Có 151 71.9
Khơng 59 28.1
Nguồn : Xử lý số liệu SPSS phụ lục 2
4.4.3. Kết quả phân tích mơ hình hồi quy 4.4.3.1. Kiểm định độ phù hợp tổng quát
Kiểm định Omnibus cho thấy P = 0,000 < 0,01 (độ tin cây 99%). Như vậy các biến độc lập có mối quan hệ tuyến tính với biến phụ thuộc trong tổng thể hay mơ hình có ý nghĩa với 10 biến độc lập đưa vào mơ hình. Đồng thời dựa vào giá trị P = 0,000 < 0,1 tức R2 hiệu chỉnh khác 0, các biến được đưa vào phương trình hồi quy Binary Logistic thật sự tác động và giải thích sự thay đổi của biến phụ thuộc nên mơ hình phù hợp giải thích những nhân tố tác động đến mức độ đồng ý trả mức
28 26 24 21 19 11 4 0 10 20 30 25,000 vnđ 30,000 vnđ 35,000 vnđ 40,000 vnđ 45,000 vnđ 50,000 vnđ 55,000 vnđ Mức giá khảo sát WTP
giá đề xuất đối với dịch vụ thu gom rác thải sinh hoạt trên địa bàn TP Quy Nhơn, Bình Định.
4.4.3.2. Kiếm định sự phù hợp của mơ hình
Hồi quy Binary Logistic sử dụng chỉ tiêu -2LL (-2 Log Likelihood) để đánh giá độ phù hợp của mơ hình. -2LL càng nhỏ càng thể hiện độ phù hợp cao. Giá trị nhỏ nhất của -2LL là 0 (tức là khơng có sai số) khi đó mơ hình có độ phù hợp cao. Kết quả Bảng 4.6cho thấy giá trị của -2LL = 54.11 khơng cao lắm, như vậy nó thể hiện mức độ phù hợp khá tốt của mơ hình tổng thể. Hệ số tương quan Nagelkerke R Square đạt tới cho thấy 89.4% sự đồng ý trả mức phí dịch vụ đề xuất được giải thích bởi sự thay đổi các biến trong mơ hình. Như vậy có thể nói mơ hình nghiên cứu thực nghiệm của tác giả trên tổng thể 210 mẫu nghiên cứu là hợp lý (Kết quả bảng 4.6).
Bảng 4.6. Kiểm định phù hợp của mơ hình Model Summary
Step -2 Log likelihood Cox & Snell R Square Nagelkerke R Square
1 45.411a .621 .894
Nguồn : Xử lý số liệu SPSS phụ lục 3
4.4.3.3. Kiểm định mức độ giải thích của mơ hình
Với 153 đối tượng điều tra đồng ý với mức giá đề xuất cho dịch vụ thu gom rác trên địa bàn TP Quy Nhơn với mức giá 45.000 đồng thì mơ hình dự đốn đúng 148 đối tượng khảo sát, như vậy tỷ lệ dự đoán đúng là 98%. Đối với 58 đối tượng điều tra không đồng ý với mức giá đề xuất cho dịch vụ thu gom rác thì mơ hình dự đoán đúng là 55 đối tượng khảo sát, như vậy tỷ lệ dự đoán đúng là 91,5%. Như vậy, trong tổng số 210 đối tượng được phỏng vấn trên địa bàn TP Quy Nhơn, mơ hình dự đốn đúng là 203 đối tượng điều tra. Do đó, tỷ lệ dự đốn của tồn bộ mơ hình là 96.2%. Điều này cho thấy sự phù hợp của kết quả hồi quy Binary Logistic dưới đây của tác giả(Kết quả bảng 4.7).
Bảng 4.7. Mức độ giải thích của mơ hình Quan sát Quan sát Mức độ đồng ý trả mức giá thu dịch vụ chính xác Mức độ kết quả dự báo (%) Đồng ý Không đồng ý Chấp nhận giá 148 3 98.0 Không chấp nhận giá 5 54 91.5
Tỷ lệ dự báo chính xác của mơ hình 96.2
Nguồn : Xử lý số liệu SPSS phụ lục 3
4.4.3.4. Kết quả hồi quy Binary Logistic
Kết quả hồi quy tại Bảng 4.8cho thấy có 11biến tác động đến xác suất đồng ý tham gia dịch vụ được cải thiện với mức giá cao hơn hiện tạicó ý nghĩa thống kê khi đưa vào mơ hình (P < 0,1) bao gồm các biến số lượng rác (soluong), quan tâm đến việc xử lý rác (qtam), hài lòng dịch vụ thu gom (dichvuthugom), giá cả, phí (Price), giới tính (gender), tuổi (Age), cơng việc (Job), quy mơ hộ (quymoho), số người đi làm (songuoidilam), thu nhập của hộ gia đình (thunhapho), trình độ giáo dục (educ).
Bảng 4.8. Kết quả hồi quy Binary Logistic
Biến số Hệ số hồi quy B Sai số chuẩn S.E. Mức ý nghĩa Exp(B) Kiểm định Wald soluong 1.061 .433 .014 2.890 6.005 qtam 1.854 .918 .044 6.385 4.076 dichvuthugom 1.012 .577 .079 2.751 3.080 Price -.818 .171 .000 .441 22.834 gender 1.201 .869 .167 3.325 1.913 age .014 .039 .710 1.015 .138 job -.571 .280 .041 .565 4.156 quymoho 1.296 .603 .032 3.654 4.612 songuoidilam -1.463 .806 .070 .232 3.294 thunhapho .000 .000 .130 1.000 2.294
Biến số Hệ số hồi quy B Sai số chuẩn S.E. Mức ý nghĩa Exp(B) Kiểm định Wald educ -.072 .294 .806 .930 .060 Hằng số 23.416 7.194 .001 14766972 10.594 Nguồn : Xử lý số liệu SPSS phụ lục 3
Kết quả phân tích hồi quy bằng hàm binary logistic bằng phần mềm SPSS 22 với mẫu nghiên cứu bao gồm 210 hộ dân trên địa bàn TP Quy Nhơn phân theo các xã phường. Nghiên cứu mức độ sẵn sàng chi trả dịch vụ thu gom rác trên địa bàn TP Quy Nhơn với 11 biến quan sát thì có 04 biến khơng có ý nghĩa thống kê , 08 biến cịn lại có ý nghĩa ở các mức 90%, 95% và 99%. Thu nhập của hộ gia đình (thunhapho) có hệ số hồi quy dương có sig. = 0.120, tuy nhiên lại khơng có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 95%. Hệ số hồi quy mang dấu dương (+) tức quan hệ đồng biếnvới biến phụ thuộc, phù hợp với dấu kỳ vọng của mơ hình nghiên cứu đề nghị. Dấu dương của hệ số ước lượng chỉ ra rằng thu nhập ngày càng tăng thì mức WTP ngày càng tăng. Trong thực tế, thu nhâp có ảnh hưởng đến chi tiêu của hộ gia đình và khi thu nhập cao chi tiêu của gia đình đối với nhu cầu vật chất sẽ chiếm tỷ lệ nhỏ hơn so với phần chi tiêu cho nhu cầu tinh thần. Do đó nhiều người có thu nhập cao thì họ ln muốn sống trong môi trường sạch đẹp, khơng khí trong lành, khi đó nhận thức về giá trị và tầm quan trọng của môi trường xanh sạch đẹp đối với cuộc sống càng tăng do nhu cầu tiêu dùng hàng hố chất lượng mơi trường tăng lên nhanh chóng. Quy mơ hộ gia đình và số lượng rác thải có mối quan hệ cùng chiều so với mức độ sẵn lòng chi trả lệ phí rác thải của các hộ dân trên địa bàn TP Quy Nhơn. Hệ số hồi quy của các biến là lượt là 1.296 và 1.061 với mức ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 95% và 90%. Hệ số hồi quy có giá trị dương (+) tức quan hệ đồng biến với biến phụ thuộc WTP, phù hợp với dấu kỳ vọng của mơ hình nghiên cứu đề nghị. Yếu tố Số người đi làm có thu nhập (songuoidilam) tác động tiêu cực đến biến phụ thuộc mức độ sẵn lịng chi trả phí rác thải sinh hoạt trên địa bàn TP Quy Nhơn ngược với dấu kỳ vọng của mơ hình nghiên cứu đề nghị. Hiện nay nhiều người đi
làm việc sẽ làm tăng tổng thu nhập, tăng kiến thức về những tác hại về ô nhiễm môi trường do rác thải rắn (RTSH) gây ra làm gia tăng khả năng và sẵn lòng chi trả cho dịch vụ thu gom rác thải sinh hoạt. Kết quả hồi quy cho thấy, người đi làm tuy tăng nhưng thu nhập trung bình của từng thành viên trong hộ gia đình là thấp hơn so với gia đình có số người đi làm ít hơn. Do đó, WTP cho dịch vụ thu gom RTSH của HGĐ có số người đi làm càng nhiều sẽ thấp hơn. Nhân tố nghề nghiệp (job) với hệ số β7= -.571 với mức ý nghĩa thống kê 95%. Điều này cho thấy tác động tiêu cực đến mức độ sẵn lịng chi trả phí dịch vụ thu gom rác thải sinh hoạt cho thấy nghề nghiệp của chủ hộ khác nhau sẽ ảnh hưởng đến sẵn lịng chi trả phí dịch vụ. Sự hài lịng đối với dịch vụ thu gom (dichvuthugom) có hệ số β3 =1.102 với mức ý nghĩa thống kê 90%, tức quan hệ cùng chiều với biến phụ thuộc sự sẵn sàng chi trả phí dịch vụ thu hom rác, phù hợp với dấu kỳ vọng của mơ hình nghiên cứu đề nghị.
Khi khách hàng khơng hài lịng với dịch vụ thu gom RTSH hiện tại thì mức độ sẵn sàng chi trả của các hộ sẽ cao hơn. Hiện nay chất lượng dịch vụ thu gom rác thải sinh hoạt còn nhiều bất cập do nhiều nguyên nhân khác nhau. Cụ thể là dịch vụ thu gom hiện tại nên được cải tiến lại, thứ nhất là do thời gian thu gom không cố định phù hợp nên người dân không thể mang rác ra trước nhà để xe thu gom tới thu gom và phải chạy theo xe để đổ rác; thứ hai là tránh làm rơi vãi rác trong quá trình thu gom nhằm hạn chế việc gây ô nhiễm môi trường; thứ ba là cần tăng cường tần suất thu gom và cải tiến phương tiện thu gom. Bên cạnh đó là hộ dân chưa hài lòng với phong cách làm việc, thái độ văn hóa ứng xử của nhân viên mơi trường, cơng ty cổ phần Môi trường đô thị Quy Nhơn chưa thực sự đón nhận và phản hồi khiếu nại và đóng góp của khách hàng một cách đầy đủ kịp thời. Yếu tố giá cả dịch vụ (Price) có hệ số hồi quy β4=-0.818 có ý nghĩa thống kê ở cả ba mức 90%, 95% và 99%. Hệ số hồi quy âm có nghĩa là giá cả càng tăng thì mức độ sẵn lịng chi trả của người dân sẽ bị hạn chế, hiện nay mức gia thu gom rác được người dân chấp thuận, trong quá trình thảo luận tăng giá cả dịch vụ với người dân và cơ quan quản lý nhà nước thì các ý kiến cho rằng có thể tăng giá để nâng cao chất lượng dịch vụ, cơ sở vật chất và chăm sóc khách hàng song phải hợp lý nằm trong vùng chấp nhận chi trả và
thu nhập của người dân. Yếu tố quan tâm đến xử lý rác thải sinh hoạt (qtam) có hệ số hồi quy β2=1.854 với mức ý nghĩa 95%, cho thấy hoạt động xử lý rác thải sinh hoạt càng được cải thiện thì người dân ln sẵn lịng chi trả cho dịch vụ cao hơn.
Ước tính WTP:
Từ kết quả hồi quy, mức giá sẵn lòng chi trả trung bình cho dịch vụ thu gom rác tại thành Quy Nhơn được tính tốn:
𝑀𝑒𝑎𝑛𝑊𝑇𝑃 = 𝛽0+ ∑ 𝛽𝑖𝑋̅ (𝑖 = 2, … 11)
𝛽1 = 41.918 Trong đó
𝛽𝑖 lần lượt là các hệ số hồi quy các nhân tố ngoại trừ biến giá 𝛽0 là hệ số chặn của mơ hình hồi quy
𝛽1 là hệ số hồi quy của biến giá đề xuất
4.4.3.5. Ước lượng Turnbull
WTP trung bình của HGĐ ở thành phố Quy Nhơn đối với dịch vụ thu gom RTSH được cải thiện được tính tốn bằng phương pháp Turnbull. Đo lường trung bình WTP theo phương pháp phi tham số (Kết quả bảng 4.15):
- Tổng số mẫu quan sát là N= 210 (hộ gia đình). - Có j giá trị WTP khác nhau.
- tj là các mức giá mà các đáp viên sẵn lòng chi trả.
- hj là số hộ sẵn lòng chi trả tương ứng với các mức giá tj. - nj là tổng số hộ sẵn lòng chi trả cao hơn mức giá tj.
𝒏𝒋 = ∑ 𝒉𝒌 𝒋 𝒌=𝒋+𝟏 S(tj) là hàm “survivor fuction”. 𝐒(𝐭𝐉) = 𝐧𝐣 𝐍 - WTP trung bình là: 𝑴𝒆𝒂𝒏𝑾𝑻𝑷 = ∑ 𝐒(𝐭𝐉)(𝒕𝒋+𝟏− 𝒕) 𝑱 = 𝟒𝟎. 𝟖𝟑𝟑 𝒏𝒈𝒉ì𝒏đồ𝒏𝒈/𝒉ộ
Bảng 4.9. Ước lượng Turn bull Mức giá (tj) (nghìn Mức giá (tj) (nghìn đồng/hộ/tháng) Số người Số người đồng ý Tỷ lệ % WTP Turnbull ( nghìn đồng/hộ/tháng) trả lời 25 30 28 0.933 1.667 30 30 26 0.867 2.000 35 30 24 0.800 3.500 40 30 21 0.700 2.667 45 30 19 0.633 12.000 50 30 11 0.367 11.667 55 30 4 0.133 7.333 40.833
4.5. Kết quả nghiên cứu và thảo luận
Từ kết quả phân tích dữ liệu nghiên cứu ta thấy khi áp dụng mơ hình cho nghiên cứu các thang đo (bằng phỏng vấn) 210 hộ dân trên địa bàn Thành phố Quy Nhơn, Bình Định cho thấy khơng hình thành những khái niệm khác so với mơ hình gốc lý thuyết được tác giả xây dựngdựa trên các nghiên cứu của Ezebilo (2013), Margaret và cộng sự (2011). Có thể thấy trong nghiên cứu này đối với những môi trường văn hóa, giới tính, trình độ nhận thức khác nhau, kinh nghiệm, thời điểm nghiên cứu khác nhau, nơi làm việc khác nhau, vị trí làm việc… Có thể có những ảnh hưởng đánh giá của chuyên gia đối với các nhân tố ảnh hưởng vàsự sẵn sàng chi trả phí dịch vụ thu gom rác thải sinh hoạt của các hộ dân trên địa bàn TP Quy Nhơn. Và qua quá trình kiểm định sự phù hợp của mơ hình hồi quy Binary Logisticcho thấy Mơ hình nghiên cứu lý thuyết của tác giả phù hợp với thực tiễn quản lý dịch vụ thu gom rác thải sinh hoạt và hành vi chi trả cho dịch vụ rác thải sinh hoạt của các hộ dân trên địa bàn TP. Quy Nhơn bao gồm 11 biến độc lập: số lượng rác, quan tâm đến việc xử lý rác, hài lịng dịch vụ thu gom, giá cả, giới tính, tuổi , công việc, quy mô hộ, số người đi làm, thu nhập của hộ gia đình, trình độ giáo
dục. và 01 biến phụ thuộc đo lường sự sẵn sàng chi trả phí dịch vụ thu gom rác thải sinh hoạt của các hộ dân trên địa bàn TP. Quy Nhơn.
Giới tính của chủ hộ: Hệ số hồi quy mang dấu dương (+) tức quan hệ đồng
biến với biến phụ thuộc, phù hợp với dấu kỳ vọng của mơ hình nghiên cứu đề nghị được trích dẫn từ giả thiết của Margaret và cộng sự (2006). Chủ hộ là nam sẽ có WTP cao hơn đối với dịch vụ thu gom RTSH và nam giới thường có động cơ chi trả nhiều hơn so với nữ giới.
Thu nhập của hộ gia đình có hệ số hồi quy dương, tuy nhiên lại khơng có ý
nghĩa thống kê với độ tin cậy 95%. Tuy nhiên hệ số hồi quy quan hệ đồng biến với biến phụ thuộc, phù hợp với dấu kỳ vọng của mơ hình nghiên cứu của Se-Ju Ku và cộng sự (2009).Trong thực tế, nhiều người có thu nhập cao thì họ ln muốn sống trong môi trường sạch đẹp, khơng khí trong lành, khi đó nhận thức về giá trị và tầm quan trọng của môi trường xanh sạch đẹp đối với cuộc sống càng tăng do nhu cầu tiêu dùng hàng hố chất lượng mơi trường tăng lên nhanh chóng.
Quy mơ hộ gia đình và số lượng rác thải có mối quan hệ cùng chiều so với
mức độ sẵn lịng chi trả lệ phí rác thải của các hộ dân trên địa bàn TP Quy Nhơn phù hợp với dấu kỳ vọng của mơ hình nghiên cứu của Alhassan và Mohammed (2008). Kết quả nghiên cứu này cho thấy rằng quy mơ hộ gia đình càng tăng thì rõ ràng lượng rác thải càng tăng dẫn đến nhận thức về sự tăng phí sử dụng dịch vụ thu gom rác thải càng cao điều này dẫn đến mức độ sẵn lòng chi trả cho dịch vụ càng tăng.
Yếu tố số người đi làm có thu nhập tác động tiêu cực đến biến phụ thuộc
mức độ sẵn lịng chi trả phí rác thải sinh hoạt trên địa bàn TP Quy Nhơn ngược với dấu kỳ vọng của mơ hình nghiên cứu của Afroz và đồng sự (2010). Kết quả hồi quy cho thấy, người đi làm tuy tăng nhưng thu nhâp trung bình của từng thành viên trong hộ gia đình là thấp hơn so với gia đình có số người đi làm ít hơn. Do đó, WTP cho dịch vụ thu gom RTSH của HGĐ có số người đi làm càng nhiều sẽ thấp hơn.
Nhân tố nghề nghiệp tác động tiêu cực đến mức độ sẵn lịng chi trả phí dịch
nghề nghiệp của chủ hộ khác nhau đang ảnh hưởng tiêu cực đến sẵn lịng chi trả phí dịch vụ. Kết quả nghiên cứu này hoàn toàn phù hợp với các nghiên cứu trước đây của Rawshan và cộng sự (2007), Se-Ju Ku và cộng sự (2009).
Sự hài lòng đối với dịch vụ thu gom có mối quan hệ cùng chiều với biến phụ thuộc sự sẵn sàng chi trả phí dịch vụ thu hom rác, phù hợp với dấu kỳ vọng của mơ hình nghiên cứu của Margaret và cộng sự (2011). Dịch vụ thu gom hiện tại nên được cải tiến lại, thứ nhất là do thời gian thu gom không cố định phù hợp nên người dân không thể mang rác ra trước nhà để xe thu gom tới thu gom và phải chạy theo xe để đổ rác; thứ hai là tránh làm rơi vãi rác trong quá trình thu gom nhằm hạn chế việc gây ô nhiễm môi trường; thứ ba là cần tăng cường tần suất thu gom và cải tiến phương tiện thu gom. Bên cạnh đó là hộ dân chưa hài lịng với phong cách làm việc, thái độ văn hóa ứng xử của nhân viên môi trường, công ty cổ phần Môi trường Đô Thị Quy Nhơn chưa thực sự đón nhận và phản hồi và đóng góp của khách hàng một