nhữngkhách s n th ng thư ng
YD4
Tôi sẽ cân nhắc chuyển sang du lịch xanh vì lý do sinh thái
3.4. Nghi ê n cứu đ ị n h 1 ượn g
Nghi ên cứu được thực hiện từ tháng 12 năm 2020 đến tháng 1 năm 2021 v ới mục đích xác định c ỡ mẫu, xử lý phân tích dữ liệu, kiểm định thang đo và kiểm định mô hình.
3.4. 1 . Thi ết kế m ẫ u
Nghiên cứu sử dụng phưong pháp lấy m ẫu phi xác suất, cụ thể là phưong pháp lấy mẫu thuận tiện. Tác giả tiến hành khảo sát sinh viên đang sống và họ c tập tại H 0 Chí minh.
Theo Hair, Anderson, Tatham và Black (1998), khi phân tích nhân tố khám phá thì kích c ỡ mẫu tối thiểu phải đạt được dựa theo công thức: n = 5*m. Trong đó , n là kích c ỡ mẫu và m là tổng số biến quan sát. Như vậy theo công thức này, kích c ỡ mẫu tối thiểu phải đạt được trong nghiên cứu này là 135 m ẫu.
Để phân tích h0 i quy đa b iến, kích c ỡ mẫu tối thiểu được xác định theo công thức: N > 8 X p + 50. Trong đó , N là số lượng mẫu c an thiết, p là số biến độ c lập
(Tabachnick và Fidell, 1996). Nếu như dựa trên công thức này thì c ỡ m ẫu tối thiểu của nghiên cứu này là 90 mẫu.
Như vậy, theo lý thuyết thì c ỡ m ẫu tối thiểu của nghiên cứu này là 135. Để giảm b ớt
sai số và đề phòng trư ờng hợp mẫu không hợp lệ, nghiên cứu quyết định sẽ lựa ch n kích thư c m u tối thiểu là 200.
3.4.2. Khảo s át.
Bảng câu h i được thiết kế g m ba ph n. Ph n đ u là nh ng câu h i để xem xét
xem đối tượng đang họ c tập trường nào tại khu vực thành phố H0 Chí Minh. Phan thứ hai là các câu h i về nhân kh u h c c ngư i tham gia khảo sát như gi i tính, sinh vi n năm nào và thu nh p cá nhân. Ph n cuối cùng là các câu h i th o th ng đo chính thức.
Trong phan cuối, 27 biến quan sát được đo lường bằng thang đo Likert 5 bậc từ 1 đến 5. Bao g 0 m: (1) Hoàn toàn không đ 0ng ý, (2) không đ0ng ý, (3) trung l ập, (4) đ0ng ý, (5) hoàn toàn đ0ng ý.
3.5. Phưon g p há p p hân tích d ữ 1 i ệu
3.5. 1 . Ki ểm đ ị n h tha n g đ o
• Đ á n h gi á đ ộ ti n cậy củ a tha n g đ o
Thang đo các khái niệm nghiên cứu được đánh giá độ tin cậy bằng hệ số Cronb ach’s Alpha. Đây là phép kiểm định thống kê về chất lượng của thang đo sử dụng cho từng biến quan sát. Hệ số cronb ach’s alpha được sử dụng để đo lường tính nhất quán, mức độ liên kết giữa các biến trong cùng một khái niệm, đây là bước c ơ bản đề lo ại b ỏ các biến không phù hợp để giải thích cho nhân tố chính, làm c ơ sở tạo điều kiện thu ận lợi cho các bư ớc phân tích tiếp theo. Hệ số Cronbach’s Alpha từ 0.8 trở lên g ần đến 1 thì thang đo đo lư ờng là tốt; từ 0.7 đến g ần 0.8 là sử dụng được.
Đ ồng thời c ần xem xét hệ số tư ơng quan b iến tổng (Corrected Item - Total Correlation), nhằm xem xét tính liên kết giữa một biến quan sát trong thang đo với các biến còn lại. Những biến quan sát nào có hệ số tương quan biến - tổng < 0.3 sẽ bị lo ại (Peterson, 1994).
• Phân tích nhân tố khám phá EFA
Phân tích nhân tố khám phá (EFA) nhằm mục đích kiểm tra và xác định l ại các nhóm biến trong mô hình nghiên cứu. V i phân tích EFA, c n th a mãn các tiêu chu n như sau:
- Về tiêu chuẩn hệ số KMO và kiểm định Bartlett phải thỏ a mãn: 0.5 < KMO < 1 và giá trị sig. < 0.05. Trong đó , KMO sẽ chobiết kết quả phân tích nhân tố là phù hợp hay không.
- Tiêu chu n rút trích nhân tố g m ch số Eigenvalue - đ i diện cho lượng biến thi n được giải thích bởi các nhân tố và ch số tổng phư ng s i trích (Cumulative) cho biết phân tích nhân tố giải thích được bao nhiêu phần trăm và bao nhiên phần trăm bị thất thoát. Nhân tố nào có giá trị Eigenvalue lớn hơn 1 thì được giữ l ại trong mô hình và chỉ số Cumulative phải l ớn h ơn 50%.
- Tiêu chuẩn hệ số tải nhân tố (Factor loadings) biểu thị tương quan đơn giữa các biến với các nhân tố, dùng để đánh giá mức ý nghĩa của EFA. Factor loading > 0.3 được xem là đạt mức tối thiểu, F actor lo ading > 0.4 được xem là quan trọng, Factor loading > 0.5 được xem là c ó ý nghĩ a. Nếu biến quan sát tải lên ở cả 2 nhóm nhân tố, có chênh lệch hệ số tải l ớn hơn 0.3 th sẽ thu c nhóm có hệ số tải nhân tố c o h n.
3.5.2. Phâ n tích hồi q uy
Mô hình hồi quy sẽ cho biết mức độ tác động của từng biến độ c lập lên biến phụ thuộ c. Trong phân tích hồi quy, c ần xem xét các điều kiện và kết quả cụ thể như: Mức đ giải thích c a m hình đối v i m u sẽ được thể hiện qua giá trị R2 , giá trị này càng l ớn thì m ô hình càng c ó ý nghĩa. Và mức độ tác độ ng của từng biến độ c lập lên biến phụ thuộ c (thể hiện qua hệ số hồi quy beta của từng biến độ c lập) trong b ảng Coefficients. Nếu biến nào có giá trị sig dư ới 0.05 th hệ số hồ i quy riêng phần
tồn tại khác 0, biến đó sẽ được giữ lại trong mô hình và xem xét beta.
Đ ồng thời c ần thực hiện thêm một số kiểm định để dò tìm các khuyết tật của mô hình, bao g m: giả định về phân phối chu n c a ph n dư qua histogram, giả định về tính độ c lập của sai số bằng kiểm định tự tương quan chuỗi bậc nhất Durbin- Watson, giả định về đ c ng tuyến.
3.5.3. Ki ểm đ ị n h T-test và p hân tích p hưon g sa i ANOVA
Kiểm định Independent T-test sẽ đqợc sử dụng để xem xét giá trị trung b ình của hai tổng thể độ c lập theo m ột biến phân lo ại có bằng nhau hay không. Trong nghiên cứu
này, Independent T-test và one-way ANOVA sẽ được sử dụng cho phân tích sự khác biệt về ý định hành vi giữa hai nhóm gi ới tính (nam, nữ), b ậc năm họ c của sinh
TÓM TẮT CHƯƠNG III
Trong chương 3, tác giả đã trình bày quy trình và phương pháp nghiên cứu. Nghiên cứu được thực hiện qua hai giai đoạn là nghiên cứu sơ bộ (nghiên cứu định tính) và nghiên cứu chính thức (nghiên cứu định lượng). Kết quả từ nghiên cứu định tính giúp điều chỉnh thang đo chính thức cho phù hợp với người đọc. Nghiên cứu định lượng được thực hiện thông qua tiến hành khảo sát, thực hiện các bước xử lý. Đồng thời tác giả cũng trình bày phương pháp phân tích dữ liệu nhờ vào phần mềm SPSS 20.để kiểm định mô hình.
Ở chương tiếp theo, kết quả từ quá trình thu thập, xử lý và phân tích dữ liệu sẽ được trình bày chi tiết.
CHƯƠNG IV: KẾ T QUẢ NGHIÊN CỨU 4.1 . Thô n g ti n chu n g về m ẫ u
s au khi thực hiện thu thập dữ liệu thông qua khảo sát và sàng l ọ c các dữ liệu kh ông hợp lệ, kết quả thu được 249 mẫu hợp lệ, thỏ a mãn mức yêu c ầu lượng mẫu tối thiểu the o lý thuyết. Kết quả mô tả mẫu được thể hiện ở b ảng 4.1
The o gi ới tính, số lượng nữ tham gi a khảo sát (127 ngư ời) chiếm 51%, số lượng gi ới tính nam tham gi a khảo sát (122 ngư ờd) chiếm 49% tổng số lượng. Như vậy nghiên cứu được thực hiện phân bổ đều giữa các giới tính.
Thống kê the o năm học sinh viên, kết quả cho thấy tỷ lệ sinh viên năm hai chiếm đa số với 43% tổng số (107 người), tỷ lệ sinh viên năm cuối là 30,5% (76 người), tỷ lệ sinh vi ên năm nhất là 13,7% ( 34 người) và cuối cùng là sinh vi ên năm b a 12,9% (32 ngư ời)
về thu nhập, nhó m sinh vi ên c ó thu nhập dư ới b a triệu chiếm đa số với 43%, tiếp đến là nhóm có thu nh ập trên mư ời triệu là 39,8%, hai nhó m c òn l ại thu nh ập từ 3 - 5 triệu và từ 5 - 10 triệu chiếm tỷ lệ ít hon lần lượt là 13.3% và 4 %
Bảng 4.1-Thốn g kê m ô tả m ẫ u Nhóm mẫ u Số n gười Tỷ lệ (%) Gi ới tính Nam 122 49,0 Nữ 127 51,0 Sinh viên n ăm Năm nhất 34 13,7 Năm hai 107 43,0 Năm b a 32 12,9 Năm cuối 76 30,5 Thu nhập < 3 triệu 107 43,0
3 - 5 triệu 33 13,3 5 - 10 triệu 10 4,0 > 10 triệu 99 39,8 Tổng số 249 100
Nguồn: Kết quả phân tích trích xuất từ SPSS
4.2. Ki ể m đ ị n h tha n g đ o
4.2.1 . Đ á n h gi á đ ộ ti n cậy tha n g đ o
Kết quả chi tiết của đánh giá độ tin c ây của các thang đo được trình b ày ở b ảng 4.2. Ta có thể thấy hệ số Cronbach's Alpha của các thang đo đều l ớn hon 0.6 và hệ số tương quan c ủa các yếu tố thuộ c thang đo đều l ớn hon 0.3, do đó thang đo củ a các biến trong mô hình đề xuất của nghiên cứu đều đạt tiêu chuẩn, đảm bảo độ tin c ây và có thể sử dụng cho các phân tích chuyên sâu. Cụ thể các hệ số đạt yêu c ầu về tương quan b iến - tổng và hệ số c ronb ach’s alpha củ a từng biến như s au:
Bảng 4.2- Kết quả đ ộ tin cậy tha n g đ o C ron b a ch’s Al p ha
Nhân tố Bi n quan sát Giá trị trung bình nếu loạ i bi n Phưon g sai n u lo i bi n Tưon g quan v i bi n tổng C o h’s Alpha n u lo i bi n Nhậ n thức Hệ số Cronbach's Alpha: .814 NT1 15,66 10,871 ,633 ,771 NT2 15,67 9,689 ,634 ,770 NT3 15,81 10,130 ,619 ,774 NT4 15,61 10,859 ,579 ,785 NT5 15,75 11,059 ,565 ,789
Sự q u a n tâm Hệ số Cronbach's Alpha: .852 QT1 15,71 11,997 ,633 ,831 QT2 15,78 11,358 ,648 ,825 QT3 15,78 10,171 ,711 ,809 QT4 15,68 10,888 ,702 ,811 QT5 15,89 10,492 ,643 ,829
Thái độ Hệ số Cronbach's Alpha: .867
TD1 15,99 11,246 ,638 ,851 TD2 16,05 10,167 ,705 ,835 TD3 15,86 10,949 ,710 ,835 TD4 16,00 10,278 ,686 ,840 TD5 15,88 10,389 ,715 ,832 Chuẩn chủ quan Hệ số Cronbach's Alpha: .835 CCQ1 11,10 6,429 ,650 ,798 CCQ2 11,10 5,921 ,710 ,771 CCQ3 11,11 5,979 ,683 ,783 CCQ4 11,04 6,140 ,621 ,812 Nhậ n thức ki ể m soát Hệ số Cronbach's Alpha: .861 NTKS1 11,71 7,248 ,690 ,831 NTKS2 11,74 6,790 ,748 ,807 NTKS3 11,92 6,485 ,676 ,840 NTKS4 11,72 6,784 ,729 ,814 Ý đ ị n h hà n h vi Hệ số Cronbach's Alpha: .889 YD1 11,61 6,641 ,745 ,863 YD2 11,71 6,487 ,736 ,865 YD3 11,73 6,101 ,749 ,862 YD4 11,69 6,119 ,803 ,840
Nguồn: Kết quả phân tích trích xuất từ SPSS
4.2.2. Phâ n tích n hâ n tố khá m p há vói cá c b i ến đ ộ c 1 ập
M ô hình s au khi đánh giá độ tin c ậy vẫn c òn 5 b iến độ c l ập: (i) Nhận thức về du lịch
thức kiểm soát hành vi thu thập với 27 biến quan sát hợp lệ. D o đó các biến này sẽ
được nghiên cứu chuyên sâu vào kiểm định thang đo thông qua phân tích nhân tố
khám phá EFA.
Kết quả phân tích nhân tố lần 1 cho các kiểm định đều đạt yêu c ầu: (i) Kiểm định tính phù hợp của mô hình, hệ số KMO đạt yêu c ầu (KMO = 0,932 > 0,5); (ii) Kiểm định B artl ett’s về sự tư cmg quan của biến qu an sát s ig. c ó ý nghĩa ( s ig. = 0,000 < 0,05). Hai hệ số này cho thấy việc phân tích nhân tố là phù hợp với dữ liệu và các biến quan sát c ó tư cmg quan v ới nhau trong tổng thể.
Bảng 4.3- Kiểm đ ị nh KMO and Bartlett (lần 1)
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling
Adequacy. ,932 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi- Square 3654,691 2 df 253 Sig. ,000
Nguồn: Kết quả phân tích trích xuất từ SPSS
Bảng 4.4- Tổn g p hưon g s a í t rích về tha n g đ o b í ến đ ộ c lập (lần 1) Componen t Initial Eigenvalues Total % of Variance Cumulative% 1 11,238 48,859 48,859 2 1,440 6,262 55,121 3 1,066 4,633 59,754 4 1,019 4,432 64,185 5 ,918 3,993 68,178
Nguồn: Kết quả phân tích trích xuất từ SPSS
Từ bảng 4.4, ta có chỉ 4 nhân tố đều có hệ số Eigenvalues l ớn hơn 1 và tổng 4 nhân tố trên giải thích được 64,185% (>50%) mô hình phân tích nhân tố.
s au khi phân tích nhân tố lần 1, biến quan sát TD1 và TD2 không thỏ a mãn điều