Đơn vị TT Lai Uyên Xã Lai Hưng Xã Cây Trường II Xã Trừ Văn Thố Xã Long Nguyên Xã Tân
Hưng Xã Hưng Hòa
Tấn/ngày 15 10 8 8 7 6 6
Tỷ lệ
phân loại 0 0 0 0 0 0 0
Nguồn: Phịng Tài ngun- Mơi trường huyện Bàu Bàng, 2018
Tổng lượng chất thải rắn sinh hoạt trên địa bàn huyện hiện nay có khoảng 60tấn/ngày. Chất thải rắn sinh hoạt được thu gom và xử lý liên tục được cải thiện
nhiều trong thời gian qua. Xí nghiệp cơng trình cơng cộng đã tăng cường thêm nhân lực và trang thiết bị, hệ thống thu gom rác dân lập ngày càng phát triển đã nâng tỷ lệ rác đô thị được tăng liên tục qua các năm (năm 2013 đạt 70 %, năm 2014 đạt 75%, năm 2015 đạt 80%, năm 2016 đạt 85% và hiện nay đạt gần 90 %). Và các chất thải rắn sinh hoạt sau khi thu gom, được vận chuyển đến Khu liên hợp xử lý chất thải rắn Nam Bình Dương để tiến hành xử lý. Trong thời gian qua, huyện đã nghiêm túc chỉ đạo các ngành, các cấp triển khaithực hiện các chính sách, pháp luật về quản lý chất thải sinh hoạt thông qua việc thực hiện Đồ án Quy hoạch tổng thể quản lý - xử lý chất thải rắn tỉnh Bình Dương đến năm 2030 theo Quyết định số 2474/QĐ- UBND ngày 10/9/2012 và Phê duyệt bổ sung Quyết định số 2474/QĐ-UBND tại Quyết định số 1942/QĐ-UBND ngày 12/8/2013.
Đồng thời, UBND huyện và Hội đồng nhân dân cũng đã ban hành Chương trình bảo vệ môi trường giai đoạn 2011 - 2015, giai đoạn 2016 - 2020; kế hoạch bảo vệ môi trường giai đoạn 2011 - 2015, giai đoạn 2016 - 2020. Trong đó, xác định cụ thể các mục tiêu, nhiệm vụ, đề án, dự án trọng tâm cần thực hiện, liên quan đến công tác quản lý chất thải sinh hoạt.
4.2. Mô tả mẫu nghiên cứu:
Về giới tính, trong mẫu nghiên cứu, tỉ lệ nam (50,5%) và nữ (49,5%) là khá cân bằng.
Bảng 4.3. Thống kê đối tượng điều tra theo Giới tính, Tuổi, Trình độ, Nghề nghiệp Chỉ tiêu Số lượng (phiếu) Tỷ lệ (%)
Theo Giới tính Nam 100 50,5 Nữ 98 49,5 Theo Tuổi Từ 18 đến dưới 30 tuổi 71 35,7 Từ 31 đến dưới 45 tuổi 90 45,1 Từ 45 đến dưới 60 tuổi 36 18,8 Trên 60 tuổi 1 0,4
Theo Trình độ Phổ thông trung học 33 16,7 Trung cấp – Cao đẳng 50 25,3 Đại học 88 44,4 Sau Đại học 27 13,6 Theo Nghề nghiệp
Học sinh. Sinh viên 27 13,6
Công chức, Viên chức 65 32,8
Công nhân viên Doanh nghiệp 57 28,8
Nông dân, Buôn bán 28 14,1
Khác 21 10,6
Total 198 100
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ dữ liệu
Theo bảng 4.3, trong số 198 người được hỏi, có 35,7 % là trong độ tuổi từ 18 đến dưới 30 tuổi, chiếm tỷ lệ lớn thứ 2. Nhóm tuổi từ 31 đến dưới 45 tuổi chiếm tỷ lệ lớn nhất với 45,1%.
Phân chia mẫu điều tra theo trình độ: Theo trình độ của khách hàng, chiếm tỷ lệ lớn nhất là trình độ đại học (44,4%) trong khi nhóm trình độ trung cấp và cao đẳng là 25,3%, chiếm tỷ trọng lớn thứ 2 trong 4 nhóm.
Theo nghề nghiệp: chiếm tỷ trọng lớn nhất là nhóm cơng chức, viên chức với 32,8%, tiếp đến là nhóm cơng nhân viên doanh nghiệp với 28,8%, cịn lại là nơng dân, buôn bán và học sinh, sinh viên cùng chiếm khoảng 13,6%.
4.3. Đánh giá độ tin cậy của thang đo
“Các thang đo được đánh giá sơ bộ qua hai cơng cụ chính: (1) Hệ số tin cậy Cronbach alpha và (2) phương pháp phân tích nhân tố khám phá EFA (Exploratory Factor Analysis). Hệ số Cronbach alpha được sử dụng trước để loại biến có hệ số tương quan biến tổng (itemtotal correlation) nhỏ hơn 0.30, đồng thời tiêu chuẩn để chọn thang đo khi nó có độ tin cậy alpha từ 0.60 trở lên (Thọ & Trang 2003).
Sau đó sử dụng tiếp phương pháp EFA. Các biến có trọng số tải nhân tố (factor loading) nhỏ hơn 0.50 sẽ tiếp tục bị loại (Hair & cộng sự 1998). Bên cạnh đó, cũng phải quan tâm đến tiêu chuẩn khác biệt hệ số tải nhân tố của một biến quan sát giữa các nhân tố >= 0.30 để đảm bảo giá trị phân biệt giữa các nhân tố (Jabnoun & AlTamimi 2003). Thang đo được chấp nhận khi tổng phương sai trích được bằng hoặc lớn hơn 50% (Thọ & Trang 2003).
4.3.1. Đánh giá độ tin cậy thang đo
Các thang đo được đánh giá sơ bộ thông qua hệ số tin cậy Cronbach alpha để loại các biến rác trước, các biến có hệ số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0.3 sẽ bị loại và tiêu chuẩn chọn thang đo khi nó có độ tin cậy alpha từ 0.6 trở lên (Nunnally & Burnstein, 1994). Kết quả đánh giá độ tin cậy thang đo Cronbach Alpha của các thành phần đo lường các nhân tố ảnh hưởng đến ý định và hành vi phân loại chất thải rắn sinh hoạt tại huyện Bàu Bàng được thể hiện như sau:”
Bảng 4.4. Thang đo Cronbach Alpha
STT Yếu tố Mã hóa Trung bình thang đo nếu loại biến Phương sai thang đo nếu loại biến Tương quan biến tổng Cronbach Alpha nếu loại bỏ biến này Thái độ, Cronbach Alpha = 0,901
1
Phân loại chất thải rắn là hành vi có lợi để bảo vệ mơi
trường. TD1 15,6212 18,643 0,818 0,869 2 Không xả rác bừa là hành vi
tốt để bảo vệ môi trường. TD2 15,2828 20,376 0,700 0,888 3 Không xả rác ra đường là hành vi có giá trị để bảo vệ môi trường. TD3 15,8788 22,341 0,634 0,897 4 Không xả rác ra hàng xóm là hành vi có trách nhiệm để bảo vệ 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 vệ môi trường
TD5 15,5354 19,793 0,739 0,882
6
Ơng bà có cảm thấy bức xúc
Chuẩn chủ quan, Cronbach Alpha = 0,820
7
Hàng xóm của ơng bà có ủng hộ phân loại chất thải rắn để bảo vệ môi trường.
CCQ1 11,7475 4,951 0,678 0,757
8
Gia đình ơng/bà biết rằng phân loại chất thải rắn là hành vi tốt để bảo vệ môi 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 loại chất thải rắn để bảo vệ môi trường.
CCQ3 11,7778 5,727 0,541 0,817
10
Chính quyền địa phương khuyến khích ơng/bà nên phân loại chất thải rắnđể bảo vệ môi 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
Tơi 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
Tơi 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 kết quả tại bảng 4.4, tất cả các thang đo các nhân tố đều có hệ số 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 số Cronbach’s alpha nên các biến đo lường thành phần này đều được sử dụng trong các phân tích tiếp theo.
4.3.2. Phân tích nhân tố
4.3.2.1. Với biến phụ thuộc
Biến Ý định phân loại: Kết quả phân tích EFA cho thấy có 01 yếu tố, eigenvalue là 2,465, phương sai trích được là 61,62% và chỉ số KMO là 0,790. Vì thế, việc phân tích nhân tố là phù hợp và phương sai trích đạt u cầu > 50%. Ta có kết quả phân tích EFA sau đây:
Bảng 4.5. Kết quả kiểm định KMO nhân tố 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 quả phân tích EFA cho thấy có 01 yếu tố, eigenvalue là 2,157, phương sai trích được là 71,89% và chỉ số KMO là 0,703. Vì thế, việc phân tích nhân tố là phù hợp và phương sai trích đạt u cầu > 50%. Ta có kết quả phân tích EFA sau đây:
Bảng 4.6. Kết quả kiểm định KMO nhân tố hành vi phân loại KMO and Bartlett's Test 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 quả phân tích cho thấy có 01 yếu tố, eigenvalue là 4,023, phương sai trích được là 67,055% và chỉ số KMO là 0,895. Vì thế, việc phân tích nhân tố là phù hợp và phương sai trích đạt yêu cầu > 50%.
Bảng 4.7. Kết quả kiểm định KMO nhân tố 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 chủ quan: Kết quả phân tích cho thấy có 01 yếu 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 cầu > 50%.
Bảng 4.8. Kết quả kiểm định KMO nhân tố chuẩn chủ quan KMO and Bartlett's Test 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 nhận thức kiểm soát hành vi: Kết quả phân tích cho thấy có 01 yếu tố, eigenvalue là 2,943, phương sai trích được là 73,565% và chỉ số KMO là 0,779. Vì thế, việc phân tích nhân tố là phù hợp và phương sai trích đạt yêu cầu > 50%.
Bảng 4.9. Kết quả kiểm định KMO nhân tố nhận thức kiểm soát hành vi KMO and Bartlett's Test 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 quả phân tích EFA cho thấy có 03 yếu tố 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 tố là phù hợp và phương sai trích đạt yêu cầu > 50%. Ta có kết quả
Bảng 4.10. Kết quả kiểm định KMO các nhân tố độc lập KMO and Bartlett's Test 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. Kết quả 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 mơ hình nghiên cứu
Với kết quả kiểm định các giả thuyết ở trên, cho phép nghiên cứu chuyển sang bước tiếp theo, kiểm định mơ hình nghiên cứu.
Bảng 4.12. Kết quả mơ hình 1 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 quả mơ hình 2 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 ,7357335 5 ,461 167, 936 1 196 ,000 1,849 Nguồn: Phân tích SPSS 20
Kết quả phân tích hồi qui tuyến tính bội cho thấy mơ hình có R2 = 0, 458 và 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 mơ hình sẽ an tồn hơn vì nó khơng thổi phồng mức độ phù hợp của mơ hình (Hồng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005). R2 được điều chỉnh = 0,450 nói lên độ thích hợp của mơ hình là 45% hay nói cách khác 45% sự biến thiên của biến “ý định phân loại chất thải rắn” được giải thích bởi 3 nhân tố là thái độ, chuẩn chủ quan và nhận thức kiểm sốt hành vi trong mơ hình. Tương tự, trong mơ hình thức 2 ta thấy, yếu tố hành vi phân loại chất thải rắn được giải thích bởi 45,9% yếu tố ý định phân loại trong nghiên cứu này.
dữ liệu thu thập được, và các biến đưa vào đều có ý nghĩa về mặt thống kê với mức ý nghĩa 5%. Như vậy các biến độc lập trong mơ hình có quan hệ đối với biến phụ thuộc “ ý định phân loại chất thải rắn” và “ biến hành vi phân loại chất thải rắn”
Bảng 4.14. Kiểm định ANOVA ANOVAa 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 quả hồi quy cho thấy, có 3 nhân tố quan trọng tác động tới ý định phân loại chất thải rắn đó là các yếu tố thái độ, chuẩn chủ quan và nhận thức kiểm soát hành vi. Đồng thời biến ý định phân loại chất thải rắn có tác động tích cực đến hành vi phân loại chất thải rắn(Sig < 0,05). Vì vậy 3 nhân tố này sẽ giữ lại trong mơ hình hồi quy.
- Giả định liên hệ tuyến tính và phương sai của sai số không đổi
“Vẽ đồ thị phân tán giữa các phần dư chuẩn hóa và giá trị dự đốn chuẩn hóa mà mơ hình hồi quy tuyến tính cho ra. Nếu giả định liên hệ tuyến tính và phương sai bằng nhau được thỏa mãn, thì ta sẽ khơng nhận thấy có liên hệ gì giữa các giá trị dự đoán và phần dư, chúng sẽ phân tán rất ngẫu nhiên” (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005). Từ biểu đồ của 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 khơng nhận thấy có liên hệ gì giữa các giá trị dự đốn và phần dư, do vậy giả định tuyến tính của mơ hình hồi 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 về phân phối chuẩn của phần dư
Từ biểu đồ phân phối của phần dư cho thấy giá trị trung bình của phần dư bằng khơng và biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa gần tuân theo phân phối chuẩn. Điều này cho phép kết luận rằng giả thiết phân phối chuẩn của mơ hình hồi qui khơng bị vi phạm
Hình 4.3. Kiểm định phân phối chuẩn
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS 20
- Kiểm định về tính độc lập của sai số trong mơ hình
Từ Giá trị Durbin – Watson cho thấy D = 1,381 và D = 1,849 , giá trị D nằm trong miền chấp nhận suy ra tương quan giữa các phần dư rất nhỏ (d ≈ 2 (1r). cho thấy mơ hình khơng có tự tương quan giữa các phần dư.
- Kiểm định sự đa cộng tuyến
Từ chỉ số VIF cho thấy các chỉ số VIF đều nhỏ hơn 10 nên khơng có hiện