Bang 3.9: Kiếm định KMO nhân tố hành vi phân loại rác thải
3.4.2. Phân tích hồi quy 1. Kiển định su phù hop của mô hình
Bảng 3.14: Mức độ giải thích của mô hình
Mô R R? R?hiệu | Saisố | Hệ số Durbin
hình chỉnh ước Watson
lượng
1 0.644 0.415 0.403 0.50053 1.678
96
a. Predictors (Constant), PCE, PBC, ATT, KNOC, SN, PRE b. Dependent Variable: BI
(Nguồn: Kết quả phân tích dé liệu của tác giả) Qua bảng 3.14, hệ số R* hiệu chỉnh (0.415) nhỏ hơn R2 (0.403) vì vậy dùng hệ số R? hiệu chỉnh để đánh giá độ phù hợp của mô hình sẽ an toàn hơn vì nó không thổi phồng mức độ phù hợp của mô hình. Với hệ số R? hiệu chỉnh bang 0.403 chứng tỏ mô hình hồi quy bội đã được xây dựng phủ hợp với tập dữ liệu là 40.3%. Nói cách khác, 40.3% biến thiên của ý định phân loại rác thải quan sát được giải thích bởi 06 yếu tố bao gồm: Tuyên truyền và các chính sách, Kiến thức và tiêu chuẩn phân loại, Chuẩn chủ quan, Thái độ, Kiểm soát
nhận thức hành vi và Chương trình quản lý rác thai sinh hoạt.
Bảng 3.15: Mức độ giải thích của mô hình
Mô R R2 R?hiệu | Saisố | Hệ số Durbin
hình chỉnh ước Watson
lượng
2 0.553% | 0.306 0.304 | 0.59486 1.375
a. Predictors (Constant), BI
b. Dependent Variable: WSB
(Nguon: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả) Tương tự với mô hình 1, trong mô hình thứ 2 ta thấy yếu tô hành vi phân loại rác thải sinh hoạt được giải thích bởi 30.4% yếu tố ý định phân loại trong
nghiên cứu này.
Từ giá trị Durbin-Watson cho thấy D1 = 1.678 và D2 = 1.375, giá trị D năm trong miền chấp nhận 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.
Bảng 3.16: Mức độ phù hợp của mô hình: Phân tích phương sai ANOVA
97
Mô hình Tổng | Bậctự | Trung bình F Sig
bình do (df) | bình phương
phương
1 | Hỏi quy | 52.003 6 8.667 34.595 | 0,000?
Phan dư | 73.406 | 293 0.251
Tổng | 125.409} 299
a. Predictors (Constant), PCE, PBC, ATT, KNOC, SN, PRE b. Dependent Variable: BI
(Nguôn: Kết quả phân tích dữ liệu cua tác giả) Phân tích ANOVA cho thấy thông số F có mức ý nghĩa (sig.) = 0.000, điều này chứng tỏ mô hình hồi quy xây dựng là phù hợp với bộ dit 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 mô hình có quan hệ đối với biến phụ thuộc ‹Ÿ định phân loại rác thải sinh hoạt” và biến “Hành vi phân loại rác thải sinh hoạt”.
Kết quả hồi quy cho thấy, có 06 yếu tô quan trọng tác động tới ý định phan loại rác thải đó là các yếu tổ Tuyên truyền và các chính sách, Kiến thức và tiêu chuẩn phân loại, Chuẩn chủ quan, Thái độ, Kiểm soát nhận thức hành vi và Chương trình quản lý rác thải sinh hoạt. Đồng thời biến ý định phân loại rác thải sinh hoạt có tác động tích cực đến hành vi phân loại rác thải sinh hoạt (S1g
< 0.05). Vì vậy 06 yếu tố này sẽ giữ lại trong mô hình hồi quy.
3.4.2.2. Kiểm định độc lập giữa các phan dư
“Vẽ đồ thị phân tán giữa các phần dư chuẩn hóa và giá trị dự đoán chuẩn hóa mà mô 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 không 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 biéu đồ của phần dư chuẩn hóa và giá trị phần dư đầu tiên đoán cho thấy, phần dư phân tán ngẫu nhiên trong 1
98
vùng xung quanh của tung độ) mà không tạo thành một hình dạng nào cả như
trong hình vẽ, như vậy ta sẽ không nhận thấy có liên hệ gì giữa các giá trị dự đoán và phần dư, do vậy giả định tuyến tính của mô hình hồi quy và phương sai bằng nhau được thỏa mãn.
Scatterplot
Dependent Variable: BI
Regression Standardized Residual 2 ° le} So ° ®@ ê / § ° õ le)°
T
3 -2 +1 0 1 na
Regression Standardized Predicted Value
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả)
Hình 3.1: Biểu đồ tần số Scatterplot về phân phối chuẩn phần dư
99
3.4.2.3. Kiểm định phân phối chuẩn
Histogram
Mean = -4.97E-15
50> Std. Dev. = 0.990
N= 300
Frequency i
k2 =1
10>
(Nguon: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả) Hình 3.2: Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa
Từ biểu đồ phân phối của phan dư cho thay giá trị trung bình của phan dư băng không và biéu đồ tần số của phan dư chuẩn hóa gần tuân theo phân phối chuẩn. Có một đường cong hình chuông trên hình là đường cong phân phối chuẩn, biểu đồ Histogram trong hình tương ứng với đường cong hình chuông đó. Bên cạnh đó, phân phối chuẩn của phần dư xấp xi chuẩn Mean=-4.97E —
15 (giá trị trung bình gần băng 0 )và độ lệch chuẩn Std. Dev = 0.990 (độ lệch chuẩn gần bằng 1). Vì vậy, có thé kết luận giả thuyết phân phối chuan của phan
dư không bi sai phạm.
100
Normal P-P Plot of Regression Standardized Residual
10
a8
0.6
Expected Cum Prob O4
Observed Cum Prob
(Nguồn: Kết qua phân tích dé liệu của tác giả) Hình 3.3: Biểu đồ tần số P — P
Biểu đồ tần số P - P cũng cho thấy các điểm của phần dư phân tán không cách xa mà phân tán ngẫu nhiên xung quanh đường chéo (đường thắng kỳ vong), kiém dinh bang Biểu đồ P-cP Plot thé hiện những giá tri của các điểm phân vị của phân phối của biến theo các phân vị của phân phối chuẩn.do đó giả định về phân phối chuẩn của phần dư được thỏa mãn.
3.4.2.5. Kiếm định da cộng tuyến
Hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation factor — VIF) đạt giá trị lớn nhất là 1.619 (nhỏ hơn 10) cho thấy các biến độc lập này không có quan hệ chặt chẽ với nhau nên không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra. Do đó, mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đáng kể đến kết quả giải thích của mô hình hồi quy.
101
3.4.2.6. Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Với các kết quả phân tích số liệu của mẫu nghiên cứu, kiểm định sự phù hợp của thang đo, phân tích yếu tố khám phá ở trên đủ điều kiện dé kết luận rằng, số liệu và các yêu tố là phù hợp dé chuyền sang bước phân tích tiếp theo.
Bảng 3.17: Thống kê phân tích các hệ số hồi quy với biến phụ thuộc BI
Mô hình Hệ số chưa Hệ số t Sig. Thong ké
chuẩn hóa chuẩn đa cộng hóa tuyến
B Sai số | Beta Dung | VIF chuẩn Sai
(Hang số) | 0.477 | 0.352 1.355 | 0.176
PRE 0.201 | 0.061 | 0.181 3.325 0.001 | 0.677 | 1.477 KNOC 0.529 | 0.051 | 0.522 | 10.389 | 0.000 | 0.792 | 1.263 SN 0.069 | 0.056 | 0.067 1.245 0.214 | 0.692 | 1.446 ATT 0.050 | 0.076 | 0.033 0.660 0.510 | 0.810 | 1.234 PBC -0.123 | 0.050 | -0.141 | -2.473 0.014 | 0.618 | 1.619 PCE 0.144 | 00.048) 0.151 | 2.986 | 0.003 | 0.779 | 1.284
Biến phụ thuộc: BI
(Nguôn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả) Từ bảng thống kê phân tích các hệ số hồi quy cho thấy 03 biến độc lập PRE, KNOC, PCE có tác động cùng chiều vào biến phụ thuộc BI vì hệ số hồi quy chuẩn hóa (B) của các biến này đều dương và có ý nghĩa thống kê (Sig. <
0.05). Biến PBC có hệ số hồi quy chuẩn hóa mang giá trị âm = -0.123 và Sig
= 0.014 < 0.05 nên biến độc lập PBC vẫn có sự tác động ngược chiều nên biến phụ thuộc BI, do đó không loại bỏ biến PBC. Tuy nhiên biến độc lập SN có hệ số Sig = 0.214 > 0.05 và biến độc lập ATT có hệ số Sig = 0.510 > 0.05 không
102
có sự tác động lên biến phụ thuộc BI nên biến độc lập SN và ATT cần được
bác bỏ.
Bảng 3.18: Thống kê phân tích các hệ số hồi quy với biến phụ thuộc WSB
Mô hình | Hệ số chưa Hệ số t Sig. Thong ké
chuẩn hóa chuẩn đa cộng hóa tuyến
B_ |Saisô Beta Dung | VIF chuẩn Sai
(Hang | 0.785 | 0.184 4.265 0.000 số)
BI 0.753 | 0.047 | 0.684 16.184 0.000 | 1.000 | 1.000
Bién phụ thuộc: WSB
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả) Các kết quả kiểm định giả thiết nghiên cứu đã cho thấy mối liên hệ và tác
động tích cực của ý định phân loại của người dân với hành vi phân loại rác thải
sinh hoạt của hộ gia đình với hệ số hồi quy là B = 0.753 (Sig 0.000).
Trong các yếu tố tác động đến ý định phân loại rác thải của hộ gia đình thì yếu tố Kiến thức và tiêu chuẩn phân loại có mức tác động cao nhất (Beta = 0.529), tiếp theo là yếu tổ Tuyên truyền và các chính sách (Beta = 0.201), yếu tố Chương trình quan lý rác thải sinh hoạt với Beta = 0.144 và yếu tổ Kiểm soát nhận thức hành vi có tác động ngược chiều (Beta = -0.123).
Giả thuyết 1 cho rằng kiến thức và tiêu chuẩn phân loại có mối quan hệ dương với ý định phân loại rác thải sinh hoạt. Các kết quả kiểm định giả thiết nghiên cứu đã cho thấy mối quan hệ và tác động tích cực của kiến thức phân loại với ý định phân loại rác thải sinh hoạt với hệ số hồi quy là BI = 0.529 (Sig
= 0.000). Kết quả đó cho phép kết luận giả thiết H1 có ý nghĩa. Kết quả giống
103
với nghiên cứu của Tran Pham Khanh Toan (2020) với B= 0.345 kiến thức phân loại có tác động mạnh nhất đến ý định phân loại chất thải.
HI: Kiến thức và tiêu chuẩn phân loại có mối quan hệ cùng chiéu với ý
định phân loại rác thải sinh hoạt.
Giả thuyết H2 cho răng Tuyên truyền và các chính sách có mối quan hệ dương với ý định phân loại rác thải sinh hoạt. Các kết quả kiểm định giả thiết nghiên cứu đã cho thấy mối quan hệ và tác động tích cực của PCS với ý định phân loại rác thải sinh hoạt với hệ số hồi quy là B2 = 0.201 (Sig = 0.000). Kết quả đó cho phép kết luận giả thiết H2 có ý nghĩa. Kết quả giống trong nghiên
cứu của Decal Tang, Lei Shi, Xiaojuan Huang, Z1q1an Zhao, Biao Zhou and
Brandon J. Bethel (2022). Hệ số hồi quy chuẩn hóa của công tác tuyên truyén, giáo dục về hành vi phân loại rác là 0,143 (p < 0.01) xét về yếu tố chính quyên.
Nếu người dân có kiến thức về các van đề môi trường, sẽ có nhiều khả năng tham gia vào các hoạt động phân loại rác hơn. Điều này cho thấy việc thực hiện các hoạt động tuyên truyền, giáo dục có lợi cho việc thúc đây và thúc đây người
dân tham gia vào hành vi phân loại rác thải sinh hoạt.
H2: Tuyên truyền và các chính sách có mối quan hệ cùng chiêu với ý định
phân loại rác thải sinh hoạt.
Giả thuyết 3 cho răng Chương trình quản lý rác thải sinh hoạt có mối quan hệ dương với ý định phân loại rác thải sinh hoạt. Các kết quả kiểm định giả
thiết nghiên cứu đã cho thấy mối quan hệ và tác động tích cực của PCE với ý định phân loại rác thải sinh hoạt với hệ số hồi quy là B3 = 0.114 (Sig = 0.000).
Kết quả đó cho phép kết luận giả thiết H3 có ý nghĩa. Kết quả giống trong
nghiên cứu của Decai Tang, Lei Shi, Xiaojuan Huang, Ziqian Zhao, Biao Zhou
and Brandon J. Bethel (2022), hệ số héi quy chuẩn hóa của tiêu chuẩn phân loại đối với hành vi phân loại rác là 0,155 (p < 0.01) cho thấy tiêu chuẩn phân loại
104
có tác động tích cực đến việc khuyến khích, thúc đây hành vi phân loại rác tại
hộ gia đình của người dân.
H3: Chương trình quản lý rác thải sinh hoạt có mối quan hệ cùng chiéu
với ý định phân loại rác thai sinh hoạt.
Giả thuyết 4 cho rằng nhận thức kiểm soát hành vi có mối quan hệ âm với ý định phân loại rác thải sinh hoạt. Các kết quả kiểm định giả thiết nghiên cứu
đã cho thấy mối quan hệ và tác động ngược chiều của nhận thức kiểm soát hành
vi với ý định phân loại rác thải sinh hoạt với hệ số hồi quy là j4 = -0.134 (Sig
= 0.027). Kết quả đó cho phép kết luận giả thiết H4 có ý nghĩa. Kết quả giống với nghiên cứu của Tran Pham Khanh Toan (2020), nhân tố Nhận thức kiểm soát hành vi ảnh hưởng tiêu cực đến ý định phân loại rác (B=- 0.177). Điều này
khác với trong nghiên cứu cua Lin Shen, Hongyun Si, Lei Yu and Haolun Si
(2018). Kết quả chỉ ra răng nhận thức kiêm soát hành vi là những yếu tố quan trọng nhất tác động đến ý định phân loại rác thải sinh hoạt của giới trẻ, theo sau đó là chuan chủ quan.
H4: Nhận thức kiểm soát hành vi có mối quan hệ ngược chiêu với ý định
phân loại rác thải sinh hoạt.
Giả thuyết 5 cho rằng ý định phân loại rác có mối quan hệ dương với ý định phân loại rác thải sinh hoạt. Các kết quả kiểm định giả thiết nghiên cứu đã cho thấy mối quan hệ và tác động tích cực của ý định với hành vi phân loại rác thải sinh hoạt với hệ số hồi quy là B5 = 0.753 (Sig = 0.000). Kết quả đó cho phép kết luận giả thiết H5 có ý nghĩa.
H5: Ý định phân loại rác thải có mối quan hệ cùng chiêu với hành vi phân
loại rác thải sinh hoạt.
105
Bảng 3.19: Tổng hợp kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu Giả Nội dung Kết quả
thuyết Sig. Két luan H1 | Tuyên truyền và các chính sách có tác Chấp nhận
động cùng chiều với ý định phân loại rác | 0.001 | giả thuyết
thải
H2 | Kiến thức và tiêu chuân phân loại có tác Chấp nhận động cùng chiều với ý định phân loại rác | 0.000 | giả thuyết
thải
H3 | Chuan chủ quan có tác động cùng chiều Bác bỏ giả
với ý định phân loại rác thải 0.218 thuyét
H4 | Thái độ có tác động cùng chiều với ý định Bác bỏ giả
phân loại rác thải 0510 thuyét
HS | Nhận thức kiêm soát hành vi có tác động Chấp nhận
ngược chiều với ý định phân loại rác thải 0.018 gia thuyét
H6 | Chương trình quan lý rác thai sinh hoạt có Chap nhan tác động cùng chiều với ý định phân loại | 0.003 | giả thuyết
rác thải
(Nguồn: Kết quả tổng hợp của tác giả) 3.5. Tóm tắt chương 3
Kết quả nghiên cứu giúp tác giả điều chỉnh lại thang đo cho phù hợp với hoàn cảnh tại Việt Nam. Cụ thê thang đo chuẩn chủ quan từ 05 biến quan sát được điều chỉnh thành 04 biến quan sát, thang đo tuyên truyền và giáo dục từ 05 biến quan sát được điều chỉnh thành 04 biến quan sát.
Sau khi kiểm định các giả thuyết đề ra, với 300 đối tượng khảo sát, kết quả cho thấy trong 06 giả thuyết, có 04 giả thuyết được chấp nhận và 02 giả
106
thuyết bác bỏ. Nghiên cứu cho thấy các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi phân loại rác thải sinh hoạt đó là tuyên truyền và các chính sách, kiến thức và tiêu chuẩn phân loại, kiểm soát nhận thức hành vi và chương trình quản lý rác thải sinh hoạt. Trong đó kiến thức và tiêu chuẩn phân loại là yêu tố có ảnh hưởng mạnh nhất đến hành vi phân loại rác thải. Bên cạnh đó tuyên truyền và các chính sách và chương trình quản lý rác thải sinh hoạt có ảnh hưởng đáng kể sau tuyên
truyên và các chính sách.
107