Phân tích độ tin cậy

CHƢƠNG 2 : PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

3.2. Phân tích độ tin cậy

Trong nghiên cứu này, phƣơng pháp nguyên tắc trục nhân tớ (Principal Axis Factoring) đƣợc sử dụng để phân tích nhân tớ. Năm nhân tớ chính với 17 thành tớ đƣợc đƣa vào hệ thống. Hai mƣơi hai (22) thành tớ của mơ hình SERVQUAL đƣợc phân tích. Kết quả cho thấy giá trị Kaiser-Meyer-Olkin là 0,813, và thử nghiệm Bartlett có ý nghĩa thống kê ở mức 0.000. Các giá trị riêng yếu tố lớn hơn hoặc bằng 1,0 và các biến với tải nhân tố lớn hơn 0,5. Có 07 thành tố của các nhân tố tải nhỏ hơn 0.5 đã đƣợc loại bỏ khỏi mơ hình (đó là các biễn hữu hình 3,4,5 (hh3, hh4, hh5); đảm bảo 4,5 (db4, db5); tin cậy 4 (tc4); đáp ứng 4(du4)).

Phân tích năm nhân tớ. Kết quả của phân tích nhân tớ cho thấy năm ́u tớ, chiếm 71.482% tổng phƣơng sai trích. Các ́u tớ mơ hình SERVQUAL đƣợc mã hóa là "tin cậy" (31,129), "đáp ứng" (13,049), "đảm bảo" (11,817), "đồng cảm" (9,184) và "hữu hình" (6,303). Để kiểm tra độ tin cậy và tính thớng nhất nội bộ của từng yếu tố, Kiểm định Cronbach alpha đƣợc tiến hành. Kết quả cho thấy các hệ số cronbach alpha của "tin cậy" là 0,894; 0,874 đối với "đáp ứng", 0,896 đối với "đảm

Bảng 3.2: Phân tích nhân tố chất lượng dịch vụ Pattern Matrixa Nhân tố tincay1 tincay2 tincay3 dapung1 dapung2 dapung3 dambao1 dambao2 dambao3 dongcam1 dongcam2 dongcam3 dongcam4 huuhinh1 huuhinh2 Giá trị riêng Phƣơng sai (%) Cronbach α

Tổng phương sai trích = 71.482, KMO = .813, p = .000

Về yếu tố sự hài lòng và ý định hành vi của du khách, có 7 thành tố đƣợc đƣa vào hệ thống. Kết quả cho thấy giá trị Kaiser-Meyer-Olkin là 0.841, và thử nghiệm của Bartlett có ý nghĩa thống kê ở mức 0,000. Các giá trị riêng yếu tố lớn hơn hoặc bằng 1,0 và các biến với tải nhân tố lớn hơn 0,5. Có 1 thành tố của các nhân tố tải

nhỏ hơn 0,5 đã đƣợc loại bỏ khỏi mơ hình (Hài lịng 4: điểm đến cho tơi nhiều lợi ích hơn những gì tơi đã bỏ ra).

Phân tích 2 nhân tớ về “sự hài lòng” và “ý định hành vi”, kết quả cho thấy 2 nhân tố, chiếm 62,662% tổng phƣơng sai. Các ́u tớ mơ hình đƣợc mã hóa là

"hailong" (47,986), "ý định hành vi" (14,676). Kiểm định Cronbach alpha đƣợc tiến

hành. Kết quả cho thấy các hệ số alpha của “hailong” là 0,806; và 0,760 đối với "ý

định hành vi" (Bảng 3.3).

Bảng 3.3: Phân tích nhân tố của sự hài lịng và ý định hành vi

Thành tớ Hailong1 Hailong2 Hailong3 Hanhvi1 Hanhvi 2 Hanhvi 3

Tổng phương sai trích = 62.662, KMO = .841, p = .000

Kết quả của phân tích nhân tớ đƣợc thể hiện trong bảng 3.2 và bảng 3.3 về phân tích nhân tớ của mơ hình chất lƣợng dịch vụ, sự hài lòng và ý định hành vi cho thấy hệ số Cronbach α dao động trong khoảng 0,9 – 0,6. Vì vậy chứng minh rằng tất cả các yếu tố đã đƣợc chấp nhận và đáng tin cậy theo khuyến cáo của Nunnally (1978).

Bảng 3.4: Mức độ tương quan giữa các biến

Tƣơng quan (Correlations)

TC DU DB DC HH HL HV

**. Tương quan có ý nghĩa thống kê ở mức 0.01 (2 chiều). *. Tương quan có ý nghĩa thống kê ở mức 0.05 (2 chiều).

Bảng 3.4 thể hiện phần lớn hệ số tƣơng quan của các biến rơi vào trong

khoảng [0,3 - 0,6] và tƣơng quan có ý nghĩa ở mức 0,05. Điều này chứng tỏ rằng mức độ đa cộng hiện có trong các biến là chấp nhận đƣợc và sẽ không ảnh hƣởng đến các phân tích hồi quy.

3.3. Phân tích mơ hình cấu trúc phù hợp và mơ hình hệ số (CFA)

Mơ hình đo lƣờng đƣợc quan sát tổng thể bằng cách tham khảo các chỉ số phù hợp khác nhau theo đề nghị của Byrne (2001), Kline (2005), Schumacker và Lomax (2004), và Tabachnick và Fidell (2007). Các chỉ số phù hợp với báo cáo trong nghiên cứu này là các lỗi bình phƣơng trung bình xấp xỉ (RMSEA) dành cho mơ hình phù hợp, và Tucker-Lewis Index (TLI) và chỉ sớ so sánh phù hợp (CFI) cho so sánh mơ hình nhằm chỉ ra rằng mơ hình là phù hợp và đầy đủ, các giá trị cắt bằng 0,90 hoặc cao hơn cho CFI và TLI (Byrne năm 2001; Kline, 2005; Schumacker và Lomax 2004), 0,08 hoặc thấp hơn cho RMSEA, và 0,5 trở lên đối với các biện pháp điều chỉnh của CFI (PCFI) (Byrne năm 2001; Kline, 2005;

Schumacker và Lomax, 2005). Các chỉ số đƣợc liệt kê trong bảng 4. Phạm vi chấp nhận cho định chuẩn x 2 là 1 - 5 (Schumacker và Lomax, 2005).

3.3.1. Đánh giá cấu trúc phù hợp của mơ hình SERVQUAL

Phân tích nhân tớ khẳng định (CFA) của các cấu trúc thuộc mơ hình SERQUAL cũng đƣợc thực hiện trong nghiên cứu này. Nghiên cứu sử dụng các ma trận hiệp phƣơng sai trong số 17 thành tớ đo lƣờng phân tích SEM đã đƣợc tiến hành để kiểm tra mối quan hệ giữa mỗi cặp của các cấu trúc nhƣ đã đƣa ra trong giả

thút. Mơ hình cho thấy x2 = 145, với 80 bậc tự do (df) và P-value = 0,04.

Về mặt kỹ thuật, giá trị P phải lớn hơn 0,05 thì mới có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên trong thực tế giá trị x2 rất nhạy cảm với cỡ mẫu và thƣờng xuyên bác bỏ trong khi mơ hình là phù hợp. Do đó, tỷ lệ của x2 trên d.f. đã đƣợc khuyến cáo nhƣ một sự phù hợp tốt hơn so với x2 (Hair và cộng sự, 2006). Mức độ phù hợp phổ biến của tỷ lệ x2

/ d.f. là dƣới 5 (mặc dù dƣới 3 thì tớt hơn). Trong mơ hình của nghiên cứu này tỷ lệ x2

/ d.f. là 1,811 (tức là 144,853/80) và (Pclose =0,578 > 0,5), cho thấy một sự phù hợp chấp nhận đƣợc. Hơn nữa, CFI = 0,976 và TLI= 0,968 (hai chỉ số quan trọng) đều cao hơn so với 0,95, bên cạnh đó RMSEA = 0,048 < 0,08 cho thấy mơ hình phù hợp. Các chỉ sớ khác (NFI = 0,948 và RFI = 0,931 > 0,9, PCFI = 0,762 và PNFI = 0,722 > 0.5) đều nằm trong phạm vi cho phép. Vì vậy mơ hình

Bảng 3.5: Các chỉ số đánh giá sự phù hợp của mơ hình SERQUAL x 2 /d.f. Pcolse CFI NFI TLI RFI RMSEA PCFI PNFI 59

3.3.2. Đánh giá cấu trúc phù hợp của mơ hình nghiên cứu đã chuẩn hóa

CFA tổng thể mơ hình nghiên cứu sau đó đƣợc thực hiện. Mơ hình ći cùng bao gồm 7 biến số và 21 thành tố. Nghiên cứu sử dụng các ma trận hiệp phƣơng sai trong số 21 thành tớ đo lƣờng phân tích SEM đã đƣợc tiến hành để kiểm tra mối quan hệ giữa mỗi cặp của các cấu trúc nhƣ đã đƣa ra trong giả thút. Mơ hình tổng thể cho thấy x2 = 326, với 172 bậc tự do (df) (p = 0.000).

Về mặt kỹ thuật, giá trị p phải lớn hơn 0,05 thì mới có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên trong thực tế giá trị x2 rất nhạy cảm với cỡ mẫu và thƣờng xuyên bác bỏ trong khi mơ hình là phù hợp. Do đó, tỷ lệ của x2 trên d.f. đã đƣợc khuyến cáo nhƣ một sự phù hợp tốt hơn so với x2 (Hair và cộng sự, 2006). Mức độ phù hợp phổ biến của tỷ lệ x / d.f. là dƣới 5 (mặc dù dƣới 3 thì tớt hơn).

Trong mơ hình của nghiên cứu này tỷ lệ x 2

/ d.f. 1,896 (326,056/172) và (Pclose = 0,531 > 0,5), cho thấy một sự phù hợp chấp nhận đƣợc. Hơn nữa, hai chỉ số quan trọng là CFI = 0,959 và TLI = 0,95 đều cao hơn hoặc bằng so với 0,95, bên cạnh đó RMSEA = 0,049 < 0,08 cho thấy mơ hình phù hợp. Các chỉ số khác (NFI = 0,918 và RFI = 0,90 >= 0,9; PCFI = 0,786 và PNFI = 0,752 > 0,5) đều nằm trong phạm vi cho phép. Vì vậy, mơ hình của nghiên cứu là phù hợp để tiến hành kiểm định.

Bảng 3.6: Các chỉ số đánh giá sự phù hợp của mơ hình tổng thể x 2 - test x 2 /d.f. Pcolse CFI NFI TLI RFI RMSEA PCFI PNFI

Qua phân tích nhân tớ khẳng đinh CFA cho hai mơ hình, có thể thấy đƣợc mơ hình giả thuyết đề xuất trong nghiên cứu có cấu trúc phù hợp để kiểm định các giả thuyết đƣa ra. Hình 3.1. và hình 3.2 mơ tả mơ hình kiểm định nhân tớ khẳng định.

Hình 3.2: Kết quả CFA với mơ hình đã chuẩn hóa

3.4. Kiểm định giả thuyết

3.4.1. Kiểm định mối tương quan giữa các biến trong mơ hình SERVQUAL và

sự hài lịng của du khách quốc tế (H1)

Bảng 3.7: Kết quả kiểm định giả thuyết

Hailong <-- Hailong <-- Hailong <-- Hailong <-- Hailong <-- Hanhvi <--

Qua phân tích SEM cho thấy không phải tất cả các mối quan hệ trong mơ hình giả thút đƣợc hỗ trợ (xem bảng 3.7). Kết quả chỉ ra rằng yếu tố tin cậy khơng có mới quan hệ tích cực đến sự hài lịng của du khách về các điểm du lịch (H1a: β = 0,117, t = 1,846, p = 0,065 > 0,05) (tiêu chuẩn p < 0,05). Có thể kết luận rằng giả thuyết H1a không đƣợc hỗ trợ khi tuyên bố "yếu tố tin cậy có tác đợng tích cực đến

sự hài lịng của khách du lịch" (giả thuyết H1a). Sự tin cậy của khách du lịch đối với

các điểm du lịch là rất hữu ích trong việc lập kế hoạch hoạt động quảng bá và marketing của du lịch Hà Nội, đặc biệt là các điểm di sản văn hóa, đây là điều cần chú ý trong phần thảo luận kết quả.

Kết quả dự đốn về mới quan hệ của ́u tớ đáp ứng và sự hài lịng của du khách là phù hợp với giả thuyết đƣợc đề xuất (H1b: β = 0,073, t = 1,968, p = 0,049 < 0,05). Theo nhƣ kết quả phân tích SEM, có thể thấy sự đáp ứng các nhu cầu của du khách ở Hà Nội là yếu tố dự báo cho sự hài lòng của du khách. Có thể kết luận rằng giả thuyết H1b đƣợc hỗ trợ khi tun bớ "yếu tố đáp ứng có tác đợng tích cực đến

sự hài lòng của khách du lịch". Theo quan điểm này, các nhà quản lý tại các khu di

tích di sản văn hóa cần cố gắng phát huy sự đáp ứng đối với du khách.

Mối quan hệ giữa sự đảm bảo và sự hài lòng của du khách cũng đƣợc hỗ trợ mãnh mẽ trong nghiên cứu này (H1c: β = 0,292, t = 5,831, p < 0,01). Kết quả này hàm ý rằng sự an toàn đối với du khách khi tới thăm các điểm du lịch di sản văn hóa là một trong những nhân tố quan trọng nhất. Hà Nội vớn đƣợc UNESSCO coi là thành phớ vì hịa bình nên việc các du khách đánh giá cao sự an toàn tại các điểm du lịch cũng là điều dễ hiểu. Khi các yếu tố này đƣợc sử dụng một cách thích hợp để quảng bá hình ảnh của Hà Nội sẽ là một trong những điểm mạnh để thu hút du khách q́c tế.

Tuy nhiên kết quả phân tích cho thấy ́u tớ đồng cảm khơng phải là ́u tớ ảnh hƣởng tích cực đến sự hài lòng của du khách và nhƣ vậy giả thuyết H1d đã không đƣợc hỗ trợ (H1d: β = 0,097, t = 0,086, p = 0,261 > 0,05). Kết quả này cho thấy một sự thật rằng nhân viên phục vụ hay hƣớng dẫn viên tại các điểm du lịch di sản văn hóa của Hà Nội chƣa thực sự chuyên nghiệp và không đƣợc đào tạo bài bản dẫn đến việc chƣa chia sẻ và có sự đồng cảm với du khách (hay nói cách khác nhân viên và hƣớng dẫn viên vẫn chƣa thực sự hiểu du khách).

Giả thuyết H1e kiểm định mối quan hệ giữa biến các ́u tớ hữu hình và sự hài lịng của khách du lịch đƣợc ủng hộ mạnh mẽ (H1e: β = 0,282, t = 3,781, p < 0,01). Có thể kết luận rằng giả thuyết H1e đƣợc hỗ trợ khi tuyên bố "yếu tố hữu hình có tác

đợng tích cực đến sự hài lịng của khách du lịch". Nhƣ vậy, ban quản lý các khu di tích, di sản văn hóa cần chú trọng hơn nữa vào việc đầu tƣ và bảo tồn các cơ sở vật chất tại các điểm du lịch.

3.4.2. Kiểm định mối tương quan sự hài lòng và lòng trung thành của du khách (H2)

Du khách chỉ hài lòng khi chất lƣợng dịch vụ tại các điểm đến du lịch đáp ứng hoặc vƣợt quá mong đợi, và do đó nó dẫn đến ý định quay trở lại hoặc giới

thiệu cho ngƣời khác tới điểm du lịch. Vì vậy, kiểm tra mới quan hệ giữa sự hài lòng của khách du lịch và ý định hành vi (sự hài lòng tổng thể càng cao sẽ ảnh hƣởng đến ý định hành vi quay trở lại và giới thiệu càng cao) đã đƣợc xác minh và đƣợc hỗ trợ (H2: β = 0,819; t = 11,331, p < 0,01).

3.4.3. Kiểm định sự khác biệt về hành vi dựa trên thông tin nhân khẩu học của khách du lịch (H3)

Kiểm định giả thuyết H3 nhằm biết thêm đặc điểm cá nhân của khách du lịch có liên quan đến ý định hành vi của họ nhƣ thế nào. Nghiên cứu này trƣớc hết là sử dụng phƣơng pháp T-test để kiểm tra ý định hành vi khác nhau giữa khách du lịch là nam và nữ. Sau đó, phƣơng pháp ANOVA đƣợc sử dụng để kiểm tra ý định hành vikhác nhau của khách du lịch dựa trên độ tuổi, tần xuất đến Hà Nội, và mục đích đi du lịch.

3.4.3.1. Ý định hành vi khác nhau phụ tḥc vào giới tính của khách du lịch Kiểm định T-test đƣợc sử dụng để xác định xem có sự khác biệt đáng kể nào giữa nam và nữ du khách trong ý định hành vi đối với các điểm du lịch di sản văn hóa tại Hà Nội hay không (Giả thuyết H3). Sử dụng alpha = 0,05, T-test độc lập cho thấy không có sự khác biệt nào trong ý định hành vi giữa du khách là nam và nữ (Levene‟s Test for Equality of Variances: P-value > 0,05). Mức độ trung bình của nam giới (Mean = 3,5812, SD = 0,65154) tức là không có sự khác nhau so với mức độ trung bình của nữ giới (Mean = 3,6802, SD = 0,66016). (Xem bảng 3.8)

Bảng 3.8: Ý định hành vi khác nhau giữa nam và nữ du khách

Thớng kê giới tính

Giới tính

Nam

HV

Nữ Levene‟s Test for Equality of Variances: P-value > 0.05 (P = 0.526)

3.4.3.2. Sự khác biệt về y định hành vi khác nhau phụ thuộc tần xuất đến Hà Nội

Kiểm định T-test đƣợc sử dụng để xác định xem có sự khác biệt đáng kể nào về ý định hành vi của những du khách có tần xuất đến Hà Nội là khác nhau hay không (Giả thuyết H3). Sử dụng alpha = 0,05, T-test độc lập cho thấy không có sự khác biệt nào trong ý định hành vi giữa các khách du lịch có tần xuất đến Hà Nội khác nhau. (Levene‟s Test for Equality of Variances: P-value > 0,05). Mức độ trung bình của lần đầu đến Hà Nội (Mean = 3,6284, SD = 0,65903) và của du khách đến Hà Nội hơn một lần (Mean = 3,6222, SD = 0,64589). (Xem bảng 3.9)

Bảng 3.9: Sự khác biệt về ý định hành vi đối với tần xuất đến Hà Nội

Thống kê tần xuất đến Hà Nội

Tần xuất

Lần đầu

HV

Hơn một lần Levene‟s Test for Equality of Variances: P-value > 0.05 (=0.810)

3.4.3.3. Sự khác biệt về ý định hành vi dựa trên sự khác biệt về độ tuổi

Đặt alpha = 0,05 đƣợc sử dụng cho từng phân tích một chiều. HSD Tukey đƣợc sử dụng để tiến hành so sánh. Sau khi kiểm tra ANOVA, kết quả cho thấy độ tuổi của những du khách tham gia trả lời không ảnh hƣởng đến sự khác biệt về ý định hành vi của họ đối với các điểm du lịch di sản văn hóa tại Hà Nội. (F = 0,227; P-value = 0,951). Điều này không hỗ trợ cho giả thuyết 3. (Xem bảng 3.10)

Bảng 3.10: ANOVA và ý định hành vi phụ thuộc vào độ tuổi của du khách ANOVA Giữa các nhóm Trong các nhóm Tổng số Độ tuổi Dưới 20 21–30 31–40 41–50 51–60 Trên 60 Tổng số

3.4.3.4. Sự khác biệt về ý định hành vi phụ tḥc vào mục đích du lịch

Đặt alpha = 0,05 đƣợc sử dụng cho từng phân tích một chiều. HSD Tukey đƣợc sử dụng để tiến hành so sánh. Sau khi kiểm tra ANOVA, kết quả cho thấy độ tuổi mục đích du lịch khơng ảnh hƣởng đến sự khác biệt về ý định hành vi của khách du lịch đối với các điểm du lịch di sản văn hóa tại Hà Nội. (F = 0,227; P-

value = 0,951). Điều này không hỗ trợ cho giả thuyết 3. (Xem bảng 3.11)

Bảng 3.11: ANOVA và ý định hành vi phụ thuộc vào mục đích du lịch

ANOVA Giữa các nhóm Trong các nhóm Tổng sớ Mục đích du lịch Tham quan Chữa bệnh Kinh doanh Giải trí Khác Tổng số

Test of homogeneity of Variances: Pvalue > 0.05

Mục đích chữa bệnh có độ lệch chuẩn khác biệt so với các mục đích cịn lại