TS. Bùi Thị Quỳnh Trang
Trường Đại học Thương mại
(Quanlynhanuoc.vn) – Thông qua tổng quan tài liệu, nghiên cứu đã tiếp cận tích hợp lý thuyết hành vi có kế hoạch (Ajzen,1991), lý thuyết động cơ (Dunne và cộng sự, 2007) và lý thuyết nhóm thế hệ (Strauss và Howe, 1991) để xác định được 5 nhóm yếu tố ảnh hưởng đến sự lựa chọn điểm đến du lịch trong nước của thế hệ gen Y, gồm: sự hấp dẫn của điểm đến du lịch, sự tiện lợi của điểm đến, nhóm tham khảo, chi phí tại điểm đến, mở rộng kiến thức và trải nghiệm. Một cuộc khảo sát dựa trên mẫu nghiên cứu gồm 207 khách du lịch nội địa đã và đang lựa chọn trải nghiệm du lịch tại các điểm du lịch trong nước. Dữ liệu sau khi thu thập được làm sạch và sử dụng phần mềm SPSS để đánh giá độ phù hợp, độ tin cậy và phân tích EFA nhằm kiểm định các mối quan hệ của mô hình nghiên cứu.
Từ khóa: Yếu tố ảnh hưởng, điểm đến du lịch, thế hệ gen Y.
1. Đặt vấn đề
Hành vi lựa chọn điểm đến du lịch của du khách thường được xác định là kết quả của nhiều sự lựa chọn (Woodside và Lysonski, 1989). Đứng trên góc độ khách du lịch, họ sẽ lựa chọn những điểm đến dựa trên sự tìm hiểu về các thông tin có liên quan đến điểm đến, chia sẻ kinh nghiệm của người thân, bạn bè, những người đã trải nghiệm để đưa ra quyết định lựa chọn phù hợp nhất ((Um và Crompton, 1990). Với cách lựa chọn này thường đi từ việc tham khảo, đánh giá cho đến quyết định lựa chọn trong khi toàn bộ sự lựa chọn dựa vào ký ức hay kinh nghiệm của bản thân (Crompton, 1992).
Xuất phát từ các mô hình nghiên cứu về hành vi (Morley, 1994; Um và Crompton,1990; Crompton, 1992) cho thấy, hành vi lựa chọn điểm đến du lịch của khách du lịch được tiếp cận theo nhiều quan điểm khác nhau dựa vào các quyết định liên quan trong tiến trình ra quyết định của mỗi người. Đặc biệt là quyết định của du khách luôn có sự thay đổi theo bối cảnh nghiên cứu khác nhau (Moital, 2006).
Trong những năm gần đây, các nghiên cứu trong và ngoài nước đã tập trung nghiên cứu về đặc điểm hành vi, tâm lý tiêu dùng du lịch của thế hệ gen Y. Theo đó, gen Y được đánh giá là tập khách hàng chủ chốt trong nhiều lĩnh vực vì họ có sức mua lớn và có tác động đáng kể đối với các nền kinh tế (Tangsupwattana và Liu, 2017). Họ cũng trở thành chủ đề quan trọng trong các nghiên cứu thuộc lĩnh vực marketing (Nguyen và Nguyen, 2020). Bên cạnh đó, khách du lịch gen Y đang ngày càng được quan tâm vì họ là thế hệ đi du lịch nhiều hơn bất kỳ thế hệ nào khác và tần suất này sẽ tăng lên khi thu nhập của họ tăng lên (Nielsen, 2017).
Việt Nam vẫn luôn được đánh giá là điểm đến có tiềm năng lớn để phát triển du lịch, có đủ sức cạnh tranh với các nước trong khu vực và thế giới. Những trung tâm du lịch lớn của Việt Nam, như: TP. Hồ Chí Minh, Hà Nội, Đà Nẵng, Phú Quốc, Nha Trang, Sa Pa, Hội An, Ninh Bình… ngày càng chứng minh vị thế là những thiên đường thu hút khách du lịch. Đối với khách nội địa, theo công bố từ Tổng cục Thống kê, trong tháng 6/2024, các điểm đến du lịch trong nước đã đón 14 triệu lượt khách, tăng 17% so với tháng trước và tăng gần 4% so với tháng 6/2023 (trong đó có khoảng 9,3 triệu lượt khách có lưu trú). Tính chung 6 tháng đầu năm, lượng khách nội địa đạt 66,5 triệu lượt, tăng 4% so với cùng kỳ năm ngoái. Tổng thu từ khách du lịch 6 tháng đầu năm 2024 ước đạt 436.500 tỷ đồng. Như vậy, có thể thấy, với tốc độ hiện đại hóa cơ sở hạ tầng du lịch nhanh, mạnh, cộng sự đa dạng, độc đáo về tài nguyên tự nhiên và nhân văn, Việt Nam có đầy đủ thế mạnh để có thể trở thành điểm đến sang trọng, hấp dẫn với khách du lịch trong nước.
Nghiên cứu về các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn điểm đến du lịch, có nhiều nghiên cứu có liên quan, tuy nhiên, mỗi tác giả lại đề cập dựa trên các cách tiếp cận khác nhau. Dựa trên các giai đoạn của quá trình ra quyết định đi du lịch, Mathieson và Wall (1982) đã xây dựng mô hình lý thuyết về các yếu tố ảnh hưởng dựa trên các bước ra quyết định đi du lịch của du khách. Dưới góc độ lý thuyết về động cơ (Mlozi và cộng sự, 2013) cho rằng, động cơ được xem như là lý do, nguyên nhân tâm lý, động lực và mục đích nhằm chỉ đạo hành động của du khách đi theo một hướng nhất định. Lý thuyết động cơ của (Dunn và cộng sự, 2007) và mô hình động cơ (Crompton, 1979) là cách tiếp cận được sử dụng với 2 nhóm yếu tố là động cơ đẩy và động cơ kéo.
Flannery và May (2000), Hsu và Chiu (2004) thì cho rằng, đó là lý thuyết hành vi có kế hoạch. Lý thuyết về hành vi có kế hoạch (Ajzen (1991) cung cấp một lời giải thích toàn diện và tích hợp cho nghiên cứu về ý định lựa chọn điểm đến trong lĩnh vực quản lý du lịch. Nghiên cứu hiện có gợi ý một số lượng lớn các công trình khoa học xã hội đã áp dụng mô hình lý thuyết hành vi có kế hoạch để giải thích về ý định của cá nhân. Như vậy, mỗi nghiên cứu đều có ý nghĩa duy nhất trong việc xác định khái niệm, thành phần và yếu tố ảnh hưởng đến hành vi lựa chọn điểm đến du lịch. Tuy nhiên, cách tiếp cận tích hợp dựa trên các lý thuyết về động cơ, lý thuyết hành động hợp lý (TPB) và lý thuyết nhóm thế hệ còn đang thiếu vắng trong các nghiên cứu nêu trên.
Do đó, mục tiêu của nghiên cứu này dựa trên việc tích hợp các lý thuyết hành vi có kế hoạch (TPB), lý thuyết động cơ và lý thuyết nhóm thế hệ để xác định các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi lựa chọn điểm đến du lịch trong nước của thế hệ gen Y tại Việt Nam. Bối cảnh nghiên cứu được thực hiện tại các điểm du lịch trong nước điển hình tại Việt Nam.
2. Cơ sở nghiên cứu
(1) Lý thuyết liên quan đến hành vi
Theo Shim và cộng sự (2001), ý định thực hiện một hành vi là nguyên nhân gần nhất của một hành vi. Ý định hành vi là mức độ mà một người hình thành các kế hoạch có ý thức để thực hiện hoặc không thực hiện một số hành vi xác định trong tương lai (Warshaw và Davis, 1985). Khi nghiên cứu về ý định hành vi, Ajzen và Fishbein (1975) đã phát triển lý thuyết hành động hợp lý (Theory of Reasoned Action – TRA). Theo TRA, ý định hành vi dẫn đến hành vi và nó được quyết định bởi thái độ cá nhân đối với hành vi cùng sự ảnh hưởng chuẩn mực mang tính chủ quan xung quanh việc thực hiện các hành vi đó. Thái độ được hiểu là cảm giác tích cực hoặc tiêu cực của cá nhân về việc thực hiện một hành vi nhất định. Cả chuẩn mực mang tính chủ quan và thái độ đều ảnh hưởng bởi niềm tin. Với quan điểm này, để hiểu được hành vi của một người cần đo lường thái độ của người đó đối với việc thực hiện hành vi này; đồng thời cũng cần hiểu bối cảnh, tức là những yếu tố từ môi trường bên ngoài có ảnh hưởng đến hành vi của người đó. Lý thuyết TRA cho rằng, ý định hành vi có thể được thực hiện hay không thực hiện hoàn toàn chịu sự kiểm soát của lý trí. Điều này làm giới hạn việc áp dụng lý thuyết TRA đối với việc nghiên cứu những hành vi nhất định.
Do đó, Ajzen (1985) đã mở rộng lý thuyết TRA bằng cách thêm yếu tố kiểm soát hành vi nhận thức và gọi đó là lý thuyết hành vi có kế hoạch (TPB). Lý thuyết TPB mở rộng hơn lý thuyết TRA với việc cho rằng, ý định thực hiện hành vi chịu ảnh hưởng bởi 3 yếu tố: thái độ đối với hành vi, chuẩn mực chủ quan và nhận thức kiểm soát hành vi. Với việc bổ sung thêm biến nhận thức kiểm soát hành vi, lý thuyết TPB đã chứng minh được giá trị và sự hiệu quả trong hàng loạt các nghiên cứu về tâm lý liên quan đến hành vi của con người. Chính vì vậy, TPB được ứng dụng khá rộng rãi trong nghiên cứu các hành vi mang tính xã hội
Bên cạnh đó, để giải thích hành vi lựa chọn điểm đến du lịch, các tác giả có tiếp cận với lý thuyết động cơ của Dunn và cộng sự (2007). Động cơ du lịch là lý do của hành động đi du lịch nhằm thoả mãn nhu cầu, mong muốn của khách du lịch; là nhân tố chủ quan khuyến khích mọi người hành động (Mlozi và cộng sự, 2013). Động cơ du lịch khuyến khích thực hiện hành vi du lịch. Lý thuyết động cơ của (Dunn và cộng sự, 2007) và mô hình động cơ (Crompton,1979) là cách tiếp cận với 2 nhóm yếu tố là động cơ đẩy và động cơ kéo. Trong đó, động cơ đẩy có ý nghĩa trong việc giải thích mong muốn đi du lịch, thể hiện các yếu tố bên trong hoặc các yếu tố thuộc về cảm xúc (Kim, Uysal và Yoon, 2005) và động cơ kéo giải thích cho hành động lựa chọn điểm đến hay loại hình du lịch. Động cơ kéo bao gồm các yếu tố bên ngoài liên quan đến các điểm thu hút du lịch (Swarbrooke và Horner, 2007).
(2) Lý thuyết thế hệ và đặc điểm của thế hệ gen Y
Theo Strauss và Howe (1990), thế hệ gen Y là nhóm những người được sinh ra trong cùng khoảng thời gian, có những trải nghiệm cuộc sống tương tự nhau với các sự kiện quan trọng trong những tháng năm cuộc đời của họ. Những trải nghiệm của các cá nhân trong mỗi nhóm có các giá trị, thái độ và niềm tin giống nhau, khiến họ khác biệt với các thế hệ khác (Brosdahl và Carpenter, 2011). Thế hệ gen Y là nhóm nhân khẩu học nằm giữa thế hệ X và thế hệ Z, (Messarra và cộng sự, 2016) xác định gen Y là những cá nhân sinh sau năm 1980. Dalla Pozza và cộng sự (2017) cho rằng, gen Y được xác định từ cuối những năm 1970. Tuy nhiên, sự khác biệt về dòng thời gian như vậy có thể chấp nhận được do sự khác biệt phổ biến giữa các quốc gia và nền văn hóa (Soares và cộng sự, 2017). Nghiên cứu này dựa trên đề xuất của Dalla Pozza và cộng sự (2017); Husnain và cộng sự (2019), gen Y được xác định là những cá nhân sinh từ năm 1977 đến 1994.
Trong lĩnh vực du lịch, gen Y thường có sự khát khao khám phá thế giới và trải nghiệm các nền văn hóa khác nhau. Họ thường yêu thích việc đi du lịch, khám phá địa điểm mới, trải nghiệm ẩm thực độc đáo và tìm hiểu đa dạng về các nền văn hóa. Du lịch đang được xem là một hoạt động đóng vai trò quan trọng trong cuộc sống của gen Y. Một thế hệ được ngành Du lịch xếp ưu tiên hàng đầu trong việc cung cấp dịch vụ (Cavagnaro, Staffieri và Postma, 2018; OECD, 2018).
Một số nghiên cứu tập trung làm sáng tỏ các vấn đề ảnh hưởng đến nhu cầu, ý định và sự lựa chọn điểm đến du lịch hoặc dịch vụ du lịch của gen Y, như: môi trường, sức khoẻ, gen Y đề cao tư duy “sống xanh”, thích những chuyến đi chi tiết với sự hỗ trợ của công nghệ hiện đại trong việc lập kế hoạch và lựa chọn điểm đến du lịch của họ (Sun, Fong, Law và Luk, 2016).
Đối với thế hệ gen Y, việc xây dựng, khám phá, trải nghiệm cuộc sống luôn là ưu tiên hàng đầu (Scotland, 2017). Theo Ketter (2020), gen Y là những du khách có tư tưởng cởi mở, họ tự tìm kiếm thông tin và khám phá mọi thứ. Một số nghiên cứu cho thấy, đặc điểm khách du lịch gen Y so với các thế hệ khác có sự khác nhau về mục đích tổ chức chuyến đi, hoạt động trong chuyến đi, thời gian và hình thức tổ chức, quá trình tổ chức chuyến đi và chi phí thực hiện chuyến đi.
3. Giả thuyết nghiên cứu và mô hình nghiên cứu
Theo Ajzen (1991), ý định hành vi là nhân tố bao quát toàn bộ các động cơ thúc đẩy hành vi, thể hiện sự nỗ lực, sẵn sàng khắc phục mọi khó khăn và có kế hoạch rõ ràng để thực hiện hành vi. Thêm vào đó, theo Mlozi và cộng sự (2013), động cơ du lịch là lý do của hành động đi du lịch nhằm thoả mãn nhu cầu, mong muốn của khách du lịch; là nhân tố chủ quan khuyến khích mọi người hành động. Do đó, trong phạm vi nghiên cứu, nhóm tác giả lựa chọn tiếp cận lý thuyết TPB (Ajzen,1991) và lý thuyết động cơ (Dunn và cộng sự, 2007) để xác định các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi lựa chọn điểm đến du lịch. Các yếu tố này được đặt trong nội dung lý thuyết nhóm thế hệ (Strauss và Howe, 1991) để lựa chọn ra những nhóm yếu tố phù hợp với đặc điểm của thế hệ gen Y tại Việt Nam.
Thứ nhất, theo TPB (Ajzen,1991), thái độ cá nhân được định nghĩa là những cảm giác tích cực hay tiêu cực của một cá nhân khi thực hiện hành vi đó. Nó được quyết định bởi niềm tin và sự đánh giá của cá nhân về những kết quả khi thực hiện hành vi. Bên cạnh đó, theo Dowson (2016), các hoạt động tham quan, giải trí, sự an toàn tại điểm đến sẽ có xu hướng tác động trong việc hình thành thái độ của khách du lịch. Theo lý thuyết động cơ (Dunn và cộng sự, 2007), sự hấp dẫn của điểm đến, sự tiện lợi bao gồm: khả năng tiếp cận, cơ sở hạ tầng là các yếu tố bên ngoài có ảnh hưởng đến ý định lựa chọn điểm đến du lịch của khách du lịch (Kumar Shekhar và Guleria, 2019). Do đó, các giả thuyết được đề xuất như sau:
Giả thuyết H1: Sự hấp dẫn của điểm đến có tác động thuận chiều đến ý định lựa chọn điểm đến du lịch trong nước.
Giả thuyết H2: Sự tiện lợi của điểm đến có tác động thuận chiều đến ý định lựa chọn điểm đến du lịch trong nước.
Thứ hai, chuẩn chủ quan được định nghĩa là nhận thức của một cá nhân về việc những người quan trọng đối với họ nghĩ rằng họ nên thực hiện hành vi hay không (Ajzen và Fishbein,1975; Ajzen, 1991). Theo Kim, Uysal và Yoon (2005), dựa trên lý thuyết về động cơ, nhóm yếu tố bên trong hoặc các yếu tố thuộc về cảm xúc của cá nhân, bao gồm: sự mong muốn khám phá, trải nghiệm, mở mang kiến thức; nghỉ ngơi thư giãn, hay đơn giản là dành thời gian bên gia đình… cũng ảnh hưởng mạnh mẽ đến ý định lựa chọn đi du lịch của khách du lịch.
Mọi người có xu hướng làm theo nhóm tham khảo của họ một cách có ý thức hoặc tiềm thức (Fernandes và Londhe, 2015). Việc lựa chọn điểm đến đáp ứng nhu cầu của khách du lịch có xu hướng bị ảnh hưởng bởi những người quan trọng đối với họ, từ đó cho rằng, ý định nên hay không nên thực hiện bị ảnh hưởng bởi nhận xét của những người quan trọng khác. Theo Kang và Schuett (2013), mạng xã hội là môi trường trung gian để giúp các cá nhân tiếp nhận và đánh giá những trải nghiệm của người đã có kinh nghiệm du lịch. Điều đó có nghĩa là, khách du lịch bị ảnh hưởng bởi những thông tin mà họ thu nhận được thông qua quá trình tiếp thu kinh nghiệm từ các nhóm tham khảo. Do đó, các giả thuyết được đề xuất như sau:
Giả thuyết H3: Nhóm tham khảo có tác động thuận chiều đến ý định lựa chọn điểm đến du lịch trong nước.
Giả thuyết H4: Mở rộng kiến thức và trải nghiệm có tác động thuận chiều đến ý định lựa chọn điểm đến du lịch trong nước.
Thứ ba, nhận thức kiểm soát hành vi được hiểu là nhận thức của cá nhân về sự khó khăn hay dễ dàng khi thực hiện hành vi (Ajzen, 1991). Nhận thức về kiểm soát hành vi đã được chứng minh là một yếu tố quan trọng quyết định ý định du lịch (Martin và cộng sự, 2011). Đối với dịch vụ du lịch, khi khách hàng càng có khả năng kiểm soát tốt hành vi của mình thì ý định sử dụng sẽ ngày càng tăng lên. Nhận thức dễ dàng hoặc khó khăn của du khách (kiểm soát hành vi cao/thấp) có thể góp phần đáng kể vào việc tăng hoặc giảm trong ý định của họ. Theo (Nicolau và Más, 2006; Seyidov và Adomaitienė, 2017), chi phí phát sinh khi đi du lịch là một trong những yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến ý định hành vi của khách du lịch. Chi phí điểm đến sẽ tác động đến việc hình thành ý định lựa chọn điểm đến của khách du lịch, nó liên quan đến các yếu tố như hoạt động được thực hiện, thời gian lưu trú và chi phí phát sinh trong chuyến đi. Do đó, giả thuyết được đề xuất như sau:
Giả thuyết H5: Chi phí tại điểm đến có tác động thuận chiều đến ý định lựa chọn điểm đến du lịch trong nước.
Thứ tư, theo TPB Ajzen (1991), hành vi của một cá nhân phụ thuộc vào mục đích của họ. Cấu trúc đầu tiên của lý thuyết này là ý định hành vi, là yếu tố động cơ ảnh hưởng đến hành vi. Ý định thực hiện một hành động ở mức độ cao thì khả năng thực hiện hành động ở đó càng cao. Người ta cũng nhận thấy, mối liên hệ thuận lợi giữa ý định của khách hàng và hành vi thực tế của họ trong một số nghiên cứu sử dụng TPB trong bối cảnh hành vi của người tiêu dùng (Peña-García và cộng sự, 2020; Li và cộng sự, 2021; Rausch và Kopplin, 2021). Hơn thế nữa, bằng chứng liên quan đến mối quan hệ giữa ý định và hành vi cũng đã được thu thập đối với nhiều loại hành vi khác nhau (Ajzen và Fishbein, 1980; Canary và Seibold, 1984; Sheppard, Hartwick và Warshaw, 1988). Do đó, giả thuyết được đề xuất như sau:
Giả thuyết H6: Ý định lựa chọn điểm đến du lịch trong nước có tác động thuận chiều đến hành vi lựa chọn điểm đến du lịch trong nước.
Dựa trên những cơ sở được phân tích, khung nghiên cứu được đề xuất như sau:
4. Phương pháp nghiên cứu
Theo tạp chí The Travel (Canada, 2023), Việt Nam đã lọt vào top 5 điểm đến tuyệt vời nhất tại Châu Á, đồng thời được đánh giá là một trong những quốc gia thanh bình nhất thế giới. Không chỉ hấp dẫn bởi nhiều kỳ quan thiên nhiên kỳ vĩ hay những bãi biển đẹp, Việt Nam còn thu hút du khách bởi những công trình kiến trúc in đậm dấu ấn lịch sử, văn hóa hàng thế kỷ. Trong những năm gần đây, hàng loạt giải thưởng danh giá về du lịch dành cho các điểm đến, di sản, sân golf, khách sạn, công ty lữ hành, hãng hàng không… của Việt Nam đã được các tổ chức uy tín thế giới trao tặng. Điều này cho thấy, Việt Nam không chỉ dựa vào tài nguyên thiên nhiên để phát triển du lịch mà còn tập trung đầu tư bài bản để cạnh tranh với các nước trong khu vực và thế giới
Với thị trường du lịch nội địa, hoạt động du lịch diễn ra sôi động trên toàn quốc với việc Bộ Văn hóa, Thể thao và Du lịch phát động chương trình kích cầu du lịch nội địa “Người Việt đi du lịch Việt – Việt Nam tôi yêu”. Hưởng ứng chương trình này, các địa phương, doanh nghiệp đã tung ra hàng loạt gói sản phẩm kích cầu hấp dẫn, tổ chức các sự kiện, lễ hội đa dạng, độc đáo để thu hút khách du lịch. Đối với khách nội địa, trong tháng 6/2024 đạt 14 triệu lượt khách, tăng gần 4% so với tháng 6/2023 (trong đó có khoảng 9,3 triệu lượt khách có lưu trú). Tính chung 6 tháng đầu năm, lượng khách nội địa đạt 66,5 triệu lượt, tăng 4% so với cùng kỳ năm 2023. Những con số này khẳng định các điểm đến trong nước vẫn rất hấp dẫn đối với khách nội địa.
Dựa trên những đặc trưng về tài nguyên du lịch và sự nổi bật về lượng khách du lịch, doanh thu du lịch, nghiên cứu đã lựa chọn bối cảnh nghiên cứu tập trung vào ba điểm du lịch điển hình là Hà Nội, Đà Nẵng và Nha Trang để triển khai thực hiện điều tra, khảo sát.
(1) Xây dựng bảng hỏi
Để có nguồn dữ liệu phục vụ nghiên cứu, tác giả đã kế thừa và phát triển một bảng câu hỏi với 26 thang đo. Trước khi đưa vào khảo sát, bảng hỏi đã được gửi đi tới các chuyên gia, nhà nghiên cứu trong lĩnh vực du lịch nhằm tham vấn ý kiến và hiệu chỉnh để bảo đảm độ tin cậy, dễ hiểu. Sau những nhận xét từ chuyên gia, một số mục hỏi đã được sửa đổi và bảng câu hỏi được hoàn thiện với kết cấu 3 phần: giới thiệu mục đích bảng hỏi; nội dung các câu hỏi và thông tin nhân khẩu học. Thước đo Likert được sử dụng với 5 mức độ (mức 1: hoàn toàn không đồng ý, mức 5: hoàn toàn đồng ý).
(2) Thu thập dữ liệu
Nghiên cứu thực hiện khảo sát với đối tượng tham gia là khách du lịch nội địa thuộc gen Y đã và đang tham gia trải nghiệm các điểm đến du lịch tại Việt Nam. Phương pháp lấy mẫu phi ngẫu nhiên chủ đích đã được sử dụng và thời gian thu thập dữ liệu kéo dài 4 tháng từ tháng 4/2024 – 8/2024. Tổng số 280 khảo sát đã được phân phối bằng cả 2 hình thức trực tiếp và gián tiếp qua ứng dụng Google Forms. Tổng số bảng hỏi hợp lệ thu về được từ 2 hình thức khảo sát là 207 đạt tỷ lệ 73,92%, trong đó nam giới tham gia trả lời cao hơn nữ giới với tỷ lệ lần lượt là 55,07% và 44,93%. Thêm vào đó, số ngày đi du lịch của gen Y trong khoảng 3-5 ngày chiếm tỷ lệ cao nhất với 63,29%, mức thu nhập từ 10 triệu đến dưới 20 triệu cũng chiếm phần lớn trong các mức thu nhập với tỷ lệ 45,41%.
5. Kết quả nghiên cứu
5.1. Phân tích độ tin cậy của các thang đo
Bảng 1. Độ tin cậy của các biến quan sát
| Thang đo | Số biến quan sát | Hệ số Cronbach alpha | Hệ số tương quan biến – tổng thấp nhất | Kết luận |
| Sự hấp dẫn của điểm đến (SHD) | 5 | 0,747 | 0,724 | Đạt yêu cầu |
| Nhóm tham khảo (NTK) | 5 | 0,615 | 0,724 | Đạt yêu cầu |
| Sự tiện lợi (STL) | 3 | 0,746 | 0,823 | Đạt yêu cầu |
| Mở rộng kiến thức và trải nghiệm (KNO) | 4 | 0,799 | 0,812 | Đạt yêu cầu |
| Chi phí tại điểm đến (CPL) | 3 | 0,660 | 0,716 | Đạt yêu cầu |
| Ý định lựa chọn điểm đến (YD) | 3 | 0,700 | 0,732 | Đạt yêu cầu |
| Hành vi lựa chọn điểm đến (HV) | 3 | 0,692 | 0,713 | Đạt yêu cầu |
Dựa trên kết quả đánh giá độ tin cậy của các thang đo cho thấy, các thang đo đều cho kết quả hệ số Cronbach’s Alpha > 0,6 và tương quan biến tổng của các biến quan sát đều lớn hơn 0,3. Vì vậy, các biến quan sát này đều đạt độ tin cậy cần thiết và không loại biến nào.
5.2. Phân tích nhân tố khám phá EFA
(1) Phân tích EFA đối với biến độc lập
Trước khi phân tích nhân tố khám phá, tác giả tiến hành kiểm tra ma trận xoay xem có biến nào bị loại bỏ. Sau lần kiểm tra ma trận xoay nhân tố lần thứ nhất, có 02 biến SHD5 và NTK5 là các biến xấu cần được loại và tiếp tục chạy lại ma trận xoay lần 2. Kết quả sau lần 2 vẫn còn 01 biến xấu là NTK4 cần được loại và tiếp tục chạy lại ma trận xoay lần 3. Tiến hành loại bỏ và chạy lại ma trận xoay lần 3 với kết quả như sau:
Bảng 2. Ma trận xoay nhân tố lần 3
| Rotated Component Matrixa | |||||
| Component | |||||
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | |
| SHD3 | .769 | ||||
| SHD4 | .767 | ||||
| SHD1 | .726 | ||||
| SHD2 | .718 | ||||
| KNO2 | .766 | ||||
| KNO3 | .745 | ||||
| KNO4 | .744 | ||||
| KNO1 | .724 | ||||
| CPL1 | .804 | ||||
| CPL2 | .798 | ||||
| CPL3 | .778 | ||||
| NTK3 | .783 | ||||
| NTK2 | .782 | ||||
| NTK1 | .782 | ||||
| STL2 | .807 | ||||
| STL1 | .781 | ||||
| STL3 | .736 | ||||
Kết quả chạy EFA cho thấy, bảng ma trận thành phần chính đã ổn định, với 5 nhân tố được đo lường thông qua 17 biến quan sát là: SHD1, SHD2, SHD3, SHD4; KNO1, KNO2, KNO3, KNO4; CPL1, CPL2, CPL3; NTK1, NTK2, NTK3; STL1, STL2, STL3.
* KMO and Bartlett’s Test
Bảng 3. Hệ số KMO và kiểm định Barlett
| KMO and Bartlett’s Test | ||
| Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. | .820 | |
| Bartlett’s Test of Sphericity | Approx. Chi-Square | 833.732 |
| df | 136 | |
| Sig. | .000 | |
Tiêu chuẩn của phương pháp phân tích nhân tố là chỉ số KMO phải lớn hơn 0.5 (Garson, 2003) và kiểm định Barlett’s có mức ý nghĩa sig < 0.05 để chứng tỏ dữ liệu dùng phân tích nhân tố là thích hợp và giữa các biến có tương quan với nhau.
Giá trị Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy (KMO)=0.820
Hệ số KMO=0.820 thỏa mãn điều kiện 0.5 KMO, điều này chứng tỏ dữ liệu dùng để phân tích nhân tố là hoàn toàn thích hợp.
Kết quả kiểm định Barlett’s là 833.732 với mức ý nghĩa Sig.= 0.000< 0.05 cho thấy, các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể.
* Phân tích nhân tố theo Principal components với phép quay Varimax
| Total Variance Explained | |||||||||
| Component | Initial Eigenvalues | Extraction Sums of Squared Loadings | Rotation Sums of Squared Loadings | ||||||
| Total | % of Variance | Cumulative % | Total | % of Variance | Cumulative % | Total | % of Variance | Cumulative % | |
| 1 | 5.136 | 30.214 | 30.214 | 5.136 | 30.214 | 30.214 | 2.521 | 14.830 | 14.830 |
| 2 | 1.761 | 10.360 | 40.574 | 1.761 | 10.360 | 40.574 | 2.420 | 14.233 | 29.063 |
| 3 | 1.506 | 8.857 | 49.431 | 1.506 | 8.857 | 49.431 | 2.081 | 12.244 | 41.307 |
| 4 | 1.383 | 8.136 | 57.567 | 1.383 | 8.136 | 57.567 | 2.067 | 12.159 | 53.466 |
| 5 | 1.314 | 7.731 | 65.298 | 1.314 | 7.731 | 65.298 | 2.011 | 11.832 | 65.298 |
| 6 | .724 | 4.261 | 69.558 | ||||||
| 7 | .702 | 4.128 | 73.686 | ||||||
| 8 | .620 | 3.648 | 77.334 | ||||||
| 9 | .600 | 3.527 | 80.861 | ||||||
| 10 | .541 | 3.182 | 84.043 | ||||||
| 11 | .474 | 2.790 | 86.833 | ||||||
| 12 | .449 | 2.640 | 89.473 | ||||||
| 13 | .428 | 2.520 | 91.992 | ||||||
| 14 | .386 | 2.273 | 94.265 | ||||||
| 15 | .366 | 2.154 | 96.419 | ||||||
| 16 | .333 | 1.960 | 98.379 | ||||||
| 17 | .275 | 1.621 | 100.000 | ||||||
Thực hiện phân tích nhân tố theo Principal components với phép quay Varimax. Kết quả cho thấy, giá trị tổng phương sai trích =65.298%> 50%: đạt yêu cầu; khi đó có thể nói rằng, các nhân tố này giải thích 65.298% biến thiên của dữ liệu. Giá trị hệ số Eigenvalues của các nhân tố đều cao (>1).
(2) Phân tích EFA đối với biến ý định lựa chọn điểm điến du lịch
* KMO and Bartlett’s Test
Bảng 5. Hệ số KMO và kiểm định Bartlett
| KMO and Bartlett’s Test | ||
| Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. | .707 | |
| Bartlett’s Test of Sphericity | Approx. Chi-Square | 132.450 |
| df | 3 | |
| Sig. | .000 | |
Hệ số KMO=0.707 thỏa mãn điều kiện. Do đó, phân tích nhân tố là phù hợp với dữ liệu thực tế. Kết quả kiểm định Bartlett’s Test of Sphericity có giá trị Sig= 0.000 thỏa mãn điều kiện Sig 0.05
* Phân tích nhân tố theo Principal components với phép quay Varimax
Bảng 6: Kiểm định nhân tố theo Principal components với phép quay Varimax
| Total Variance Explained | ||||||
| Component | Initial Eigenvalues | Extraction Sums of Squared Loadings | ||||
| Total | % of Variance | Cumulative % | Total | % of Variance | Cumulative % | |
| 1 | 2.120 | 70.682 | 70.682 | 2.120 | 70.682 | 70.682 |
| 2 | .462 | 15.399 | 86.081 | |||
| 3 | .418 | 13.919 | 100.000 | |||
| Extraction Method: Principal Component Analysis. | ||||||
Kết quả phân tích của bảng trên cho thấy, tổng phương sai trích ở dòng component đầu tiên và cột Cumulative% có giá trị phương sai cộng dồn các yếu tố là 70.682% và đã đáp ứng tiêu chuẩn > 50%. Kết luận: 70.682% thay đổi các nhân tố được giải thích bởi các biến quan sát. Giá trị Eigenvalues=2.120>1 và trích được 1 nhân tố mang ý nghĩa tóm tắt thông tin tốt nhất.
(3) Phân tích EFA đối với biến hành vi lựa chọn điểm đến du lịch
* KMO and Bartlett’s Test
Bảng 7. Hệ số KMO và kiểm định Bartlett
| KMO and Bartlett’s Test | ||
| Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. | .704 | |
| Bartlett’s Test of Sphericity | Approx. Chi-Square | 123.297 |
| df | 3 | |
| Sig. | .000 | |
Hệ số KMO=0.704 thỏa mãn điều kiện. Do đó, phân tích nhân tố là phù hợp với dữ liệu thực tế. Kết quả kiểm định Bartlett’s Test of Sphericity có giá trị Sig= 0.000 thỏa mãn điều kiện Sig 0.05
* Phân tích nhân tố theo Principal components với phép quay Varimax
Bảng 8: Kiểm định nhân tố theo Principal components với phép quay Varimax
| Total Variance Explained | ||||||
| Component | Initial Eigenvalues | Extraction Sums of Squared Loadings | ||||
| Total | % of Variance | Cumulative % | Total | % of Variance | Cumulative % | |
| 1 | 2.086 | 69.539 | 69.539 | 2.086 | 69.539 | 69.539 |
| 2 | .471 | 15.704 | 85.243 | |||
| 3 | .443 | 14.757 | 100.000 | |||
| Extraction Method: Principal Component Analysis. | ||||||
Kết quả phân tích của bảng trên cho thấy, tổng phương sai trích ở dòng component đầu tiên và cột Cumulative% có giá trị phương sai cộng dồn các yếu tố là 69.539% và đã đáp ứng tiêu chuẩn > 50%. Kết luận: 69.539% thay đổi các nhân tố được giải thích bởi các biến quan sát. Giá trị Eigenvalues=2.086>1 và trích được 1 nhân tố mang ý nghĩa tóm tắt thông tin tốt nhất.
5.3. Kết quả phân tích tương quan
Bảng 9: Ma trận hệ số tương quan
| HV | SHD | NTK | KNO | STL | CPL | YD | ||
| HV | Pearson Correlation | 1 | .548** | .509** | .562** | .463** | .618** | .738** |
| Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .000 | .000 | .000 | .000 | ||
| SHD | Pearson Correlation | 1 | .368** | .289** | .365** | .364** | .575** | |
| Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .000 | .000 | .000 | |||
| NTK | Pearson Correlation | 1 | .342** | .323** | .287** | .469** | ||
| Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .000 | .000 | ||||
| KNO | Pearson Correlation | 1 | .319** | .343** | .531** | |||
| Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .000 | |||||
| STL | Pearson Correlation | 1 | .320** | .520** | ||||
| Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | ||||||
| CPL | Pearson Correlation | 1 | .669** | |||||
| Sig. (2-tailed) | .000 | |||||||
| YD | Pearson Correlation | 1 | ||||||
| Sig. (2-tailed) | ||||||||
Kết quả phân tích tương quan Pearson cho thấy, tất cả các biến độc lập đều có mối quan hệ tuyến tính với biến phụ thuộc bởi giá trị sig của chúng đều bé hơn 0,5. Với kết quả như trên, tất cả các biến độc lập đều đạt điều kiện để đưa vào phân tích hồi quy.
Lúc này do chỉ có một nhân tố được trích nên ma trận không thể xoay nên tác giả tiến hành phân tích bảng ma trận chưa xoay (Component Matrixa). Hệ số tải của các biến quan sát đều thỏa mãn điều kiện khi đều >0.5.
Bảng 10: Ma trận xoay nhân tố
| Component Matrixa | |
| Component | |
| 1 | |
| YĐ3 | .839 |
| YĐ2 | .836 |
| YĐ1 | .827 |
5.4. Phân tích hồi quy đa biến
Bảng 11. Kết quả phân tích hồi quy đa biến Model Summary
| Model Summaryb | |||||
| Model | R | R Square | Adjusted R Square | Std. Error of the Estimate | Durbin-Watson |
| 1 | .829a | .688 | .677 | .43212 | 1.856 |
Giá trị R2 hiệu chỉnh bằng 0.677 cho thấy, biến độc lập đưa vào chạy hồi quy ảnh hưởng 67.7% sự thay đổi của biến phụ thuộc. Còn lại 32.3% là do các biến ngoài mô hình và sai số ngẫu nhiên.
Durbin-Watson (DW) dùng để kiểm định sự tương quan của các sai số kề nhau. Từ kết quả trên hệ số Durbin-Watson=1.856 nằm trong khoảng 1.5 đến 2.5 nên không có hiện tượng tự tương quan chuỗi bậc nhất xảy ra.
Bảng 12. Kết quả phân tích hồi quy đa biến ANOVA
| ANOVAa | ||||||
| Model | Sum of Squares | df | Mean Square | F | Sig. | |
| 1 | Regression | 59.633 | 5 | 11.927 | 63.872 | .000b |
| Residual | 27.075 | 145 | .187 | |||
| Total | 86.708 | 150 | ||||
| a. Dependent Variable: YD | ||||||
| b. Predictors: (Constant), CPL, NTK, STL, KNO, SHD | ||||||
Hệ số Sig kiểm định F bằng 0.000 < 0.05 như vậy, mô hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với dữ liệu và có thể sử dụng được, hay nói cách khác, biến độc lập có tương quan tuyến tính với các biến phụ thuộc với độ tin cậy 100%.
Bảng 13. Kết quả phân tích hồi quy đa biến Coefficientsa
| Coefficientsa | ||||||||
| Model | Unstandardized Coefficients | Standardized Coefficients | t | Sig. | Collinearity Statistics | |||
| B | Std. Error | Beta | Tolerance | VIF | ||||
| 1 | (Constant) | -.200 | .239 | -.840 | .402 | |||
| SHD | .249 | .054 | .249 | 4.639 | .000 | .748 | 1.337 | |
| NTK | .122 | .051 | .126 | 2.391 | .018 | .776 | 1.289 | |
| KNO | .221 | .054 | .216 | 4.121 | .000 | .787 | 1.271 | |
| STL | .174 | .048 | .190 | 3.604 | .000 | .778 | 1.286 | |
| CPL | .383 | .049 | .407 | 7.742 | .000 | .778 | 1.285 | |
| a. Dependent Variable: YD | ||||||||
Kiểm định hiện tượng tự tương quan của phần dư (Autocorrelation).
Theo kết quả phân tích trong bảng trên cho thấy, với số quan sát n = 151, số biến độc lập = 5, mức ý nghĩa 0,05 (95%), tra trong Bảng thống kê Durbin – Watson, dL (Trị số thống kê dưới) = 1,665 và dU (Trị số thống kê trên) = 1,802. Hệ số Durbin-Watson (d) = 1,856 nằm trong khoảng (dU; 4 – dU) hay nói cách khác hệ số Durbin-Watson (d) = 1,958 nằm trong khoảng (1,665; 2,198) nên không có hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư trong mô hình, mô hình nghiên cứu có ý nghĩa thống kê.
Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến (Multiple Collinearity).
Kết quả phân tích ở bảng trên cho thấy, hệ số phóng đại phương sai VIF của các biến độc lập trong mô hình đều rất nhỏ, có giá trị từ 1.285 đến 1,337 (nhỏ hơn 2), chứng tỏ mô hình hồi quy không vi phạm giả giả định về hiện tượng đa cộng tuyến, nên mô hình nghiên cứu có ý nghĩa thống kê.
Phương trình hồi quy chuẩn hóa:
YD = 0,249 * SHD + 0,126 * NTK + 0,216 * KNO + 0,190 * STL + 0,407 * CPL
Kết luận: Hệ số β của các yếu tố SHD, NTK, KNO, STL và CPL đều mang (+) nên mối quan hệ giữa của các yếu tố này và yếu tố YD là cùng chiều.
6. Kết luận và hàm ý
Dựa trên việc tiếp cận với các lý thuyết TPB (Ajzen, 1991), lý thuyết động cơ ((Dunn và cộng sự, 2007) và lý thuyết nhóm thế hệ (Strauss và Howe, 1991), nghiên cứu đã xác định được 5 nhóm yếu tố ảnh hưởng đến sự lựa chọn điểm đến du lịch trong nước của thế hệ Millennial, gồm: Sự hấp dẫn của điểm đến du lịch, Sự tiện lợi của điểm đến, Nhóm tham khảo, Chi phí tại điểm đến, mở rộng kiến thức và trải nghiệm.
Bằng việc ứng dụng phần mềm SPSS trong xử lý dữ liệu, kết quả nghiên cứu kiểm định cho thấy cả 5 yếu tố này đều ảnh hưởng đến ý định và hành vi lựa chọn điểm đến du lịch. Kết quả này góp phần cung cấp bằng chứng thực nghiệm về ảnh hưởng của các yếu tố đến hành vi lựa chọn điểm đến du lịch trong nước của thế hệ Millennial tại Việt Nam.
Từ kết quả nghiên cứu hàm ý rằng, một trong những giải pháp quan trọng là phải thay đổi suy nghĩ, ý định của thế hệ Millennial tại Việt Nam đối với điểm đến du lịch trong nước Việt Nam. Các giải pháp đặt ra bao gồm:
Thứ nhất, các cơ quan quản lý tại điểm đến du lịch cần phải tăng cường công tác truyền thông, quảng bá hình ảnh điểm đến, đặc biệt là những địa điểm nổi tiếng, phong cảnh đẹp nhằm thu hút đông đảo du khách ghé thăm; tăng cường bảo đảm môi trường du lịch an toàn và thân thiện, cải thiện và nâng cao chất lượng hệ thống cơ sở hạ tầng, cơ sở vật chất phục vụ du lịch nhằm gia tăng sự tiện lợi trong tiếp cận và sử dụng.
Thứ hai, về phía các doanh nghiệp du lịch, cần đầu tư vào việc khai thác và phát triển những sản phẩm du lịch mới mẻ như là chú trọng vào các sản phẩm du lịch mang tính khám phá và trải nghiệm phù hợp với đặc điểm nhu cầu của gen Y và với mức chi phí phù hợp; cùng với đó, từ kết quả nghiên cứu cho thấy, gen Y cũng chịu ảnh hưởng rất lớn từ việc học hỏi các nguồn thông tin từ các nhóm tham khảo. Chính vì vậy, các doanh nghiệp có thể xây dựng các diễn đàn cộng đồng du lịch, đẩy mạnh truyền thông và chuyển đổi số du lịch.
Thứ ba, các cơ quan quản lý nhà nước về du lịch và các doanh nghiệp du lịch cần có sự phối hợp chặt chẽ cùng cư dân địa phương để xây dựng thương hiệu các điểm đến du lịch trong nước xứng tầm với sự giàu có về cảnh quan, văn hóa và giá trị du lịch để thu hút gen Y thích khám phá, có khả năng chi tiêu.
Tài liệu tham khảo:
1. Ajzen, I. (1991). “The theory of planned behavior”. Organizational Behavior Human Decision Processes Vol. 50 (2), pp. 179 – 211.
2. Fishbein, M. & Ajzen, I. (1975). Belief, attitude, intention and behaviour: An introduction to theory and research. Reading, MA: Addison-Wesley.
3. Cavagnaro, E., Staffieri, S., & Postma, A (2018). Understanding millennials’ tourism experience: values and meaning to travel as a key for identifying target clusters for youth (sustainable) tourism. Journal of Tourism Futures, 4(1), 31 – 42.
4. Crompton, J.L. (1979). Motivations for pleasure vacation. Annals of Tourism Research. 6 (4). 408 – 424. https://doi.org/10.1016/0160-7383(79)90004-5.
5. Crompton, J. (1992). Structure of vacation destination choice sets. Annals of tourism research, 19 (3), 420 – 434.
6. Dalla Pozza, I., Heitz-Spahn, S., & Texier, L. (2017). Generation Y multichannel behaviour for complex services: the need for human contact embodied through a distance relationship. Journal of Strategic Marketing, 25 (3), 226 – 239. https://doi.org/10.1080/0965254X.2017.1299785
7. Dunne, G., Buckley, J., & Flanagan, S. (2007). City break motivation: The case of Dublin-A successful national capital. Journal of Travel & Tourism Marketing, 22 (3 – 4), 95 – 107. https://doi.org/10.1300/J073v22n03_08.
8. Fernandes, S., & Londhe, B. R. (2015). Influence of social reference group on buying behavior, a comparative study of working and nonworking women in bangalore-A pilot study analysis. Indian Journal of Science and Technology, 8, 95.
9. Flannery, B. L., & May, D. R. (2000). Environmental ethical decision making in the US metal-finishing industry. Academy of Management journal, 43 (4), 642 – 662.
10. Husnain, M., Rehman, B., Syed, F., & Akhtar, M.W. (2019). Personal and in-store factors influencing impulse buying behavior among generation Y consumers of small cities. Business Perspectives and Research, 7 (1), 92 – 107. https://doi.org/10.1177/2278533718800625.
11. Hsu, M. H., Chiu, C. M., & Ju, T. L. (2004). Determinants of continued use of the WWW: an integration of two theoretical models. Industrial management & data systems, 104 (9), 766 – 775.
12. Kumar, S., Shekhar, N.G., & Guleria, N. (2019). Understanding dynamics of niche tourism consumption through interpretive structure modeling. Saaransh: RKG Journal of Management, 11 (1), 40-48.
13. Li, L., Wang, Z., Li, Y., and Liao, A. 2021. Impacts of Consumer Innovativeness on the Intention to Purchase Sustainable Products. Sustainable Production and Consumption, 27, pp. 774-786. https://doi.org/10.1016/j.spc.2021.02.002.
14. Mathieson, A. (1982). Tourism: Economic, Physical and Social Impacts.
15. Messarra, L.C., Karkoulian, S., & El-Kassar, A.N. (2016). Conflict resolution styles and personality: The moderating effect of generation X and Y in a non-Western context. International journal of productivity and performance management, 65 (6), 792-810. https://doi. org/10.1108/IJPPM-01-2016-0014.
16. Mlozi, S., & Pesämaa, O. (2013). Adventure tourist destination choice in Tanzania. Current Issues in Tourism, 16 (1), 63 – 95. https://doi.org/10.1080/13683500.2011.647807.
17. Morley, C. L. (1994). Experimental destination choice analysis. Annals of tourism research, 21 (4), 780 – 791.
18. Moital, M. (2006). An evaluation of the factors influencing the adoption of e-commerce in the purchasing of leisure travel by the residents of Cascais, Portugal (Doctoral dissertation, Bournemouth University).
19. Nicolau, J.L., & Mas, F.J. (2006). The influence of distance and prices on the choice of tourist destinations: The moderating role of motivations. Tourism Management, 27 (5), 982 – 996. https://doi.org/10.1016/j.tourman.2005.09.009.
20. Peña-García, N., Gil-Saura, I., Rodríguez-Orejuela, A., and Siqueira-Junior, J. R. 2020. Purchase Intention and Purchase Behavior Online: A Cross-Cultural Approach. Heliyon, 6 (6), e04284. https://doi.org/10.1016/j.heliyon.2020.e04284.
21. Rausch, T. M. and Kopplin, C. S. (2021). Bridge the Gap: Consumers’ Purchase Intention and Behavior Regarding Sustainable Clothing. Journal of Cleaner Production, 278, pp. 123882. https://doi.org/10.1016/j.jclepro.2020.123882.
22. Seyidov, J., & Adomaitienė, R. (2016). Factors influencing local tourists’ decision-making on choosing a destination: a case of Azerbaijan. Ekonomika, 95 (3), 112-127. https://doi.org/10.15388/Ekon.2016.3.10332.
23. Sheppard, B. H., Hartwick, J., & Warshaw, P. R. (1988). The theory of reasoned action: A meta-analysis of past research with recommendations for modifications and future research. Journal of consumer research, 15 (3), 325-343.
24. Soares, A.M. (2018). Revisiting cultures’ consequences in international marketing studies. Journal of Global Scholars of Marketing Science, 28 (2), 214 – 220. https://doi.org/10.1080/21639159.2018.1434807.
25. Strauss, W., & Howe, N. (1991). Generations: The history of America’s future 1584 to 2069 (p. 538). William Morrow & Company.
26. Sun, S., Fong, L. H. N., Law, R., & Luk, C. (2016). An Investigation of Gen-Y’s Online Hotel Information Search: The Case of Hong Kong. Asia Pacific Journal of Tourism Research, 21 (4), 443 – 456.
27. Strauss, W., & Howe, N. (1997). The fourth turning: An American prophecy (p. 382). Broadway Books.
28. Swarbrooke, J., & Horner, S. (2007). Consumer behaviour in tourism. Routledge.
29. Tangsupwattana, W., & Liu, X. (2017). Symbolic consumption and Generation Y consumers: evidence from Thailand. Asia Pacific Journal of Marketing and Logistics, 29 (5), 917-932. 917-932. https://doi.org/10.1108/APJML-01-2017-0013
30. Um, S., & Crompton, J. L. (1990). Attitude determinants in tourism destination choice. Annals of tourism research, 17 (3), 432-448.
31. Warshaw, P. R., & Davis, F. D. (1985). Disentangling behavioral intention and behavioral expectation. Journal of experimental social psychology, 21 (3), 213 – 228.
32. Woodside, A.G., & MacDonald, R. (1994). General system framework of customer choice processes of tourism services. Spoilt for choice, 30, 31-59. http://hdl.handle.net/2345/3020.
33. Yoon, Y., & Uysal, M. (2005). An examination of the effects of motivation and satisfaction on destination loyalty: a structural model. Tourism management, 26 (1), 45 – 56. https://doi.org/10.1016/j.tourman.2003.08.016.
