Kết quả phân tắch độ tin cậy Cronbach Anpha cho các chỉ báo của 5 nhân tố ở trên đều tốt (trừ các biến RI1, PF5, PC1); vì vậy đầu vào cho phân tắch EFA này bao gồm 21 biến quan sát. Kết quả phân tắch qua các bƣớc cụ thể nhƣ sau:
Bảng 3.8: Kết quả phân tắch EFA lần đầu các nhân tố độc lập
Kiểm định KMO và Bartlett
Chỉ số KMO 0,750
Kiểm định Bartlett Thống kê chi bình phƣơng 2,109E3
Bậc tự do 210 Mức ý nghĩa 0,000
Hệ số KMO = 0,750 > 0,5 và Sig. = 0,000 do đó phƣơng pháp phân tắch EFA phù hợp với dữ liệu khảo sát. Ở lần phân tắch đầu tiên ta có % tắch lũy = 57,586% cho thấy các nhân tố này giải thắch đƣợc 57,586% độ biến thiên của dữ liệu. Qua các lần phân tắch nhân tố và loại bỏ các biến quan sát không đáp ứng đủ yêu cầu (xem phụ lục) ta có kết quả phân tắch nhƣ sau:
Bảng 3.9: Kết quả phân tắch EFA nhân tố độc lập
Kiểm định KMO và Bartlett
Chỉ số KMO 0,732
Kiểm định Bartlett Thống kê chi bình phƣơng 1,804E3
Bậc tự do 171 Mức ý nghĩa 0,000
Tổng số phƣơng sai giải thắch
Nhân tố
Giá trị riêng ban đầu
Tổng bình phƣơng của các hệ số đã trắch xuất Toàn phần % Phƣơng sai trắch % Tắch lũy Toàn phần % Phƣơng sai trắch % Tắch lũy 1 3,082 16,221 16,221 2,704 14,231 14,231 2 2,956 15,560 31,781 2,467 12,984 27,215 3 2,247 11,827 43,608 2,295 12,076 39,292 4 1,936 10,190 53,798 2,282 12,009 51,301 5 1,175 6,183 59,981 1,649 8,680 59,981 6 0,830 4,370 64,351 7 0,795 4,182 68,533 8 0,703 3,698 72,230 9 0,675 3,553 75,783 10 0,616 3,241 79,024 11 0,603 3,176 82,200 12 0,537 2,828 85,028 13 0,504 2,653 87,680 14 0,474 2,494 90,175 15 0,457 2,405 92,580 16 0,404 2,128 94,708 17 0,384 2,020 96,728 18 0,338 1,778 98,506 19 0,284 1,494 100,000
Sau khi loại biến không phù hợp ta có hệ số KMO = 0,732 > 0,5 và Sig. = 0,000, tuy hệ số KMO giảm so với lần kiểm định đầu tiên nhƣng có % tắch lũy = 59,981% (giải thắch đƣợc 59,981% độ biến thiên của dữ liệu) tăng lên so với lần đầu là 57,586% cho thấy việc loại biến làm mô hình tốt hơn.
Bảng 3.10: Bảng xoay ma trận thành phần
Xoay ma trận thành phần
Chỉ báo Nhân tố
Ký
hiệu Diễn giải 1 2 3 4 5
RI5 Không hiểu biết về thực phẩm (nguồn gốc, xuất xứ, cách chế
biến...) là nguyên nhân dẫn đến tâm lý e dè, ngại sử dụng. 0,773
RI4 Tôi e ngại mùi vị thực phẩm quá nồng mùi hƣơng liệu
không tự nhiên là do nó đƣợc ƣớp nhiều hóa chất phụ gia
0,758
RI2 Tôi e ngại màu sắc thực phẩm nhợt nhạt là không đƣợc
tƣơi ngon 0,719
RI6 Tôi e ngại nếu giá bán thực phẩm quá đắt hay quá rẻ 0,696
RI3 Tôi e ngại mùi vị thực phẩm có mùi khó chịu là do nó bị ƣơn 0,691
PF1 Ăn thực phẩm lạ khiến tôi e ngại (nếu tôi hoặc ngƣời
thân đã có tiền sử dị ứng với một loaị thực phẩm bất kỳ) 0,811
PF2 Tôi quan tâm thực phẩm có ảnh hƣởng đến sức khỏe
bản thân mình. 0,799
PF4 Ăn thực phẩm lạ khiến tôi e ngại nguy cơ bị lây một số
bệnh truyền nhiễm ở nơi du lịch. 0,773
PF3 Ăn thực phẩm lạ khiến tôi e ngại về vấn đề đƣờng ruột. 0,720
SN2 Gia đình muốn tôi sử dụng thực phẩm giống họ trong
chuyến du lịch 0,794
SN3 Bạn bè/ Đồng nghiệp mong đợi tôi sử dụng thực phẩm
giống họ trong chuyến du lịch 0,748
SN4 Bạn bè/ Đồng nghiệp muốn tôi sử dụng thực phẩm
giống họ trong chuyến du lịch 0,731
SN1 Gia đình mong đợi tôi sử dụng thực phẩm giống họ
trong chuyến du lịch 0,719
RO3 Tôi e ngại nếu tôi không tận mắt chứng kiến quy trình
chế biến ẩm thực 0,799
RO1 Tôi e ngại nơi cung ứng các nguyên liệu làm ra món ẩm
thực đó không tƣơi sống. 0,724
RO2 Tôi e ngại các yếu tố mất vệ sinh (khói bụi, ô nhiễm môi
trƣờng...) ảnh hƣởng đến nơi chế biến, cung cấp ẩm
thực 0,692
RO5 Tôi e ngại nếu nơi cung cấp ẩm thực không đảm bảo an
ninh và luôn bị làm phiền (bán hàng rong) 0,653
PC2 Tôi cảm thấy mâu thuẫn giữa thành viên trong chuyến
du lịch (gia đình/ bạn bè/ đồng nghiệp) khi cùng sử
dụng một loại thực phẩm 0,883
PC4 Sự bất đồng bởi các thành viên khác trong chuyến du
lịch (gia đình/ bạn bè/ đồng nghiệp) gây khó khăn cho tôi trong việc lựa chọn thực phẩm
Kết quả phân tắch cho ta thấy chỉ số KMO = 0,732 nằm trong phạm vi thắch hợp. 5 nhân tố đƣợc rút ra với tổng phƣơng sai trắch của 5 nhân tố này là 59,981%. Đồng thời các chỉ báo dự định đo lƣờng các cấu trúc khái niệm tƣơng đối cao (0,653Ờ 0,883) và không có trƣờng hợp nào một chỉ báo có trọng số nằm ở hai nhân tố điều này cho thấy dấu hiệu của tắnh đơn nghĩa, độ giá trị hội tụ và giá trị phân biệt của thang đo.
3.3.3 Phân tắch tương quan giữa các thang đo
Bảng 3.11: Phân tắch ma trận tương quan
Tƣơng quan CO RI PF SN RO PC CO Hệ số Pearson 1 - 0,259** - 0,104 0,326** - 0,162** - 0,083 Sig. (2 phắa) 0,000 0,054 0,000 0,003 0,124 N 345 345 345 345 345 345 RI Hệ số Pearson - 0,259** 1 0,000 0,000 0,000 0,000 Sig. (2 phắa) 0,000 1,000 1,000 1,000 1,000 N 345 345 345 345 345 345 PF Hệ số Pearson - 0,104 0,000 1 0,000 0,000 0,000 Sig. (2 phắa) 0,054 1,000 1,000 1,000 1,000 N 345 345 345 345 345 345 SN Hệ số Pearson 0,326** 0,000 0,000 1 0,000 0,000 Sig. (2- phắa) 0,000 1,000 1,000 1,000 1,000 N 345 345 345 345 345 345 RO Hệ số Pearson - 0,162** 0,000 0,000 0,000 1 0,000 Sig. (2- phắa) 0,003 1,000 1,000 1,000 1,000 N 345 345 345 345 345 345 PC Hệ số Pearson - 0,083 0,000 0,000 0,000 0,000 1 Sig. (2- phắa) 0,124 1,000 1,000 1,000 1,000 N 345 345 345 345 345 345 Dựa vào bảng phân tắch ta thấy xuất hiện hiện tƣợng tƣơng quan biến giữa biến Ộsự lựa chọn ẩm thựcỢ với biến Ộcảm nhận rủi ro ẩm thực bên trongỢ là - 0,259; với biến ỘChuẩn mực xã hộiỢ là 0,326; với biến Ộcảm nhận rủi ro ẩm thực bên ngoàiỢ là - 0,162; với biến Ộcảm nhận rủi ro bệnh lý ẩm thựcỢ là - 0,104; với
biến mâu thuẫn sở thắch là - 0,083. Đa số các biến đều có Sig. = 0,000 < 0,05 thể hiện tƣơng quan tuyến tắnh và có ý nghĩa thống kê (trừ biến PF, PC có sig > 0,05)
3.3.4 Mô hình hồi quy các nhân tố ảnh hưởng đến sự lựa chọn ẩm thực của du khách quốc tế tại Nha Trang
Phƣơng trình hồi quy tổng quát đƣợc xây dựng nhƣ sau:
ST(Y) = β0 + β1*RI + β2*RO + β3*PF + β4*PC + β5*SN + Ui
Trong đó:
ST: Đây là biến phụ thuộc ỘSự lựa chọn ẩm thựcỢ (CO)
Các biến độc lập: RI (Cảm nhận rủi ro ẩm thực bên trong); RO (Cảm nhận rủi ro ẩm thực bên ngoài); PF (Cảm nhận rủi ro bệnh lý ẩm thực); PC (Mâu thuẫn sở thắch); SN (Chuẩn mực xã hội).
Ui: Sai số ngẫu nhiên thứ i
Phân tắch hồi quy tuyến tắnh sẽ giúp ta biết đƣợc cƣờng độ ảnh hƣởng của các biến độc lập lên biến phụ thuộc. Để tiến hành phân tắch hồi quy tuyến tắnh các biến đƣợc đƣa vào mô hình hồi quy bằng phƣơng pháp Enter. Cụ thể phƣơng pháp hồi quy bội đƣợc sử dụng với 5 nhân tố thu đƣợc trong phần phân tắch EFA: RI (Cảm nhận rủi ro ẩm thực bên trong); RO (Cảm nhận rủi ro ẩm thực bên ngoài); PF (Cảm nhận rủi ro bệnh lý ẩm thực); PC (Mâu thuẫn sở thắch); SN (Chuẩn mực xã hội).
Bảng 3.12: Tóm tắt mô hình hồi quy
Tóm tắt mô hình
Mô hình
R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ƣớc lƣợng DurbinỜ Watson 1 0,466a 0,217 0,206 0,89122452 1,683 Kết quả ANOVAb Mô hình Tổng các độ lệch bình phƣơng Df Độ lệch bình phƣơng bình quân F Sig. 1 Phần hồi quy 74,739 5 14,948 18,819 0,000a Phần dƣ 269,261 339 0,794 Tổng 344,000 344
Từ bảng phân tắch ANOVA ta có giá trị F = 18,819; Sig. = 0,000 <0,05 điều này chứng tỏ mô hình hồi quy là phù hợp và có thể sử dụng đƣợc. Bên cạnh đó R2
hiệu chỉnh của mô hình là 0,206 cho biết biến độc lập giải thắch đƣợc 20,6% độ biến thiên của biến phụ thuộc
Bảng 3.13: Phân tắch hệ số hồi quy
Mô hình
Hệ số hồi quy chƣa
chuẩn hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa
T Sig.
Cộng tuyến
B Sai số
chuẩn Beta Tolerance VIF
1 Hằng số - 2,899E- 12 0,048 0,000 1,000 RI - 0,259 0,048 - 0,259 - 5,397 0,000 1,000 1,000 PF - 0,104 0,048 - 0,104 - 2,157 0,032 1,000 1,000 SN 0,326 0,048 0,326 6,779 0,000 1,000 1,000 RO - 0,162 0,048 - 0,162 - 3,372 0,001 1,000 1,000 PC - 0,083 0,048 - 0,083 - 1,728 0,085 1,000 1,000 Biến phụ thuộc: CO
Đại lƣợng Dubin Ờ Watson (d) = 1,683 gần bằng 2 nên các phần dƣ trong mẫu không vi phạm hiện tƣợng tƣơng quan với nhau (Mai Văn Nam, 2008).
Hệ số phóng đại phƣơng sai VIF của từng nhân tố đều < 2 chứng tỏ mô hình hồi quy không vi phạm hiện tƣợng đa cộng tuyến.
Nhìn vào biểu đồ phân phối phần dƣ, ta thấy mô hình đáp ứng đƣợc điều kiện phần dƣ, phân dƣ có phân phối xấp xỉ chuẩn (trung bình = 1,11E- 16 gần bằng 0, độ lệch chuẩn = 0,993).
Hình 3.1: Biểu đồ phần dư
Ngoài ra xem xét biểu đồ P- P Plot ta thấy, các điểm quan sát không phân tán khá xa đƣờng thẳng kỳ vọng do đó có thể kết luận phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Hình 3.2: Biểu đồ P- Plot
Qua đồ thị phân tán ta thấy các giá trị phần dƣ phân tán một cách ngẫu nhiên trong phạm vi không đổi, do đó ta có thể kết luận rằng phƣơng sai của sai số không đổi và mô hình hồi quy tuyến tắnh là phù hợp.
Hình 3.3: Đồ thị phân tán
Qua kiểm định các giả thuyết cho thấy mô hình thỏa mãn các điều kiện của giả thuyết về phân phối chuẩn, giả thuyết về hiện tƣợng tƣơng quan giữa các phần dƣ, giả thuyết về hiện tƣợng đa cộng tuyến, điều kiện về phần dƣ, giả thuyết về phƣơng sai của sai số không đổi. Do đó kết quả phân tắch mô hình hồi quy là đáng tin cậy.
3.3.5 Giải thắch kết quả phân tắch hồi quy tuyến tắnh đa biến
Bảng 3.14: Kết quả phân tắch hôi quy tuyến tắnh đa biến
Mô hình
Hệ số hồi quy chƣa
chuẩn hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa
T Sig.
Đa cộng tuyến
B Sai số
chuẩn Beta Tolerance VIF
Sự lựa chọn (CO) Hắng số - 2,899E- 12 0,048 0,000 1,000 RI - 0,259 0,048 - 0,259 - 5,397 0,000 1,000 1,000 PF - 0,104 0,048 - 0,104 - 2,157 0,032 1,000 1,000 SN 0,326 0,048 0,326 6,779 0,000 1,000 1,000 RO - 0,162 0,048 - 0,162 - 3,372 0,001 1,000 1,000 PC - 0,083 0,048 - 0,083 - 1,728 0,085 1,000 1,000
Dựa vào độ lớn của Beta cho thấy tác động dƣơng đến sự lựa chọn ẩm thực là Chuẩn mực xã hội (Beta = 0,326); các tác động âm lớn nhất là Cảm nhận rủi ro ẩm thực bên trong (Beta = - 0,259), rồi đến Cảm nhận rủi ro ẩm thực bên ngoài (Beta = - 0,162), tiếp theo là Cảm nhận rủi ro bệnh lý ẩm thực (Beta = - 0,104), cuối cùng là Mâu thuẫn sở thắch (Beta = - 0,083)
Từ đó ta có kết quả của phƣơng trình nhƣ sau:
CO(Y) = - 0,259*RI Ờ 0,162*RO Ờ 0,104*PF Ờ 0,083*PC + 0,326*SN
Hay: Lựa chọn = - 0,259* Cảm nhận rủi ro ẩm thực bên trong Ờ 0,162* Cảm
nhận rủi ro ẩm thực bên ngoài Ờ 0,104* Cảm nhận rủi ro bệnh lý ẩm thực Ờ 0,083* Mâu thuẫn sở thắch + 0,326*Chuẩn mực xã hội
Kết quả nghiên cứu cho thấy nhân tố Ộchuẩn mực xã hộiỢ là nhân tố ảnh hƣởng mạnh nhất đến sự lựa chọn ẩm thực của du khách quốc tế tại Nha Trang. Điều này chứng tỏ khi đi du lịch thì tác động của những ngƣời thân xung quanh sẽ chi phối nhiều nhất đến bản thân du khách đó để đƣa ra lựa chọn một món ẩm thực rồi mới tiến tới các yếu tố khác. Các nhân tố tiếp theo ảnh hƣởng ngƣợc chiều đến hành vi lựa chọn lần lƣợt là cảm nhận rủi ro ẩm thực bên trong, cảm nhận rủi ro ẩm thực bên ngoài, cảm nhận rủi ro bệnh lý ẩm thực, mâu thuẫn sở thắch. Do đối tƣợng chắnh của nghiên cứu này là du khách quốc tế có mức chi tiêu tƣơng đối cao vì vậy họ có rất nhiều lựa chọn về quán ăn và yếu tố vệ sinh sạch sẽ, vấn đề sức khỏe khi tiêu dùng thực phẩm lạ nơi du lịch khiến họ thật sự quan tâm.
3.3.6 Kiểm định các giả thuyết
Giả thuyết H1: Cảm nhận rủi ro ẩm thực bên trong tăng lên thì du khách hạn chế sử dụng ẩm thực khi du lịch.
Kết quả phân tắch hồi quy cho thấy: Cảm nhận rủi ro ẩm thực bên trong tác động âm vào sự lựa chọn ẩm thực của khách du lịch quốc tế tại Nha Trang (Beta = - 0,259 và sig. = 0,000). Nhƣ vậy nhân tố Cảm nhận rủi ro ẩm thực bên trong với sự lựa chọn có quan hệ nghịch biến với nhau.
Giả thuyết H2: Cảm nhận rủi ro ẩm thực bên ngoài tăng lên thì du khách hạn chế sử dụng ẩm thực khi đi du lịch.
Kết quả phân tắch hồi quy cho thấy: Cảm nhận rủi ro ẩm thực bên ngoài tác động âm vào sự lựa chọn ẩm thực của khách du lịch quốc tế tại Nha Trang (Beta = - 0,162 và sig. = 0,001). Nhƣ vậy nhân tố Cảm nhận rủi ro ẩm thực bên ngoài với sự lựa chọn có quan hệ nghịch biến với nhau.
Giả thuyết H3: Cảm nhận rủi ro bệnh lý về ẩm thực tăng lên thì du khách hạn chế sử dụng ẩm thực khi đi du lịch.
Kết quả phân tắch hồi quy cho thấy: Cảm nhận rủi ro bệnh lý ẩm thực tác động âm vào sự lựa chọn ẩm thực của khách du lịch quốc tế tại Nha Trang (Beta = - 0,104 và sig. = 0,032). Nhƣ vậy nhân tố Cảm nhận rủi ro bệnh lý ẩm thực với sự lựa chọn có quan hệ nghịch biến với nhau.
Giả thuyết H4: Mâu thuẫn về sở thắch ẩm thực tăng lên thì du khách hạn chế sử dụng ẩm thực khi đi du lịch.
Kết quả phân tắch hồi quy cho thấy: Mâu thuẫn sở thắch ẩm thực tác động âm vào sự lựa chọn ẩm thực của khách du lịch quốc tế tại Nha Trang. Hai nhân tố mâu thuẫn sở thắch ẩm thực với sự lựa chọn có quan hệ nghịch biến với nhau. (Beta = - 0,083 và sig. = 0,085) thông thƣờng mức ý nghĩa sig. < 0,05 tuy nhiên muốn có ý nghĩa thống kê thì tác giả sẽ lấy mức ý nghĩa sig.< 0,10.
Giả thuyết H5. Chuẩn mực xã hội tác động dƣơng đến sự lựa chọn ẩm thực của du khách.
Kết quả phân tắch hồi quy cho thấy: Chuẩn mực xã hội thật sự đã tác động dƣơng vào sự lựa chọn ẩm thực của khách du lịch quốc tế tại Nha Trang (Beta = 0,326 và sig. = 0,000). Nhƣ vậy nhân tố Chuẩn mực xã hội với sự lựa chọn có quan hệ đồng biến với nhau.
Hình 3.4: Mô hình hồi quy tuyến tắnh đa biến
Cảm nhận rủi ro bệnh lý Cảm nhận rủi ro bên ngoài Mâu thuẫn sở thắch Chuẩn mực xã hội Sự lựa chọn ẩm thực - 0,259 Cảm nhận rủi ro bên trong - 0,162 - 0,104 - 0,083 0,326
3.3.7 Phân tắch ANOVA
Sự lựa chọn ẩm thực theo giới tắnh
Bảng 3.15: Kiểm đinh phương sai theo giới tắnh
Kiểm định phƣơng sai đồng nhất
CO
Levene Statistic df1 df2 Sig. 2,426 1 343 0,120
Bảng 3.16: Kiểm định ANOVA theo giới tắnh
Kiểm định ANOVA Ờ Giới tắnh
CO
Tổng các độ lệch
bình phƣơng Df
Độ lệch bình
phƣơng bình quân F Sig. Giữa các nhóm 0,854 1 0,854 0,854 0,356 Trong nhóm 343,146 343 1,000
Tổng 344,000 344
Xét về giới tắnh tiêu chuẩn levene có mức ý nghĩa Sig. = 0,12 > 0,05 nghĩa là không có sự khác biệt về phƣơng sai của biến sự lựa chọn với 2 nhóm giới tắnh Nam và Nữ. Vậy phân tắch ANOVA trong trƣờng hợp này là phù hợp.
Kết quả phân tắch ANOVA ở bảng trên cho thấy giá trị F ứng với mức ý nghĩa 0,356 > 0,05 (5%). Điều này cho phép khẳng định không có sự khác nhau về sự lựa chọn ẩm thực giữa Nam và Nữ.
Sự lựa chọn ẩm thực theo nhóm tuổi