4.5 Kiểm định hệ số tƣơng quan và phân tích hồi quy tuyến tính bội 4.5.1 Kiểm định hệ số tƣơng quan 4.5.1 Kiểm định hệ số tƣơng quan
Các nhân tố trong bảng 4.7 đƣợc đƣa vào phân tích hồi quy tuyến tính bội để kiểm định mơ hình nghiên cứu và xác định mức độ ảnh hƣởng của từng nhân tố đến Dự định du lịch sinh thái của du khách. Nhƣ đã trình bày trong chƣơng 3 về quy trình nghiên cứu, trƣớc khi phân tích hồi quy, việc xem xét ma trận tƣơng quan giữa biến phụ thuộc “Dự định du lịch sinh thái” và các biến độc lập là cần thiết. Kết quả kiểm định tƣơng quan đƣợc trình bày tại bảng 4.8. Theo đó, tƣơng quan giữa biến phụ thuộc “Dự định du lịch sinh thái” với các biến độc lập đều có giá trị Sig.<0.05 nên có ý nghĩa về mặt thống kê. Trong đó, chỉ có nhân tố VATCHAT thể hiện mối tƣơng quan ngƣợc chiều với biến phụ thuộc tuy tƣơng quan khá yếu (r=-0.171). Các nhân tố khác đều cho thấy tƣơng quan cùng chiều đối với biến DUDINH. Tƣơng
Dự định du lịch sinh thái Chuẩn chủ quan về du lịch sinh thái Sự đề cao vật chất Động lực du lịch sinh thái Thái độ về hành vi gây hại môi trƣờng Nhận thức khả năng du lịch sinh thái H1A (+) H2 (+) H3 (+) H4 (+) H5 (-)
Nguồn: Kết quả phân tích EFA của tác giả Thái độ về sự cần thiết
quan tuy chƣa mạnh nhƣng cũng góp phần hỗ trợ các giả thuyết nghiên cứu và cho thấy phân tích hồi quy có thể phù hợp.
Bảng 4.8: Ma trận hệ số tương quan Pearson
DUDINH THAIDO1 THAIDO2 CHUANCQ KHANANG DONGLUC VATCHAT
DUDINH 1 .346** .397** .499** .546** .521** -.171** THAIDO1 .346** 1 .612** .340** .315** .477** -.259** THAIDO2 .397** .612** 1 .333** .350** .504** -.156** CHUANCQ .499** .340** .333** 1 .511** .543** -.124* KHANANG .546** .315** .350** .511** 1 .455** -.076 DONGLUC .521** .477** .504** .543** .455** 1 -.097 VATCHAT -.171** -.259** -.156** -.124* -.076 -.097 1
**. Tƣơng quan có ý nghĩa tại mức ý nghĩa 0.01 (2 bên). *. Tƣơng quan có ý nghĩa tại mức ý nghĩa 0.05 (2 bên).
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu của tác giả
4.5.2 Phân tích hồi quy tuyến tính bội
Phân tích hồi quy tuyến tính bội đƣợc thực hiện với 1 biến phụ thuộc là Dự định du lịch sinh thái (DUDINH) và 6 biến độc lập gồm: Thái độ về hành vi gây hại môi trƣờng (THAIDO1), Thái độ về sự cần thiết quan tâm môi trƣờng (THAIDO2), Chuẩn chủ quan về du lịch sinh thái (CHUANCQ), Nhận thức khả năng du lịch sinh thái (KHANANG), Động lực du lịch sinh thái (DONGLUC) và Sự đề cao vật chất (VATCHAT). Giá trị của từng biến độc lập và biến phụ thuộc đƣợc xác định bằng giá trị trung bình của các quan sát trong thang đo của biến đó. Các biến độc lập và biến phụ thuộc sẽ đƣa vào chạy hồi quy đồng thời (phƣơng pháp Enter). Kết quả hồi quy đƣợc trình bày tại Phụ lục 9A. Theo đó, mơ hình hồi quy có hệ số R2
hiệu chỉnh (Adjusted R Square) bằng 0.419 mang ý nghĩa mơ hình hồi quy tuyến tính bội này phù hợp với dữ liệu ở mức 41.9%, tức các biến độc lập trong mô hình giải thích đƣợc 41.9% sự biến thiên của biến phụ thuộc. Kiểm định F có giá trị Sig.=0.000<0.05 nên mơ hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng đƣợc. Kiểm định Durbin-Watson cho giá trị 1.887 gần bằng 2 cho thấy
khơng có hiện tƣợng tự tƣơng quan giữa các biến trong mơ hình. Kiểm định VIF cho giá trị lớn nhất là 1.818, nhỏ hơn 10 nên khơng có hiện tƣợng tự đa cộng tuyến trong mơ hình.
Tuy nhiên, hai biến độc lập THAIDO1 và THAIDO2 có giá trị sig. lớn hơn 0.05 nên hệ số hồi quy của chúng khơng có ý nghĩa thống kê trong mơ hình hồi quy này. Trong đó, biến THAIDO1 có giá trị sig.=0.893 rất cao và hệ số hồi quy trong phƣơng trình là -0.900 rất nhỏ nên gần nhƣ khơng có ý nghĩa giải thích sự thay đổi của biến phụ thuộc DUDINH trong mơ hình này. Do đó, biến THAIDO1 đƣợc loại ra khỏi mơ hình hồi quy. Tác giả tiến hành chạy mơ hình hồi quy lần 2 với 5 biến độc lập gồm: THAIDO2, CHUANCQ, KHANANG, DONGLUC và VATCHAT. Mơ hình hồi quy lần 2 cho kết quả tốt hơn (Phụ lục 9B). Hệ số R2 hiệu chỉnh tăng từ 0.419 lên 0.421 cho thấy khả năng giải thích biến thiên biến phụ thuộc của mơ hình hồi quy lần 2 đƣợc cải thiện, đạt 42.1% dựa trên tập dữ liệu. Các hệ số hồi quy có sự thay đổi nhỏ, phƣơng trình hồi quy tuyến tính lần 2 trở thành:
DUDINH = 0.540 + 0.172CHUANCQ + 0.315KHANANG
+ 0.261DONGLUC - 0.075VATCHAT + 0.102THAIDO2
Bảng 4.9: Kết quả hồi quy tuyến tính bội lần 2
Các hệ số a Mơ hình Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số đã chuẩn hóa t Sig.
Đo lƣờng Đa cộng tuyến
B Sai số chuẩn Beta Độ chấp nhận của biến (Tolerance) Hệ số phóng đại phƣơng sai
VIF 1 (Hằng số) .540 .271 1.998 .047 CHUANCQ .172 .054 .171 3.205 .001 .613 1.630 KHANANG .315 .051 .313 6.189 .000 .681 1.468 DONGLUC .261 .064 .225 4.061 .000 .570 1.756 VATCHAT -.075 .036 -.088 -2.069 .039 .970 1.031 THAIDO2 .102 .048 .104 2.108 .036 .717 1.395 a. Biến phụ thuộc: DUDINH
Trong mơ hình hồi quy này, các hệ số hồi quy của biến độc lập đều có giá trị sig. nhỏ hơn 0.05 nên đều có ý nghĩa thống kê. Nhƣ vậy, dựa trên kết quả phân tích hồi quy từ tập dữ liệu, giả thuyết H1A bị bác bỏ, các giả thuyết H1B, H2, H3, H4, H5 đƣợc chấp nhận, với độ tin cậy 95%.
Diễn giải từ phƣơng trình hồi quy, nhận thức về khả năng du lịch sinh thái là nhân tố tác động tích cực nhiều nhất tới dự định du lịch sinh thái, kế đến là tác động của động lực du lịch sinh thái và chuẩn chủ quan về du lịch sinh thái. Thái độ về sự cần thiết quan tâm môi trƣờng cũng tác động cùng chiều tới dự định du lịch sinh thái nhƣng ít hơn 3 nhân tố trên. Riêng sự đề cao vật chất dù có hệ số trong phƣơng trình hồi quy khá nhỏ nhƣng, đúng nhƣ dự đốn, có tác động ngƣợc chiều với dự định du lịch sinh thái.
Bên cạnh đó, theo Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), mơ hình hồi quy trên cần phải thỏa mãn các giả định cần thiết của hồi quy tuyến tính, bao gồm giả định về liên hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và biến độc lập, phƣơng sai của sai số không đổi, phân phối chuẩn của phần dƣ, tính độc lập của sai số, cũng nhƣ giả định khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến trong mơ hình. Từ kết quả hồi quy tại phụ lục 9B, kiểm định F cho giá trị sig.=0.000 nhỏ hơn 0.05 nên mơ hình hồi quy tuyến tính bội trên phù hợp với tập dữ liệu. Kiểm định Durbin-Watson cho giá trị 1.888 gần bằng 2 nên khơng có hiện tƣợng tự tƣơng quan giữa các phần dƣ, hay các sai số độc lập nhau. Kiểm định VIF cho giá trị lớn nhất là 1.756, nhỏ hơn 10 nên khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến trong mô hình. Để kiểm định hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi bằng phần mềm SPSS, tác giả áp dụng kiểm định tƣơng quan hạng Spearman. Biến mới Absphandu đƣợc tạo mang giá trị tuyệt đối của các phần dƣ. Kiểm định tƣơng quan hạng Spearman đƣợc thực hiện cho biến Absphandu và từng biến độc lập, với giả thuyết H0 là: hệ số tƣơng quan hạng của tổng thể bằng 0. Kết quả kiểm định tại bảng 4.10 cho thấy các giá trị sig. đều lớn hơn 0.05 nên không thể bác bỏ giả thuyết H0: hệ số tƣơng quan hạng của tổng thể bằng 0, do đó có thể nói phƣơng sai của sai số khơng thay đổi.
Bảng 4.10: Kiểm định tương quan hạng Spearman
Hệ số tƣơng quan
Absphandu THAIDO2 CHUANCQ KHANANG DONGLUC VATCHAT
Sp ea rma n's r ho A bs p ha nd u Hệ số tƣơng quan 1.000 -.054 .075 .058 -.034 .025 Sig. . .328 .171 .288 .534 .647 N 333 333 333 333 333 333
**. Tƣơng quan có ý nghĩa tại mức ý nghĩa 0.01 (2 bên). *. Tƣơng quan có ý nghĩa tại mức ý nghĩa 0.05 (2 bên).
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu của tác giả Về giả định phân phối chuẩn của phần dƣ, theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), phần dƣ có phân phối hồn tồn chuẩn là khơng hợp lý vì ln ln có chênh lệch do lấy mẫu. Hình 4.4 cho thấy phân phối của phần dƣ chuẩn hóa xấp xỉ phân phối chuẩn với trung bình xấp xỉ 0, độ lệch chuẩn 0.992 gần bằng 1. Do đó, có thể nói giả định về phân phối chuẩn khơng bị vi phạm.
Hình 4.4: Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu của tác giả
Trung bình = 0.000 Độ lệch chuẩn = 0.992 N=333
4.6 Kiểm định sự khác biệt theo đặc điểm nhân khẩu học
Kết quả nghiên cứu định tính đã đề xuất xem xét sự khác biệt trong dự định du lịch sinh thái đối với du khách có đặc điểm nhân khẩu học khác nhau về giới tính, độ tuổi thu nhập và quốc tịch (du khách nội địa / du khách quốc tế). Để kiểm định sự khác biệt này, phƣơng pháp phân tích phƣơng sai ANOVA đƣợc áp dụng.
4.6.1 Kiểm định sự khác biệt về dự định du lịch sinh thái theo giới tính
Kết quả Kiểm định tính đồng nhất của phƣơng sai (Test of Homogeneity of Variances) cho giá trị sig.=0.009<0.05 nên giả định về sự bằng nhau của phƣơng sai giữa các nhóm là khơng đƣợc đảm bảo để có thể phân tích ANOVA, tác giả áp dụng phƣơng pháp kiểm định giả thuyết về trị trung bình hai tổng thể - trƣờng hợp mẫu độc lập (Independent Samples T-test). Kiểm định T-test áp dụng trƣờng hợp phƣơng sai không bằng nhau và cho kết quả hệ số sig.=0.827>0.05, theo đó, khơng có cơ sở khẳng định sự khác biệt về dự định du lịch sinh thái giữa hai nhóm du khách nam và nữ.
Bảng 4.11: Kiểm định sự khác biệt về dự định du lịch sinh thái theo giới tính
DUDINH Phƣơng sai bằng nhau Phƣơng sai khơng bằng nhau Kiểm định Levene về sự bằng
nhau của phƣơng sai
F 6.846
Sig. .009
Kiểm định T-test về sự bằng nhau của giá trị trung bình
t -.227 -.219
df 331 248.082
Sig. (2bên) .820 .827
Khác biệt của trung bình -.01872 -.01872
Khác biệt của sai số chuẩn .08239 .08536
Độ tin cậy 95% về sự khác biệt
Thấp hơn -.18080 -.18685
Cao hơn .14336 .14941
4.6.2 Kiểm định sự khác biệt về dự định du lịch sinh thái giữa du khách trong nƣớc và du khách quốc tế nƣớc và du khách quốc tế
Tƣơng tự giới tính, kết quả Kiểm định tính đồng nhất của phƣơng sai cho giá trị sig.=0.000<0.05 nên giả định về sự bằng nhau của phƣơng sai giữa các nhóm là khơng đƣợc đảm bảo để có thể phân tích ANOVA, tác giả áp dụng phƣơng pháp kiểm định giả thuyết về trị trung bình hai tổng thể - trƣờng hợp mẫu độc lập (Independent Samples T-test). Kiểm định T-test áp dụng trƣờng hợp Phƣơng sai không bằng nhau và cho kết quả sig.=0.000 nên hồn tồn có ý nghĩa thống kê khi nói có sự khác biệt về dự định du lịch sinh thái giữa khách du lịch quốc tế và trong nƣớc. Dựa vào giá trị trung bình của 2 nhóm, du khách trong nƣớc có dự định du lịch sinh thái nhiều hơn du khách quốc tế.
Bảng 4.12: Kiểm định sự khác biệt về dự định du lịch sinh thái giữa du khách trong nước và du khách quốc tế
DUDINH Phƣơng sai bằng nhau Phƣơng sai không bằng nhau Kiểm định Levene về sự
bằng nhau của phƣơng sai
F 16.700
Sig. .000
Kiểm định T-test về sự bằng nhau của giá trị trung bình
t 3.576 3.958
df 331 302.298
Sig. (2bên) .000 .000
Khác biệt của trung bình .29785 .29785
Khác biệt của sai số chuẩn .08328 .07525
Độ tin cậy 95% về sự khác biệt
Thấp hơn .13401 .14976
Cao hơn .46168 .44593
Nguồn: Kết quả phân tích số liệu của tác giả
4.6.3 Kiểm định sự khác biệt về dự định du lịch sinh thái theo độ tuổi
Kết quả Kiểm định tính đồng nhất của phƣơng sai cho giá trị sig.=0.001<0.05 nên giả định về sự bằng nhau của phƣơng sai giữa các nhóm là khơng đƣợc đảm bảo để có thể phân tích ANOVA, do đó theo Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng
Ngọc (2008), kiểm định Kruskal-Wallis đƣợc áp dụng thay thế ANOVA (Phụ lục 10). Giá trị thống kê Chi-Square của kiểm định Kruskal-Wallis cho giá trị sig.=0.093>0.05 nên không thể bác bỏ giả thuyết rằng khơng có sự khác biệt về dự định du lịch sinh thái ở các độ tuổi khác nhau
4.6.4 Kiểm định sự khác biệt về dự định du lịch sinh thái theo mức thu nhập
Kết quả Kiểm định tính đồng nhất của phƣơng sai cho giá trị sig.=0.000<0.05 nên giả định về sự bằng nhau của phƣơng sai giữa các nhóm là khơng đƣợc đảm bảo để có thể phân tích ANOVA, do đó kiểm định Kruskal-Wallis đƣợc áp dụng thay thế ANOVA (Phụ lục 10). Giá trị thống kê Chi-Square của kiểm định Kruskal- Wallis cho giá trị sig.=0.667>0.05 nên khơng có cơ sở để khẳng định có sự khác biệt về dự định du lịch sinh thái của du khách có mức thu nhập khác nhau.
4.7 Phân tích thống kê mơ tả các biến quan sát của thang đo
Bảng 4.13: Thống kê mơ tả các yếu tố trong mơ hình
Các nhân tố và biến quan sát Trung
bình
Sai số chuẩn
1/ Thái độ về hành vi gây hại môi trƣờng 4.1502 .638
- TD1: Dân số toàn cầu sắp chạm ngƣỡng giới hạn khả năng đáp ứng
tối đa của trái đất 3.67 1.037
- TD2: Việc can thiệp vào tự nhiên của con ngƣời thƣờng gây ra hậu
quả tồi tệ 4.06 .885
- TD3: Con ngƣời đang lạm dụng nghiêm trọng môi trƣờng 4.33 .788
- TD4: Động thực vật cũng có quyền nhƣ con ngƣời để đƣợc tồn tại 4.46 .873
- TD5: Dù có khả năng đặc biệt, con ngƣời phải tuân theo quy luật tự
nhiên 4.23 .928
2/ Thái độ về sự cần thiết quan tâm môi trƣờng 4.2452 .750
- TD6: Trái đất giống nhƣ một con tàu không gian với sức chứa và tài
nguyên rất hạn hẹp 4.14 1.001
- TD7: Sự cân bằng tự nhiên là rất mong manh và dễ bị phá vỡ 4.12 .871
- TD8: Một thảm họa sinh thái lớn sẽ sớm xảy ra nếu chúng ta tiếp tục
đối xử với tự nhiên nhƣ hiện tại. 4.48 .782
3/ Chuẩn chủ quan về du lịch sinh thái 4.0991 .731
- CQ2: Bạn bè tơi khuyến khích tơi nếu tơi du lịch sinh thái 4.17 .809
- CQ3: Đồng nghiệp tơi khuyến khích tơi nếu tơi du lịch sinh thái 4.13 .781
- CQ4: Những ngƣời xung quanh khác đã đi du lịch sinh thái khuyến
khích tơi du lịch sinh thái 4.02 .918
4/ Nhận thức khả năng du lịch sinh thái 3.9950 .730
- KN1: Việc tham gia du lịch sinh thái là dễ dàng với tôi 3.93 .912
- KN2: Tơi tin tơi có các nguồn lực cần thiết để du lịch sinh thái 3.90 .819
- KN3: Việc tham gia du lịch sinh thái do tơi hồn tồn quyết định 4.15 .866
5/ Động lực du lịch sinh thái 4.2406 .632
- DL1: Tôi muốn du lịch sinh thái để nâng cao hiểu biết (về môi
trƣờng sinh thái, tự nhiên, văn hóa) 4.34 .757
- DL3: Tơi muốn du lịch sinh thái để khám phá những địa danh, văn
hóa mới lạ 4.44 .744
- DL4: Tôi muốn du lịch sinh thái để gần hơn với thiên nhiên, tận
hƣởng thiên nhiên 4.48 .718
- DL5: Tôi muốn du lịch sinh thái để có cảm giác thƣ giãn, tự do 4.43 .743
- DL6: Tôi muốn du lịch sinh thái để làm mới lại thể chất và tinh thần 4.31 .860
- DL7: Tơi muốn du lịch sinh thái để thốt khỏi thói quen hằng ngày 3.97 1.124
- DL8: Tôi muốn du lịch sinh thái để thêm nhiều niềm vui, làm cuộc