Các thang đo được đánh giá sơ bộ thông qua hệ số tin cậy Cronbach alpha để loại các biến rác trước, các bi n có h sế ệ ố tương quan biến t ng nhổ ỏ hơn 0.3 sẽ ị b loại và tiêu chu n chẩ ọn thang đo khi nó có độ tin c y alpha t 0.6 tr lên (Nunnally ậ ừ ở & Burnstein, 1994). K t quế ả đánh giá độ tin cậy thang đo Cronbach Alpha của các thành phần đo lường các nhân tố ảnh hưởng đế ý địn nh và hành vi phân lo i chạ ất thải rắn sinh hoạ ại huy n Bàu Bàng t t ệ được th hiể ện như sau:”
Bảng 4.4. Thang đo Cronbach Alpha
STT Yếu t ố Mã hóa Trung bình thang đo nếu loại biến Phương sai thang đo nếu loại bi n ế Tương quan biến tổng Cronbach Alpha nếu loại bỏ biến này
Thái độ, Cronbach Alpha = 0,901
1 Phân lo i ch t thhành vi có l i b o v môi ạ ợ để ảấ ải r n là ắệ
trường. TD1 15,6212 18,643 0,818 0,869
2 Không x rác b a là hành vi tốt để bảo vả ệmôi trườừ ng. TD2 15,2828 20,376 0,700 0,888
3 Không xhành vi có giá trả rác ra đườịđể ả b o v ng là ệ
môi trường. TD3 15,8788 22,341 0,634 0,897
4 Không x rác ra hàng xóm là hành vi có trách nhiả ệm để
bảo v ệ môi trường. TD4 15,6768 20,321 0,783 0,876
5
Bảo vệ môi trường thông
qua thu gom rác đúng nơi quy định là hành vi thích hợp để bảo vệmôi trường
TD5 15,5354 19,793 0,739 0,882
6 Ông bà có c m th y b c xúc khi th y hành vi x rác ấ ả ấ ứả
Chuẩn ch quan, ủ Cronbach Alpha = 0,820 7 Hàng xóm c a ông bà có ủ ủng hộ phân lo i ch t th i ạ ấ ả rắn để bảo vệmôi trường. CCQ1 11,7475 4,951 0,678 0,757 8 Gia đình ông/bà biết rằng phân lo i ch t th i r n là ạ ấ ả ắ hành vi tốt để ả b o v môi ệ trường. CCQ2 11,7525 4,949 0,690 0,752 9 Hầu hết mọi người trong
cồng đồng dân cư khuyên
ông/bà nên phân lo i chạ ất
thải r n ắ để ả b o vệ môi
trường.
CCQ3 11,7778 5,727 0,541 0,817
10
Chính quyền địa phương
khuyến khích ông/bà nên
phân lo i ch t th i rạ ấ ả ắnđể
bảo vệmôi trường.
CCQ4 11,8283 4,559 0,672 0,762
Nhận thức kiểm soát hành vi, Cronbach Alpha = 0,879
11
Anh/chị mất nhiều thời gian để phân loại chất thải rắn nhằm bảo vệ môi trường
KSHV1 10,7222 5,197 0,747 0,842
12 Anh/chị không biết cách
phân loại chất thải rắn KSHV2 10,6414 5,216 0,744 0,843
13
Anh/chi không biết nên phân loại chất thải rắn ở
đâu. KSHV3 10,8838 5,484 0,768 0,835
14 Anh/chị có phương tiện phù hợp để phân loại chất thải rắn
Ý định phân loại, Cronbach Alpha = 0,792
15
Tôi sẵn sàng tham gia phân loại chất thải rắn để
bảo vệ môi trường. YD1 12.3687 5,148 0,593 0,744
16 Tôi sẽ cố gắng tham gia phân loại chất thải rắn để bảo vệ môi trường.
YD2 12,3434 5,201 0,614 0,733
17
Tôi có ý định tham gia phân loại chất thải rắn để bảo vệ môi trường.
YD3 12,3889 5,599 0,578 0,752
18
Tôi có kế hoạch tham gia phân loại chất thải rắn để bảo vệ môi trường.
YD4 12,4444 4,908 0,623 0,729
Hành vi phân loại, Cronbach Alpha = 0,803 19 Việc phân loại chất thải rắn cấn thực hiện thường
xuyên.
HV1 7,7222 3,410 0,611 0,771
20
Anh/chị cần có các thùng để phân loại chất thải rắn.
HV2 7,7172 3,453 0,691 0,690
21 Anh/chị cần học cách
phân loại rác. HV3 7,7929 3,302 0,648 0,731 Nguồn: Phân tích SPSS 20
Theo k t qu t i b ng 4.4, t t cế ả ạ ả ấ ả các thang đo các nhân tố đều có h s ệ ố Cronbach’s alpha > 0,6, hệ số này có ý nghĩa và hệ số tương quan biến tổng của các biến đo lường thành phần này là đều > 0.3 (lớn hơn tiêu chuẩn cho phép là 0,3). Bên cạnh đó, hệ số alpha nếu loại bỏ biến của các biến đều nhỏ hơn hệ ố s Cronbach’s alpha nên các biến đo lường thành phần này đều được s d ng trong các phân tích ử ụ tiếp theo.
4.3.2. Phân tích nhân t ố 4.3.2.1. Với biến ph thu c ụ ộ
Biến Ý định phân loại: Kết qu phân tích EFA cho th y có 01 y u tả ấ ế ố, eigenvalue là 2,465, phương sai trích được là 61,62% và chỉ số KMO là 0,790. Vì thế, vi c phân tích nhân t là phù hệ ố ợp và phương sai trích đạt yêu c u > 50%. Ta có ầ kết quả phân tích EFA sau đây:
Bảng 4.5. Kết quả kiểm định KMO nhân t ố ý định phân loại KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. 0,790 Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 218,285
df 6
Sig. ,000
Nguồn: Phân tích SPSS 20 Biến hành vi phân loại: Kết qu phân tích EFA cho th y có 01 y u tả ấ ế ố, eigenvalue là 2,157, phương sai trích được là 71,89% và chỉ số KMO là 0,703. Vì thế, vi c phân tích nhân t là phù hệ ố ợp và phương sai trích đạt yêu c u > 50%. Ta có ầ kết quả phân tích EFA sau đây:
Bảng 4.6. Kết quả kiểm định KMO nhân t hành vi phân lo i ố ạ
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. 0,703 Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 190,995
df 3
Sig. ,000
Nguồn: Phân tích SPSS 20 4.3.2.2. Với các biến độc lập
Biến thái độ: Kết qu phân tích cho th y có 01 y u t , eigenvalue là 4,023ả ấ ế ố , phương sai trích được là 67,055% và chỉ số KMO là 0,895. Vì thế, việc phân tích nhân t là phù hố ợp và phương sai trích đạt yêu c u > 50%. ầ
Bảng 4.7. Kết quả kiểm định KMO nhân t ố thái độ
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. 0,895 Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 683,767
df 15
Sig. ,000
Nguồn: Phân tích SPSS 20 Biến chuẩn ch quan: K t qu phân tích cho th y có 01 yủ ế ả ấ ếu tố, eigenvalue là 2,605, phương sai trích được là 65,127% và chỉ số KMO là 0,774. Vì thế, việc phân tích nhân tố là phù hợp và phương sai trích đạt yêu c u > 50%. ầ
Bảng 4.8. Kết quả kiểm định KMO nhân t chu n ch quan ố ẩ ủ
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. 0,774 Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 282,381
df 6
Sig. ,000
Nguồn: Phân tích SPSS 20 Biến nh n th c ki m soát hành vi: K t qu phân tích cho th y có 01 yậ ứ ể ế ả ấ ếu tố, eigenvalue là 2,943, phương sai trích được là 73,565% và chỉ số KMO là 0,779. Vì thế, vi c phân tích nhân t là phù hệ ố ợp và phương sai trích đạt yêu c u > 50%. ầ
Bảng 4.9. Kết quả kiểm định KMO nhân tố nhận thức kiểm soát hành vi
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. 0,779 Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 436,971
df 6
Sig. ,000
Nguồn: Phân tích SPSS 20 Kết qu phân tích EFA cho th y có 03 y u tả ấ ế ố được trích tại eigenvalue là 4,275 và phương sai trích được là 68,98% và chỉ số KMO là 0,804. Vì thế, việc phân tích nhân t là phù hố ợp và phương sai trích đạt yêu c u > 50%. Ta có k t qu ầ ế ả phân tích EFA l n cuầ ối cùng sau đây (chi tiết trong ph lụ ục):
Bảng 4.10. Kết qu kiả ểm định KMO các nhân t ố độc lập
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. 0,804 Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square 1521,429
df 91
Sig. ,000
Nguồn: Phân tích SPSS 20
Bảng 4.11. K t quế ả phân tích nhân tố
Rotated Component Matrixa
Component 1 2 3 TD1 0,886 TD4 0,860 TD5 0,820 TD6 0,806 TD2 0,787 TD3 0,739 KSHV3 0,876 KSHV2 0,842 KSHV1 0,834 KSHV4 0,827 CCQ2 0,821 CCQ4 0,809 CCQ1 0,806 CCQ3 0,730 Nguồn: Phân tích SPSS 20 4.4. Phân tích tương quan và hồi quy
4.4.1. Kiểm định mô hình nghiên c u ứ
Với k t qu kiế ả ểm định các gi thuyả ết ở trên, cho phép nghiên c u chuy n sang ứ ể bước tiếp theo, kiểm định mô hình nghiên cứu.
Bảng 4.12. Kết qu mô hình 1 ả 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 ,677a ,458 ,450 ,74170229 ,458 54,701 3 194 ,000 1,381 Nguồn: Phân tích SPSS 20 Bảng 4.13. Kết qu mô hình 2 ả Model Summaryb Model R R Squar e Adjusted R Square Std. Error of the Estimate
Change Statistics Durbin- Watson R Square Change F Chang e df1a df2 Sig.F Chang e 1 ,679a ,461 ,459 ,73573355 ,461 167,936 1 196 ,000 1,849 Nguồn: Phân tích SPSS 20 Kết qu phân tích h i qui tuy n tính b i cho th y mô hình có R2 = 0, 458 và ả ồ ế ộ ấ R2 được điều chỉnh = 0,450. Ta nhận thấy R2 điều chỉnh nhỏ hơn R2 nên ta dùng nó để đánh giá độ phù hợp của mô hình sẽ an toàn hơn vì nó không thổi phồng mức độ phù h p của mô hình (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005). R2 ợ được điều chỉnh = 0,450 nói lên độ thích hợp của mô hình là 45% hay nói cách khác 45% s bi n thiên c a biự ế ủ ến “ý định phân lo i ch t th i rạ ấ ả ắn” được gi i thích b i 3 ả ở nhân t ố là thái độ, chu n ch quan và nh n thẩ ủ ậ ức kiểm soát hành vi trong mô hình. Tương tự, trong mô hình thức 2 ta thấy, yếu tố hành vi phân loại chất thải rắn được giải thích bởi 45,9% y u t ế ố ý định phân lo i trong nghiên c u này. ạ ứ
Kiểm định ANOVA: Phân tích ANOVA cho thấy thông số F có mức ý nghĩa (sig.)= .000a, điều này chứng tỏ rằng mô hình h i qui xây d ng là phù h p v i bồ ự ợ ớ ộ
dữ liệu thu thập được, và các biến đưa vào đều có ý nghĩa về ặ m t th ng kê vố ới mức ý nghĩa 5%. Như vậy các biến độc lập trong mô hình có quan hệ đối với biến phụ thuộc “ ý định phân loại ch t th i rấ ả ắn” và “ biến hành vi phân lo i chạ ất th i rả ắn”
Bảng 4.14. Kiểm định ANOVA ANOVAa
Model Sum of
Squares
df Mean Square F Sig.
1
Regression 90,276 3 30,092 54,701 ,000b
Residual 106,724 194 ,550
Total 197,000 197
a. Dependent Variable: YD ; b. Predictors: (Constant), KSHV, TD, CCQ
Nguồn: Phân tích SPSS 20 Kết qu h i quy cho th y, có 3 nhân t quan trả ồ ấ ố ọng tác động tới ý định phân loại ch t th i rấ ả ắn đó là các yế ố u t thái độ, chu n ch quan và nh n th c ki m soát ẩ ủ ậ ứ ể hành vi. Đồng thời biến ý định phân loại chất thải rắn có tác động tích cực đến hành vi phân lo i ạ chất th i r n(Sig < 0,05). Vì v y 3 nhân t này sả ắ ậ ố ẽ giữ ạ l i trong mô hình hồi quy.
- Giả đị nh liên h tuyệ ến tính và phương sai của sai s ố không đổi
“Vẽ đồ ị th phân tán giữa các phần dư chuẩn hóa và giá trị dự đoán chuẩn hóa mà mô hình h i quy tuy n tính cho ra. N u giồ ế ế ả định liên h tuyệ ến tính và phương sai bằng nhau được th a mãn, thì ta s không nh n th y có liên h gì gi a các giá tr ỏ ẽ ậ ấ ệ ữ ị dự đoán và phần dư, chúng sẽ phân tán rất ngẫu nhiên” (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn M ng Ng c, 2005). T biộ ọ ừ ểu đồ ủ c a phần dư chuẩn hóa và giá trị phần dư tiên đoán cho thấy, phần dư phân tán ngẫu nhiên trong 1 vùng xung quanh của tung độ 0 mà không tạo thành một hình dạng nào cả như trong hình vẽ, như vậy ta sẽ không nh n th y có liên h gì gi a các giá tr dậ ấ ệ ữ ị ự đoán và phần dư, do v y giậ ả định tuyến tính c a mô hình hủ ồi qui và phương sai bằng nhau được thỏa mãn.
Hình 4.2. Biểu đồ của phần dư chuẩn hóa
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS 20
- Kiểm tra v phân phề ối chuẩn c a phủ ần dư
Từ biểu đồ phân ph i c a phố ủ ần dư cho thấy giá tr trung bình c a phị ủ ần dư bằng không và biểu đồ ầ t n s c a phố ủ ần dư chuẩn hóa g n tuân theo phân ph i chu n. ầ ố ẩ Điều này cho phép kết lu n r ng giả thi t phân phốậ ằ ế i chuẩn của mô hình h i qui ồ không b vi ph m ị ạ
Hình 4.3. Kiểm định phân phối chuẩn
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS 20 - Kiểm định vềtính độ ậc l p c a sai s trong mô hình ủ ố
Từ Giá trị Durbin – Watson cho th y D = 1,381 và D = 1,849 , giá tr D nấ ị ằm trong mi n ch p nhề ấ ận suy ra tương quan giữa các phần dư rất nhỏ (d ≈ 2 (1r). cho thấy mô hình không có tự tương quan giữa các phần dư.
- Kiểm định sựđa cộng tuy n ế
Từ chỉ s VIF cho th y các ch số ấ ỉ ố VIF đều nhỏ hơn 10 nên không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập (Hoàng Trọng & Mộng Ngọc, 2005). Trong nghiên c u này tác gi không ti n hành ki m tra giứ ả ế ể ả định v hiề ện tượng t ự tương quan giữa các nhiễu vì dữ liệu nghiên cứu này là dữ liệu khảo sát (dữ liệu chéo điều tra tại một thời điểm) nên hiện tượng tự tương quan giữa các nhiễu thường không xuất hiện. Như vậy, qua kiểm tra các giả nh của mô hình hồi quy đị
tuyến tính với k t qu là các giế ả ả định đều không b vi phị ạm. Do đó, các kết qu cả ủa mô hình hồi quy là đáng tin cậy.
4.4.2. Kiểm định các gi ảthuyết nghiên c u ứ
Với các k t qu phân tích sế ả ố liệu c a m u nghiên c u, kiủ ẫ ứ ểm định s phù h p ự ợ của thang đo, phân tích nhân tố khảm phá … ở trên cho phép kết luận rằng, số liệu và các nhân t là phù hố ợp để chuyển sang bước phân tích tiếp theo.
H1. Thái độ ủa ngườ c i dân có thể có liên quan và tác động đến ý định phân loại ch t th i rấ ả ắn
Các k t qu kiế ả ểm định giả thiết nghiên cứu đã cho thấy m i liên h và tác ố ệ động tích cực của thái độ ủa ngườ c i dân v i ý định phân loại chất thải rắn v i hệ số ớ ớ hồi quy là β1 = 0,280 (Sig 0.000). K t quế ả đó cho phép kết lu n gi thuy t H1 có ý ậ ả ế nghĩa.
H2. Chu n ch quan cẩ ủ ủa người dân có thể có liên quan và tác động đến ý định phân loại ch t th i rấ ả ắn
Các k t quế ả kiểm định giả thiết nghiên cứu đã cho thấy m i liên hố ệ và tác động tích cực của chuẩn ch quan củ ủa người dân với ý định phân lo i ch t th i r n v i h s ạ ấ ả ắ ớ ệ ố hồi quy là β2 = 0,485 (Sig 0.000). K t quế ả đó cho phép kết lu n gi thuy t H2 có ý ậ ả ế nghĩa.
H3. Nh n th c ki m soát hành vi cậ ứ ể ủa người dân có th có liên quan và tác ể động đến ý định phân loại chất th i rắn. ả
Các k t qu kiế ả ểm định giả thiết nghiên cứu đã cho thấy m i liên h và tác ố ệ động tích cực của nhận thức kiểm soát hành vi của người dân với ý định phân loại chất th i rả ắnvới h s h i quy ệ ố ồ là β3 = 0,219(Sig 0.000). K t quế ả đó cho phép kết luận gi thuyả ết H3 có ý nghĩa.
Bảng 4.15. Phân tích h i quy tuy n tính bồ ế ộ ới v i biến phụ thu c YD ộ Biến Hệ s hố ồi quy chưa
chuẩn hóa Hệ s hố ồi quy chu n ẩ hóa Kiểm định Student Ý nghĩa thống kê VIF B Sai s ố Beta (Constant) -7,042E-017 ,053 ,000 1,000 TD ,280 ,053 ,280 5,277 ,000 1,010 CCQ ,485 ,056 ,485 8,683 ,000 1,117 KSHV ,219 ,056 ,219 3,920 ,000 1,122 a. Dependent Variable: YD Nguồn: Phân tích SPSS 20 H4. Ý định phân loại của người dân có thể có liên quan và tác động đến hành vi phân lo i ch t th i r n. Các k t qu kiạ ấ ả ắ ế ả ểm định giả thiết nghiên cứu đã cho thấy