TS. Kiều Thu Hương
Trường Đại học Thương mại
(Quanlynhanuoc.vn) – Nghiên cứu sử dụng thuyết hành vi dự định để xác định các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi du lịch xanh của khách du lịch nội địa Việt Nam, bao gồm thái độ với hành vi, nhận thức kiểm soát hành vi và chuẩn chủ quan ảnh hưởng tới ý định mua sản phẩm du lịch xanh và ý định mua sản phẩm du lịch xanh ảnh hưởng đến hành vi mua sản phẩm du lịch xanh của khách du lịch nội địa Việt Nam. Tác giả đã tiến hành khảo sát trên mẫu nghiên cứu gồm 327 khách du lịch nội địa Việt Nam, sau đó sử dụng phần mềm SPSS để phân tích. Kết quả phân tích hồi quy đa biến cho thấy, các yếu tố đưa vào mô hình phân tích đều tác động thuận chiều đến hành vi du lịch xanh của khách du lịch nội địa Việt Nam; trong đó nhân tố thái độ có hệ số tác động lớn nhất.
Từ khóa: Du lịch xanh; Hành vi du lịch; hành vi du lịch xanh; lý thuyết hành vi hoạch định
1. Đặt vấn đề
Dự đoán hành vi của con người là mục tiêu của rất nhiều những nghiên cứu trong lĩnh vực tâm lý xã hội học (Chang, 1998). Cũng có rất nhiều những lý thuyết đã được ra đời nhằm nghiên cứu về hành vi khách hàng, như thuyết hành động hợp lý cùng với các lý thuyết mở rộng của nó. Điển hình trong các thuyết mở rộng là thuyết hành vi có kế hoạch (Ajzen, 1985; 1991), lý thuyết này được sử dụng trong nhiều nghiên cứu và được đánh giá cao về tính hữu ích trong dự đoán các hành vi khác nhau của con người.
Nghiên cứu hành vi tiêu dùng xanh trở thành một xu hướng tất yếu của nhiều nước trên thế giới và hiện nay người tiêu dùng Việt Nam cũng đang dần tiếp cận với xu hướng đó. Người tiêu dùng thông minh không chỉ mong muốn được sử dụng một sản phẩm tốt mà còn phải an toàn, tiết kiệm và thân thiện với môi trường (Jauhari, Manaktola, & Jauhari, 2007). Khách du lịch có xu hướng lựa chọn điểm đến du lịch mà ở đó thiên nhiên được bảo vệ, môi trường cảnh quan du lịch không bị ô nhiễm và thỏa mãn kỳ vọng khi đi du lịch (Moore, 2010). Khách du lịch sẵn sàng chấp nhận chi trả khi lựa chọn cơ sở lưu trú xanh, dịch vụ du lịch xanh với chi phí cao hơn (Chia-Jung & Pei-Chun, 2014).
Khách du lịch nội địa Việt Nam có vai trò quan trọng đối với ngành du lịch Việt Nam. Trong những giai đoạn khó khăn như dịch bệnh, khủng hoảng kinh tế,… thị trường du lịch nội địa thực sự là điểm tựa cho sự phục hồi ngành du lịch, góp phần thúc đẩy sự phát triển của các doanh nghiệp, nền kinh tế địa phương và phân phối lại thu nhập quốc dân giữa các vùng. Với sự phát triển của khách du lịch nội địa, du lịch xanh không chỉ là mối quan tâm của ngành du lịch, của các điểm đến du lịch, các doanh nghiệp du lịch, mà chính là nhu cầu của chính thị trường khách du lịch nội địa Việt Nam.
Phát triển du lịch xanh là hướng phát triển phù hợp, do những giá trị mà du lịch xanh mang lại về kinh tế và văn hóa xã hội. Việt Nam còn có tiềm năng lớn trong việc phát triển du lịch xanh với nguồn tài nguyên phong phú và đa dạng, có nhiều danh lam thắng cảnh đẹp cùng với các di tích lịch sử, nền văn hoá đậm đà bản sắc dân tộc và đa dạng, con người hòa đồng thân thiện. Tuy nhiên, việc thực hiện du lịch xanh vẫn còn ở giai đoạn khởi đầu, có nhiều khó khăn do đầu tư cơ sở hạ tầng chưa đồng bộ và ý thức của đơn vị kinh doanh du lịch, cộng đồng trong việc bảo vệ môi trường, cảnh quan, thiên nhiên chưa cao, nhiều khách du lịch nội địa chưa sẵn sàng chi nhiều tiền hơn cho các dịch vụ du lịch xanh trong quá trình đi du lịch.
Chính vì những lý do trên, việc nghiên cứu về hành vi du lịch xanh của khách du lịch nội địa Việt Nam nhằm đưa ra những giải pháp khuyến khích hành vi du lịch xanh của khách là thực sự cần thiết và phù hợp với định hướng lâu dài của ngành du lịch trong điều kiện đầy biến động của môi trường hiện nay.
2. Cơ sở lý thuyết
Thuyết hành vi dự định TPB (Theory of Planned Behavior), được phát triển từ lý thuyết hành động hợp lý TRA. Theo TRA, để hiểu được hành vi của một người cần đo lường thái độ của người đó đối với việc thực hiện hành vi, ngoài ra còn cần hiểu những yếu tố môi trường bên ngoài ảnh hưởng tới hành vi của người đó. Hạn chế lớn nhất của TRA là giả định rằng một hành vi có thể được dự báo hoặc giải thích bởi các xu hướng hành vi để thực hiện hành vi đó. Các xu hướng hành vi được giả sử bao gồm các nhân tố động cơ mà ảnh hưởng đến hành vi, và được định nghĩa như là mức độ nỗ lực mà mọi người cố gắng để thực hiện hành vi đó. Mô hình thuyết hành vi dự định được thể hiện như sau (xem hình 1).
Xu hướng hành vi lại là một hàm của ba nhân tố: (1) Thái độ là đánh giá tích cực hay tiêu cực về hành vi thực hiện; (2) Ảnh hưởng xã hội mà đề cập đến sức ép xã hội được cảm nhận để thực hiện hay không thực hiện hành vi đó; (3) Thuyết hành vi dự định TPB được Ajzen xây dựng bằng cách bổ sung thêm yếu tố kiểm soát hành vi cảm nhận vào mô hình TRA. Thành phần kiểm soát hành vi cảm nhận phản ánh việc dễ dàng hay khó khăn khi thực hiện hành vi; điều này phụ thuộc vào sự sẵn có của các nguồn lực và các cơ hội để thực hiện hành vi. Ajzen đề nghị rằng nhân tố kiểm soát hành vi tác động trực tiếp đến xu hướng thực hiện hành vi, và nếu đương sự chính xác trong cảm nhận về mức độ kiểm soát của mình, thì kiểm soát hành vi còn dự báo cả hành vi.
Thuyết hành vi dự định còn được phát triển dựa trên sự tự nhận thức hay khả năng thực hiện hành vi (self-efficacy – SET). SET được đề xuất bởi Bandura vào năm 1977, xuất phát từ lý thuyết nhận thức xã hội. Theo Bandura, những kỳ vọng như động lực, hiệu suất và cảm giác thất vọng khi thất bại liên tục quyết định hiệu quả và phản ứng hành vi. Bandura chia kỳ vọng thành hai loại khác nhau: niềm tin vào năng lực bản thân và kết quả kỳ vọng. (1) Khả năng thực hiện hành vi là niềm tin rằng mức độ thành công mà một người thực hiện hành vi cụ thể; (2) Kết quả kỳ vọng đề cập đến sự kỳ vọng về kết quả cụ thể của một hành vi nhất định. Ông nói rằng sự nhận thức khả năng thực hiện hành vi là điều kiện tiên quyết quan trọng nhất để thay đổi hành vi, vì nó là dấu hiệu của sự chấn chỉnh tâm lý bằng hành động trong và sau một tình huống khó khăn. Các cuộc điều tra trước đây đã chỉ ra rằng hành vi của một người sẽ bị ảnh hưởng mạnh mẽ bởi niềm tin vào năng lực của chính bản thân họ.
Có thể tổng kết lại, ba yếu tố quyết định cơ bản trong lý thuyết hành vi hoạch định bao gồm: (1) Yếu tố cá nhân là thái độ cá nhân đối với hành vi về việc tích cực hay tiêu cực của việc thực hiện hành vi; (2) Về ý định nhận thức áp lực xã hội của người đó, vì nó đối phó với nhận thức của áp lực hay sự bắt buộc có tính qui tắc nên được gọi là chuẩn chủ quan; (3) Sự tự nhận thức hoặc khả năng thực hiện hành vi, được gọi là kiểm soát nhận thức hành vi (Ajzen, 2005). Lí thuyết cho thấy tầm quan trọng của thái độ đối với hành vi, chuẩn chủ quan và kiểm soát nhận thức hành vi dẫn đến sự hình thành của một ý định hành vi.
3. Giả thuyết nghiên cứu và mô hình nghiên cứu
Thái độ đối với hành vi liên quan đến mức độ đánh giá tích cực hay tiêu cực trong quá trình phát triển của hành vi. Thái độ tích cực của cá nhân đối với một hành vi cụ thể cũng sẽ củng cố ý định thực hiện hành vi đó của cá nhân (Ajzen, 1991). Vậy thái độ tốt với hành vi xanh được hiểu là những đánh giá tích cực về hành vi du lịch xanh sẽ được thực hiện. Các nghiên cứu về hành vi du lịch xanh đều cho thấy rằng thái độ có ảnh hưởng tới ý định, từ đó tác động đến hành vi du lịch xanh (Han và cộng sự, 2010; Chen và Tung, 2014; Han và Yoon, 2015; JiaLiang Pan và cộng sự, 2022; Md Mahbubul Haq và cộng sự, 2023).
Trong hành vi lựa chọn du lịch xanh thì thái độ của khách du lịch thể hiện hành động bảo vệ môi trường, nhận thức biến đổi khí hậu (Nguyễn Đình Thanh và Nguyễn Thị Thuỳ Vinh, 2021). Lê Chí Công (2017) đã nhận thấy mối quan hệ giữa kiến thức và thái độ. Du khách có kiến thức về hành vi du lịch xanh sẽ có ảnh hưởng tích cực tới thái độ. Có thể lan toả các thái độ tốt về các tác động tích cực đến môi trường của ý định lựa chọn tiêu dùng xanh (Phạm Thị Tú Uyên và Phan Hoàng Long, 2020). Nhiều nghiên cứu cho rằng, thái độ có thể ảnh hưởng tới ý định lựa chọn hoặc hành vi lựa chọn khách sạn xanh trong du lịch (Vivek Kumar Verma, Bibhas Chandra, 2017; Phạm Thị Tú Uyên, Phan Hoàng Long, 2020; JiaLiang Pan và cộng sự, 2022; Md Mahbubul Haq và cộng sự, 2023), trong đó một số nghiên cứu cho rằng, thái độ được xếp hạng cao trong việc dự đoán ý định ghé thăm khách sạn xanh của người tiêu dùng (Vivek Kumar Verma, Bibhas Chandra, 2017; JiaLiang Pan và cộng sự, 2022).
Thái độ là yếu tố có vai trò khởi đầu dẫn tới hành vi tiếp theo của sự phát triển tâm lý chung của con người (Passafaro, 2020). Đặc biệt, khi nhận thức về biến đổi khí hậu và ô nhiễm môi trường của khách du lịch được nâng cao thì thái độ bảo vệ môi trường của khách du lịch càng trở nên rõ rệt và thể hiện bằng hành động cụ thể khi đi du lịch. Đối với khách du lịch có nhận thức về vấn đề ô nhiễm môi trường thì luôn đề cao ý thức bảo vệ môi trường trong khi đi du lịch như không xả rác bừa bãi, đồng thời còn giải thích và nhắc nhở những khách du lịch khác phải có những hành động thân thiện với môi trường (Han & cộng sự, 2011).
Trong bối cảnh tham gia du lịch xanh, thái độ đề cập đến những cảm xúc và nhận thức của khách du lịch về việc sử dụng các sản phẩm du lịch xanh và thái độ của khách du lịch có ảnh hưởng đến ý định tham gia vào du lịch xanh của họ. Taylor & Tood (1995) cho rằng: thái độ ảnh hưởng đến ý định hành vi được phân tách thành ba biến số là: lợi thế tương đối, độ phức tạp và khả năng tương thích. Lợi thế tương đối là những lợi ích mà quá trình đổi mới đem lại so với trước đó (lúc chưa đổi mới) nó có thể bao gồm các yếu tố như: lợi ích kinh tế, nâng cao hình ảnh, tiện lợi và sự hài lòng (Rogers, 1995). Theo Rogers (1995), tính phức tạp đại diện cho mức độ mà một sự đổi mới được coi là khó hiểu, khó học hoặc khó vận hành. Khả năng tương thích đề cập đến mức độ phù hợp của đổi mới với các giá trị hiện tại, kinh nghiệm trước đây và nhu cầu hiện tại của người sử dụng tiềm năng. Giả thuyết H1 được đưa ra như sau:
H1: Thái độ tích cực với du lịch xanh sẽ làm tăng ý định du lịch xanh
Chuẩn chủ quan: Chuẩn mực chủ quan là nhận thức về áp lực xã hội hay ảnh hưởng xã hội đối với hành vi cá nhân, là những ảnh hưởng, sức ép từ xã hội được cảm nhận để một người thực hiện hoặc không thực hiện một hành vi nào đó (Ajzen, 1991). Có 2 yếu tố tác động đến chuẩn chủ quan bao gồm: niềm tin mang tính chuẩn tắc và lý do hay động lực để nghe theo những ảnh hưởng của xã hội Ajzen và Fishbein (1975). Theo Nguyễn Đình Thanh và Nguyễn Thị Thuỳ Vinh (2021), nhận thức biến đổi khí hậu và nhận thức du lịch xanh là chuẩn chủ quan của khách du lịch. Choi và cộng sự (2015) đã kết hợp các chuẩn mực chủ quan và niềm tin xanh vào mô hình giá trị – niềm tin – chuẩn mực (VBN) như một khung lý thuyết để hiểu một cách toàn diện quá trình ra quyết định của người tiêu dùng đối với ý định ghé thăm một khách sạn xanh của họ.
Yadav & Pathak (2017) nhận ra rằng, chuẩn chủ quan ủng hộ ý định mua sản phẩm xanh của khách hàng qua đó ảnh hưởng hành vi mua hàng xanh của khách. Các tác giả khác cũng khẳng định chuẩn chủ quan tác động tích cực đến hành vi tiêu dùng xanh của khách du lịch (Han và cộng sự, 2010; Lê Chí Công, 2017; Vivek Kumar Verma, Bibhas Chandra, 2017; JiaLiang Pan và cộng sự, 2022; Md Mahbubul Haq và cộng sự, 2023). Một số nghiên cứu trước đây đề xuất phân tách nhân tố “chuẩn mực chủ quan” thành hai khía cạnh: ảnh hưởng giữa các cá nhân và ảnh hưởng từ bên ngoài (Bhattacherjee, 2000; Hsu và Chiu, 2004; Lin, 2007). Ảnh hưởng giữa các cá nhân đề cập đến những ảnh hưởng của gia đình, bạn bè, đồng nghiệp, trong khi ảnh hưởng bên ngoài từ các phương tiện thông tin đại chúng, ý kiến chuyên gia,…Giả thuyết H2 được đưa ra như sau:
H2: Chuẩn mực chủ quan có ảnh hưởng tích cực đến ý định du lịch xanh
Nhận thức kiểm soát hành vi: Nhận thức kiểm soát hành vi: là khả năng đánh giá mức độ khó khăn hay dễ dàng để thực hiện một hành vi (Ajzen, 1991). 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 để trả mức giá thông thường cho một dịch vụ du lịch xanh (Lê Chí Công, 2017). Baker và cộng sự (2007) đã chứng minh rằng ý định/hành vi của con người bị ảnh hưởng tích cực bởi sự tự tin vào khả năng thực hiện hành vi của họ.
Có nghĩa là khi một cá nhân có ít quyền kiểm soát việc thực hiện một hành vi nhất định do thiếu các nguồn lực cần thiết (ví dụ chi phí, thời gian…), ý định hành vi của cá nhân đó sẽ thấp hơn bất chấp thực tế rằng cá nhân đó có thái độ tích cực/chuẩn mực chủ quan liên quan đến hành động dự định. Taylor và Todd (1995) phân tích nhân tố “nhận thức kiểm soát hành vi thành 2 khía cạnh đó là khả năng tự sử dụng và điều kiện áp dụng, trong đó khả năng tự sử dụng là nhận thức của một cá nhân về khả năng của mình trong việc thực hiện một hành vi. Vì vậy nhận thức kiểm soát hành vi được xem là một yếu tố có ảnh hưởng tới ý định du lịch. Giả thuyết H3 được đưa ra như sau:
H3: Nhận thức kiểm soát hành vi tốt có ảnh hưởng tích cực đến ý định du lịch xanh
Ý định mua: Ý định là một dấu hiệu cho thấy sự sẵn sàng của một cá nhân để thực hiện một hành vi nhất định. Nó được coi là tiền đề của việc thực hiện hành vi. Ý định mua là thước đo mức độ mà một người có khả năng thực hiện hành vi cụ thể, hay nói cách khác, mức độ sẵn sàng thực hiện hành vi cụ thể (Ajzen, 1991; Ajzen & Fishbein, 1975). Theo Hankins và cộng sự (2000) thì ý định mua là cường độ mà người tiêu dùng thể hiện trên hành vi tham gia một cách tự phát. Blackwell và cộng sự (2001) đề xuất 5 cấu trúc để đo lường ý định: Ý định mua, ý định mua lại, ý định nghiên cứu, ý định chi tiêu và ý định tiêu dùng. Boulding và cộng sự (1993) cho rằng, ý định mua của người tiêu dùng được đo bằng ý định mua lại và sẵn sàng giới thiệu cho người khác.
Hành vi mua: Hành vi là phản ứng có thể quan sát được của một cá nhân trong một tình huống nhất định đối với một mục tiêu nhất định. Ajzen (1991) cho biết một hành vi là một chức năng của các ý định tương thích với nhận thức kiểm soát hành vi trong đó kiểm soát hành vi được nhận thức sẽ làm giảm bớt tác động của ý định đối với hành vi, do đó một dự định có lợi chỉ tạo ra hành vi khi nhận thức kiểm soát hành vi là mạnh. Trong quá trình ra quyết định, người ra quyết định chịu ảnh hưởng bởi nhiều yếu tố, trong đó việc hình thành ý định ban đầu có ảnh hưởng tích cực đến việc ra quyết định của khách du lịch (Kearney, 1994).
Do đó, ý định là yếu tố tiền đề cho việc thực hiện hành vi. Giả thuyết H4 được đưa ra như sau:
H4: Ý định du lịch xanh có ảnh hưởng tích cực đến hành vi du lịch xanh
Từ tổng quan các công trình nghiên cứu và các giả thuyết đưa ra, mô hình nghiên cứu hành vi du lịch xanh của khách du lịch nội địa được đề xuất như sau (xem hình 2):
4. Phương pháp nghiên cứu
Nghiên cứu được thực hiện theo các bước như sơ đồ dưới đây (xem sơ đồ 1).
Bước 1: Xác định vấn đề nghiên cứu
Từ việc phân tích về tính cấp thiết của đề tài nghiên cứu, vấn đề nghiên cứu của đề tài là các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi du lịch của khách du lịch và mức độ ảnh hưởng của các yếu tố ảnh hưởng đó tới hành vi du lịch xanh của khách du lịch nội địa Việt Nam.
Bước 2: Tổng quan các nghiên cứu có liên quan đến đề tài và xây dựng khung lý thuyết
Từ vấn đề nghiên cứu xác định ban đầu, đề tài tổng quan các lớp lý thuyết về các vấn đề như sau: hành vi du lịch nói chung, hành vi du lịch xanh; Trên cơ sở tổng quan các khía cạnh khác nhau của hai vấn đề trên, xác định khoảng trống nghiên cứu của đề tài. Tác giả cũng trình bày các mô hình lý thuyết và quan điểm nền có liên quan đến các yếu tố ảnh hưởng tới hành vi du lịch xanh của khách du lịch nói chung.
Bước 3: Xây dựng mô hình nghiên cứu dự kiến và thang đo sơ bộ
Trên cơ sở tổng quan nghiên cứu, kế thừa nghiên cứu của các học giả trước đây, nhóm nghiên cứu xây dựng mô hình nghiên cứu dự kiến, xác định các biến quan sát và đề xuất các thang đo để đo lường các khái niệm nghiên cứu. Mô hình đề xuất của nghiên cứu này dựa trên mô hình thuyết hành vi dự định TPB (Ajzen, 1991) và các thang đo được đề xuất bởi các tác giả khác trên cơ sở mở rộng mô hình thuyết hành vi dự định. Từ đó, tác giả đưa ra được mô hình nghiên cứu dự kiến và thang đo dự kiến lần 1.
Bước 4: Nghiên cứu định tính
Được thực hiện với mục đích kiểm tra sự phù hợp của các biến trong mô hình nghiên cứu dự kiến, khám phá, hiệu chỉnh và có thể bổ sung các biến vào mô hình. Dựa vào cơ sở lý thuyết và các thang đo sẵn có từ các nghiên cứu trước, nhóm nghiên cứu đã xây dựng thang đo sơ bộ. Tuy nhiên, do sự khác nhau về văn hóa, phạm vi nghiên cứu, khu vực nghiên cứu nên có thể thang đo sơ bộ chưa thật sự phù hợp với đối tượng nghiên cứu của đề tài. Vì vậy, tập các thang đo được điều chỉnh, bổ sung thông qua tham vấn ý kiến chuyên gia, phỏng vấn khách du lịch, các đối tượng này giúp điều chỉnh, bổ sung hoặc loại bỏ các yếu tố thành phần và các biến quan sát mà tác giả đưa ra trong quá trình thảo luận để phù hợp với tình hình thực tế hiện nay. Sau khi điều chỉnh, tác giả thu được các thang đo dự kiến lần 2. Các thang đo này được dùng cho tiến hành phát phiếu khảo sát sơ bộ
Bước 5: Nghiên cứu định lượng sơ bộ
Được thực hiện thông qua khảo sát trực tiếp 81 người nhằm mục đích kiểm tra độ tin cậy và điều chỉnh thang đo. Sau khi thực hiện nghiên cứu định lượng sơ bộ, mô hình nghiên cứu và thang đo hoàn chỉnh được hình thành.
Bước 6: Nghiên cứu định lượng chính thức
Bảng hỏi liên quan đến mô hình nghiên cứu và thang đo hoàn chỉnh được dùng để thu thập dữ liệu sơ cấp thông qua nghiên cứu định lượng chính thức gồm 2 phần:
– Phần I là thông tin cá nhân: đưa ra các câu hỏi liên quan đến một số thông tin liên quan đến đặc điểm nhân khẩu của đối tượng khảo sát như: giới tính, độ tuổi, trình độ học vấn, thu nhập trung bình/tháng cũng được thu thập với vai trò là biến kiểm soát trong việc đánh giá hành vi du lịch xanh của khách du lịch.
– Phần II là những câu hỏi đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi du lịch xanh của khách du lịch. Các thông tin này sẽ ghi nhận mức độ đồng ý về các biến quan sát (được diễn tả bằng các phát biểu) để đo lường cho các biến trong mô hình. Đây là thành phần chính của bảng câu hỏi giúp khảo sát hành vi du lịch xanh của khách du lịch nội địa Việt Nam. Thang đo Likert được sử dụng với 5 mức độ (mức 1: hoàn toàn không đồng ý, mức 5: hoàn toàn đồng ý)
Phiếu khảo sát được thiết kế qua google forms, gửi link đi điều tra tới đối tượng khách du lịch nội địa Việt Nam. Sau khi gửi bảng hỏi đi khảo sát, tác giả đã thu về 453 phiếu khảo sát, trong đó có 327 phiếu trả lời hợp lệ (chiếm tỷ lệ 72,18%) có thể tiếp tục đưa vào phân tích. Các dữ liệu thu thập được phân tích kiểm định bằng hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha, phân tích nhân tố khám phá EFA, phân tích nhân tố khẳng định CFA và mô hình phân tích hồi quy đa biến, mô hình cấu trúc tuyến tính SEM. Mục đích của bước nghiên cứu định lượng chính thức này là kiểm định các giả thuyết từ đó đưa ra mô hình các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi du lịch xanh của khách du lịch nội địa Việt Nam.
Bước 7: Trình bày kết quả nghiên cứu: Bình luận kết quả nghiên cứu, đề xuất giải pháp kiến nghị
Các kết quả nghiên cứu được phân tích, đánh giá, bình luận và rút ra các kết luận cần thiết liên quan đến chủ đề nghiên cứu; là cơ sở để nhóm nghiên cứu đề xuất một giải pháp, khuyến nghị tăng cường hành vi du lịch xanh cho khách du lịch nội địa Việt Nam.
Trong 327 bảng khảo sát hợp lệ, đặc điểm nhân khẩu học của mẫu khảo sát như sau: Nữ giới chiếm tỷ lệ 56,3% cao hơn so với nam giới 35,2 và đối tượng không muốn đề cập cụ thể đến giới tính (8,6%). Nhóm đối tượng có độ tuổi 41-50 có tỷ lệ lớn nhất (22%), trình độ đại học chiếm tỷ lệ lớn (62,1%) và nhóm có thu nhập 20 – 30 triệu chiếm tỷ lệ lớn nhất (33,9%)
5. Kết quả nghiên cứu và thảo luận
5.1. Phân tích độ tin cậy của thang đo
Bảng 1: Kết quả đánh giá độ tin cậy của các thang đo các nhân tố ảnh hưởng đến hành vi du lịch xanh
| STT | Thang đo | Mã hóa | Cronbach’s Alpha | Hệ số tương quan biến – tổng thấp nhất | Kết luận |
| 1 | Thái độ (3 biến quan sát) | AT | 0,886 | 0,716 | Đạt yêu cầu |
| 2 | Chuẩn chủ quan (3 biến quan sát) | SN | 0,854 | 0,641 | Đạt yêu cầu |
| 3 | Nhận thức kiểm soát hành vi (3 biến quan sát) | PBC | 0,895 | 0,761 | Đạt yêu cầu |
| 4 | Ý định du lịch xanh (4 biến quan sát) | GTI | 0,815 | 0,745 | Đạt yêu cầu |
| Hành vi du lịch xanh | GTB | 0,866 | 0,801 | Đạt yêu cầu | |
Dựa trên kết quả đánh giá độ tin cậy của các thang đo cho thấy, các thang đo cho kết quả hệ số Cronbach’s Alpha từ 0,815 – 0,886 (đều > 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 nhân tố khám phá EFA cho các biến độc lập
Bảng 2: Chỉ số KMO và kiểm định Bartlett’s
| Chỉ số KMO và kiểm định Bartlett’s | ||
| Chỉ số KMO | 0,839 | |
| Kiểm định Bartlett’s | Thống kê Chi-bình phương | 1843,603 |
| Bậc tự do (df) | 36 | |
| Mức ý nghĩa (Sig.) | 0,000 | |
Qua kết quả ở bảng 2 cho thấy, chỉ số KMO=0,839 thuộc khoảng 0,5-1 và mức ý nghĩa (sig.) là 0,000 < 0,05 vì vậy các biến quan sát tương quan với nhau nên việc phân tích các biến quan sát trên là hoàn toàn hợp lý.
Bảng 3: Bảng trích xuất phương sai
| Tổng phương sai trích | ||||||
| Giá trị Eigenvalues ban đầu | Trích xuất tổng của tải bình phương | |||||
| Tổng | % phương sai | % tích lũy | Tổng | % phương sai | % tích lũy | |
| 1 | 4,626 | 51,397 | 51,397 | 4,626 | 51,397 | 51,397 |
| 2 | 1,493 | 16,591 | 67,988 | 1,493 | 16,591 | 67,988 |
| 3 | 1,166 | 12,957 | 80,945 | 1,166 | 12,957 | 80,945 |
| 4 | 0,435 | 4,828 | 85,773 | |||
| 5 | 0,365 | 4,054 | 89,827 | |||
| 6 | 0,297 | 3,303 | 93,130 | |||
| 7 | 0,231 | 2,568 | 95,698 | |||
| 8 | 0,207 | 2,305 | 98,003 | |||
| 9 | 0,180 | 1,997 | 100,000 | |||
Điểm dừng của phân tích nhân tố được đặt trên cơ sở hệ số giá trị riêng Eigenvalues, số lượng nhân tố tối đa được lựa chọn khi hệ số này có giá trị nhỏ nhất > 1 và phần trăm tích lũy lớn hơn 50%. Với các điều kiện trên, qua bảng 3.14 có 3 nhân tố được rút trích ra và tổng phương sai trích ở nhân tố thứ 3 là 80,945% > 50% thể hiện mô hình EFA khi phân tích 3 nhân tố này là phù hợp. Nói cách khác, 3 nhân tố trích được trong EFA phản ánh 80,945% sự biến thiên của tất cả các thước đo được đưa vào mô hình (xem bảng 3).
Bảng 4: Bảng phân tích ma trận xoay
| Ma trận xoay nhân tốa | |||
| Nhân tố | |||
| 1 | 2 | 3 | |
| PBC3 | 0,869 | ||
| PBC2 | 0,864 | ||
| PBC1 | 0,851 | ||
| AT2 | 0,872 | ||
| AT1 | 0,864 | ||
| AT3 | 0,813 | ||
| SN2 | 0,868 | ||
| SN1 | 0,863 | ||
| SN3 | 0,812 | ||
Sử dụng phương pháp Varimax procedure để xoay nhân tố: xoay nguyên góc các nhân tố để tối thiểu hóa số lượng để có hệ số tải lớn cùng một nhân tố, vì vậy sẽ tăng cường khả năng giải thích các nhân tố (Trọng, Ngọc, 2008). Theo Hair và cộng sự (2010), hệ số tải nhân tố (Factor Loading) ở mức 0,5 thì biến quan sát có ý nghĩa thống kê tốt với cỡ mẫu khoảng 100-350 mẫu, nghiên cứu này sử dụng kích thước mẫu khảo sát 327 mẫu.
Xét qua bảng ma trận xoay, với phép xoay Varimax và chỉ hiện thị các hệ số tải nhân tố Factor Loading lớn hơn 0,5, các biến quan sát có hệ số tải > 0,5 được coi là có ý nghĩa thực tế, do đó tất cả các biến quan sát này được giữ lại để sử dụng cho các bước phân tích sau này.
2) Phân tích nhân tố khám phá EFA cho các biến trung gian
Kết quả chạy EFA cho biến trung gian cho thấy, kết quả kiểm định tương đối tốt. Hệ số KMO = 0,798 > 0,5 nên việc sử dụng bộ dữ liệu này để phân tích nhân tố là thích hợp (Kaiser, 1974). Kiểm định Barlett’s Test cũng đạt khi giá trị Sig. của kiểm định = 0,000 < 0,05, do đó các biến quan sát có quan hệ với nhau và đủ điều kiện để phân tích nhân tố EFA
Bảng 5: Chỉ số KMO và kiểm định Bartlett’s
| Chỉ số KMO và kiểm định Bartlett’s | ||
| Chỉ số KMO | 0,798 | |
| Kiểm định Bartlett’s | Thống kê Chi-bình phương | 436,285 |
| Bậc tự do (df) | 6 | |
| Mức ý nghĩa (Sig.) | 0,000 | |
Bảng 6: Bảng trích xuất phương sai
| Tổng phương sai trích | ||||||
| Eigenvalues ban đầu | Trích xuất tổng của tải bình phương | |||||
| Tổng | % phương sai | % tích lũy | Tổng | % phương sai | % tích lũy | |
| 1 | 2,588 | 64,692 | 64,692 | 2,588 | 64,692 | 64,692 |
| 2 | 0,571 | 14,275 | 78,967 | |||
| 3 | 0,453 | 11,318 | 90,284 | |||
| 4 | 0,389 | 9,716 | 100,000 | |||
| Phương pháp rút trích: Phân tích thành phần chính | ||||||
Kết quả phân tích thang đo Ý định du lịch xanh, EFA trích được gom vào một yếu tố tại hệ số giá trị riêng Eigenvalue = 2,588 gồm 4 biến quan sát với phương sai trích bằng 64,692% (> 50%) cho biết 4 nhân tố này giải thích được 64,692% biến thiên của dữ liệu. Sự phân tích EFA hoàn tất vì đã đạt độ tin cậy về mặt thống kê nên thang đo này được đưa vào phân tích hồi quy đa biến (xem bảng 5 và 6).
Bảng 7: Kết quả phân tích EFA của biến trung gian
| Ma trận nhân tốa | |
| Nhân tố | |
| 1 | |
| GTI2 | 0,838 |
| GTI3 | 0,814 |
| GTI4 | 0,812 |
| GTI1 | 0,751 |
| Phương pháp rút trích: Phân tích thành phần chính | |
| a. 1 nhân tố được trích. | |
(3) Phân tích nhân tố khám phá EFA cho biến phụ thuộc
Kết quả chạy EFA cho biến phụ thuộc cho thấy kết quả kiểm định tương đối tốt. Hệ số KMO = 0,738 > 0,5 nên việc sử dụng bộ dữ liệu này để phân tích nhân tố là thích hợp (Kaiser, 1974). Kiểm định Barlett’s Test cũng đạt khi giá trị Sig. của kiểm định = 0,000 < 0,05, do đó các biến quan sát có quan hệ với nhau và đủ điều kiện để phân tích nhân tố EFA (bảng 8)
Bảng 8: Chỉ số KMO và kiểm định Bartlett’s
| Chỉ số KMO và kiểm định Bartlett’s | ||
| Chỉ số KMO | 0,738 | |
| Kiểm định Bartlett’s | Thống kê Chi-bình phương | 476,987 |
| Bậc tự do (df) | 3 | |
| Mức ý nghĩa (Sig.) | 0,000 | |
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu định lượng chính thức.
Bảng 9: Bảng trích xuất phương sai
| Tổng phương sai trích | ||||||
| Eigenvalues ban đầu | Trích xuất tổng của tải bình phương | |||||
| Tổng | % phương sai | % tích lũy | Tổng | % phương sai | % tích lũy | |
| 1 | 2,367 | 78,905 | 78,905 | 2,267 | 78,905 | 78,905 |
| 2 | 0,336 | 11,214 | 90,119 | |||
| 3 | 0,296 | 9,881 | 100,000 | |||
| Phương pháp rút trích: Phân tích thành phần chính | ||||||
Kết quả phân tích thang đo Hành vi du lịch xanh, EFA trích được gom vào một yếu tố tại hệ số giá trị riêng Eigenvalue = 2,267 gồm 3 biến quan sát với phương sai trích bằng 78,905% (> 50%) cho biết 4 nhân tố này giải thích được 78,905% biến thiên của dữ liệu. Sự phân tích EFA hoàn tất vì đã đạt độ tin cậy về mặt thống kê nên thang đo này được đưa vào phân tích hồi quy đa biến (xem bảng 9 và 10).
Bảng 10: Kết quả phân tích EFA của biến phụ thuộc
| Ma trận nhân tốa | |
| Nhân tố | |
| 1 | |
| GTB2 | 0,895 |
| GTB1 | 0,890 |
| GTB3 | 0,880 |
| Phương pháp rút trích: Phân tích thành phần chính | |
| a. 1 nhân tố được trích. | |
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu định lượng chính thức.
5.3. Phân tích tương quan Pearson
Trước khi kiểm định kết quả nghiên cứu từ phép phân tích hồi quy đa biến, một trong các điều kiện đặt ra là giữa các biến độc lập, biến trung gian và biến phụ thuộc phải có tương quan chặt chẽ với nhau. Phân tích tương quan giữa biến phụ thuộc, trung gian (hành vi du lịch xanh và ý định du lịch xanh) với các biến độc lập. Tại đây, hệ số tương quan Pearson (r) dùng để lượng hóa mức độ chặt chẽ của mối liên hệ tuyến tính giữa biến định lượng.
Bảng 11: Kết quả tương quan Pearson
| Tương quan | ||||||
| AT | SN | PBC | GTI | GTB | ||
| AT | Hệ số tương quan Pearson | 1 | 0,433** | 0,530** | 0,742** | 0,510** |
| Giá trị Sig (2 đuôi) | 0,000 | 0,000 | 0,000 | 0,000 | ||
| N | 327 | 327 | 327 | 327 | 327 | |
| SN | Hệ số tương quan Pearson | 0,433** | 1 | 0,396** | 0,601** | 0,442** |
| Giá trị Sig (2 đuôi) | 0,000 | 0,000 | 0,000 | 0,000 | ||
| N | 327 | 327 | 327 | 327 | 327 | |
| PBC | Hệ số tương quan Pearson | 0,530** | 0,396** | 1 | 0,690** | 0,503** |
| Giá trị Sig (2 đuôi) | 0,000 | 0,000 | 0,000 | 0,000 | ||
| N | 327 | 327 | 327 | 327 | 327 | |
| GTI | Hệ số tương quan Pearson | 0,742** | 0,601** | 0,690** | 1 | 0,634** |
| Giá trị Sig (2 đuôi) | 0,000 | 0,000 | 0,000 | 0,000 | ||
| N | 327 | 327 | 327 | 327 | 327 | |
| GTB | Hệ số tương quan Pearson | 0,510** | 0,442** | 0,503** | 0,634** | 1 |
| Giá trị Sig (2 đuôi) | 0,000 | 0,000 | 0,000 | 0,000 | ||
| N | 327 | 327 | 327 | 327 | 327 | |
Theo bảng 11, cả 5 biến được đưa vào sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA đều có giá trị Sig. nhỏ hơn 0,05; điều này chứng tỏ có ý nghĩa thống kê trong phân tích tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc (PT), đủ điều kiện chuyển sang phân tích hồi quy tuyến tính bội.
Đồng thời, việc xét mối quan hệ tương quan tuyến tính từng nhân tố với biến trung gian và biến PT cho thấy các biến được đưa vào cho ra kết quả có tương quan tuyến tính thuận chiều với biến trung gian và biến PT, trong đó giá trị tương quan tuyến tính thuận chiều mạnh nhất với biến phụ thuộc là biến GTI (Ý định du lịch xanh) có hệ số Pearson Correlation = 0,634 và biến có hệ số tương quan tuyến tính thuận chiều nhỏ nhất là SN (Chuẩn chủ quan) có hệ số Pearson Correlation = 0,442 (xem bảng 11).
5.4. Phân tích nhân tố khẳng định CFA
Kết quả CFA (hình 3) trọng số các biến quan sát đều đạt chuẩn cho phép (>= 0,5) và có ý nghĩa thống kê, các giá trị P đều bằng 0,000. Như vậy có thể kết luận các biến quan sát dùng để đo lường thành phần của thang đo giá trị cảm nhận đạt được giá trị hội tụ. Theo Hu & Bentler (1999), các chỉ số được xem xét để đánh giá Model Fit thì CFA cho thấy mô hình có 94 bậc tự do, giá trị kiểm định chi-square = 136,439 với P=0,003, chi-square/df = 1,451 đạt yêu cầu < 3 và các chỉ số chỉ ra mô hình phù hợp với dữ liệu thị trường (CFI = 0,987, TLI = 0,984; GFI = 0,948 và RMSEA = 0,037 (được thể hiện trong hình 3).
(1) Kiểm định sự phù hợp và tính đơn nguyên của mô hình tới hạn
Các thang đo đều được tương thích với dữ liệu điều tra thực tế, không có sự tương quan giữa các sai số đo lường nên đạt được tính đơn nguyên với các hệ số tải nhân tố F > 0,5, giá trị hội tụ đạt yêu cầu. Kiểm định hiệp phương sai và tương quan giữa các cặp biến quan sát đều có ý nghĩa thống kê (p-value < 0,05).
(2) Đánh giá độ tin cậy và kiểm định giá trị hội tụ của thang đo
Hệ số tin cậy tổng hợp và tổng phương sai trích xuất và hệ số Cronbach’s Alpha (hệ số Cronbach’s Alpha đã được phân tích trong phần 3.2.2) được sử dụng để đánh giá độ tin cậy thang đo của các thành phần nhân tố trong mô hình nghiên cứu (xem bảng 3.23).
Bảng 12: Độ tin cậy tổng hợp và tổng phương sai trích xuất các nhân tố
| Nhân tố | Cronbach’s Alpha | Độ tin cậy tổng hợp (CR) | Phương sai rút trích (AVE) |
| AT | 0,886 | 0,891 | 0,733 |
| SN | 0,854 | 0,860 | 0,674 |
| PBC | 0,895 | 0,895 | 0,741 |
| GTI | 0,815 | 0,819 | 0,531 |
| GTB | 0,866 | 0,867 | 0,684 |
Các thang đo đều đạt tính tin cậy cần thiết thông qua kiểm định kết quả phân tích độ tin cậy tổng hợp với CR ³ 0,7 và phương sai rút trích AVE ³ 50% (Hair và cộng sự 1995; Nunnally, 1978) (xem bảng 12).
Việc đánh giá thang đo có thể đạt được giá trị hội tụ hay không được thực hiện thông qua đánh giá trọng số trong bảng trọng số chưa chuẩn hóa và đã chuẩn hóa (bảng 3.24)
Bảng 13: Bảng trọng số chưa chuẩn hóa và đã chuẩn hóa
| STT | Mối quan hệ | Hệ số chưa chuẩn hóa | Hệ số đã chuẩn hóa | ||
| 1 | PBC3 | <— | PBC | 1,000 | 0,891 |
| 2 | PBC1 | <— | PBC | 1,021 | 0,880 |
| 3 | PBC2 | <— | PBC | 0,872 | 0,809 |
| 4 | AT2 | <— | AT | 1,000 | 0,923 |
| 5 | AT1 | <— | AT | 0,974 | 0,862 |
| 6 | AT3 | <— | AT | 0,778 | 0,778 |
| 7 | SN2 | <— | SN | 1,000 | 0,872 |
| 8 | SN1 | <— | SN | 1,108 | 0,880 |
| 9 | SN3 | <— | SN | 0,779 | 0,698 |
| 10 | GTI2 | <— | GTI | 1,000 | 0,756 |
| 11 | GTI3 | <— | GTI | 0,886 | 0,730 |
| 12 | GTI4 | <— | GTI | 0,932 | 0,726 |
| 13 | GTB2 | <— | GTB | 1,000 | 0,831 |
| 14 | GTB1 | <— | GTB | 1,072 | 0,838 |
| 15 | GTB3 | <— | GTB | 1,002 | 0,812 |
| 16 | GTI1 | <— | GTI | 0,987 | 0,703 |
Thang đo được xem là đạt giá trị hội tụ khi các trọng số chuẩn hóa của các thang đo lớn hơn 0.5 và có ý nghĩa thống kê (Gerbring và Anderson, 1988; Hair và cộng sự, 1992). Ngoài ra, còn một tiêu chí khác để kiểm tra giá trị hội tụ đó là tổng phương sai rút trích (AVE) của các khái niệm. Fornell và Larcker (1981) cho rằng để yếu tố đạt giá trị hội tụ thì AVE đạt từ khoảng 0.5 trở lên. Theo kết quả phân tích cho thấy, tất cả các hệ số đã chuẩn hóa và chưa chuẩn hóa đều lớn hơn 0,5 nên có thể kết luận các yếu tố đạt giá trị hội tụ (xem bảng 13)
(3) Kiểm định giá trị phân biệt
Giá trị phân biệt thể hiện sự khác biệt giữa các nhân tố trong mô hình nghiên cứu. Kết quả kiểm định cho thấy hệ số tương quan giữa các nhân tố đều nhỏ hơn 0,9. Mặt khác việc tính toán đã cho kết quả là các P-value đều < 0,05 nên hệ số tương quan của từng cặp nhân tố khác biệt so với 1 ở độ tin cậy 95%. Do đó, giá trị phân biệt được thỏa mãn (xem bảng 14).
Bảng 14: Kết quả kiểm định thang đo và giá trị phân biệt giữa các thành phần thang đo hành vi du lịch xanh
| CR | AVE | MSV | MaxR(H) | GTI | PBC | AT | SN | GTB | |
| GTI | 0,819 | 0,531 | 0,724 | 0,820 | 0,729 | ||||
| PBC | 0,895 | 0,741 | 0,643 | 0,902 | 0,802 | 0,861 | |||
| AT | 0,891 | 0,733 | 0,724 | 0,911 | 0,851 | 0,578 | 0,856 | ||
| SN | 0,860 | 0,674 | 0,489 | 0,883 | 0,699 | 0,465 | 0,484 | 0,821 | |
| GTB | 0,867 | 0,684 | 0,551 | 0,867 | 0,742 | 0,572 | 0,568 | 0,508 | 0,827 |
Như vậy, kết quả CFA cho thấy, các thành phần của thang đo đều đạt được giá trị hội tụ, giá trị phân biệt và đạt yêu cầu về giá trị cũng như độ tin cậy.
5.5. Kiểm định mô hình nghiên cứu và giả thuyết nghiên cứu
(1) Kiểm định mô hình nghiên cứu bằng mô hình cấu trúc tuyến tính
Kết quả phân tích mô hình cấu trúc tuyến tính đã chuẩn hóa cho thấy: Chi-square/df=1,438 < 3; GFI=0,948; TLI=0,984; CFI=0,987; RMSEA=0,037 (<0,05), như vậy mô hình tương thích với dữ liệu điều tra thực tế. (xem hình 4).
Bảng 15: Hệ số hồi quy của các mối quan hệ trong mô hình nghiên cứu
| Hệ số chưa chuẩn hóa | S.E | C.R | P | Hệ số chuẩn hóa | |||
| GTI | <— | AT | 0,352 | 0,038 | 9,370 | *** | 0,474 |
| GTI | <— | SN | 0,251 | 0,038 | 6,535 | *** | 0,287 |
| GTI | <— | PBC | 0,339 | 0,042 | 8,012 | *** | 0,389 |
| GTB | <— | GTI | 0,763 | 0,068 | 11,925 | *** | 0,717 |
Qua bảng 15, kết quả phân tích cho thấy các mối quan hệ tương quan giữa các nhân tố trong mô hình nghiên cứu đều tồn tại có ý nghĩa thống kê (P-value < 0,05).
(2) Kiểm định giả thuyết nghiên cứu bằng boostrap
Để kiểm định giả thuyết của nghiên cứu, các mô hình hồi quy đa biến được thực hiện với phần mềm SPSS 20.0 và công cụ Process macro.
Bảng 16: Kết quả tác động của các nhân tố trong mô hình nghiên cứu
| Biến | GTI | |||
| b | R2 hiệu chỉnh | F | Sig. | |
| AT | 0,474 | 0,5507 | 398,2815 | 0,000 |
| SN | 0,287 | 0,3613 | 183,8372 | 0,000 |
| PBC | 0,389 | 0,4756 | 294.7270 | 0,000 |
Kết quả phân tích hồi quy thể hiện ở bảng 3.27 đã chỉ ra rằng 55,07% sự biến thiên của ý định du lịch xanh được giải thích thông qua thái độ (R2 hiệu chỉnh = 0,5507; F = 398,2815, Sig. < 0,05. Như vậy, thái độ có tác động thuận chiều mạnh nhất đến ý định du lịch xanh (b = 0,474). Kết quả này ủng hộ cho giả thuyết H1 của nghiên cứu.
Trong bảng 16, nhận thức kiểm soát hành vi có tác động thuận chiều mạnh thứ 2 đến ý định du lịch xanh của khách du lịch (b = 0,389, sig. < 0,05). 47,56% sự biến thiên của ý định du lịch xanh được giải thích bởi nhận thức kiểm soát hành vi. Giả thuyết H3 được chấp nhận.
Chuẩn chủ quan có tác động thuận chiều yếu nhất đến ý định du lịch xanh của khách du lịch. Cụ thể, 36,13% sự biến thiên của ý định du lịch xanh được giải thích thông qua chuẩn chủ quan, hệ số hồi quy chuẩn hóa = 0,287, với sig. < 0,05. Do đó, giả thuyết H2 được chấp nhận.
Bảng 17: Tác động của các biến độc lập đến GTB thông qua biến trung gian GTI
| Tác động gián tiếp | Mức tác động gián tiếp | Boot SE | Boot LLCI | Boot ULCI |
| AT®GTI ® GTB | 0,3780 | 0,0412 | 0,2996 | 0,4584 |
| SN® GTI ® GTB | 0,3435 | 0,0375 | 0,2721 | 0,4189 |
| PBC®GTI ® GTB | 0,3722 | 0,0423 | 0,2982 | 0,4628 |
Dựa trên kết quả boostrap với 5.000 mẫu lặp lại với khoảng tin cậy 95% không có số 0 giữa các tác động gián tiếp. Tất cả các tác động gián tiếp cho thấy GTI có vai trò trung gian trong mối quan hệ giữa AT, SN và PBC với GTB (Bảng 3.28). Bên cạnh đó, theo bảng 3.26, ý định du lịch xanh có tác động thuận chiều đến hành vi du lịch xanh (hệ số hồi quy chuẩn hoá = 0,717; R2 hiệu chỉnh = 0,400; F = 217,953; sig. = 0,000<0,05). Do đó, giả thuyết H4 được chấp nhận. Như vậy, tất cả các giả thuyết nghiên cứu đều được chấp nhận. Ta có thể tổng hợp dưới bảng sau (xem bảng 18)
Bảng 18: Kết luận về kiểm định các giả thuyết
| Giả thuyết | Mối quan hệ | Trọng số tác động | Kết luận |
| H1 | AT®GTI | 0,474*** | Chấp nhận |
| H2 | SN® GTI | 0,287*** | Chấp nhận |
| H3 | PBC®GTI | 0,389*** | Chấp nhận |
| H4 | GTI®GTB | 0,717*** | Chấp nhận |
Tất cả các giả thuyết nghiên cứu đều có ý nghĩa thống kê. Kết quả phân tích mô hình cấu trúc được thể hiện dưới hình sau:
Mô hình nghiên cứu đề xuất bao gồm 5 nhân tố và 4 giả thuyết. Kết quả thu được sau khi kiểm định các biến số cho thấy, các biến số đều có sự tương thích với dữ liệu. Thông qua phân tích hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha, nhân tố khám phá EFA, kết quả đánh giá các tiêu chí cụ thể thể hiện các khái niệm đạt yêu cầu về giá trị hay độ tin cậy. Kết quả nghiên cứu đã chỉ rõ, các các nhân tố thái độ, chuẩn chủ quan và nhận thức kiểm soát hành vi trong mô hình đều có ảnh hưởng đến ý định du lịch xanh. Trong đó nhân tố “Thái độ” có tác động lớn nhất đến Ý định du lịch xanh (β=0.474). Tiếp theo là các nhân tố “Nhận thức kiểm soát hành vi: (β=0.389), “chuẩn chủ quan” (β=0.287), đều có tác động tích cực đến ý định du lịch xanh. Kết quả nghiên cứu cũng chỉ ra rằng “Ý định du lịch xanh” ảnh hưởng trực tiếp đến “Hành vi du lịch xanh” (β=0.717). Ngoài ra, các yếu tố Thái độ; Chuẩn chủ quan và Nhận thức kiểm soát hành vi đều có ảnh hưởng gián tiếp tới “Hành vi du lịch xanh” thông qua “Ý định du lịch xanh”.
6. Kết luận và khuyến nghị
Nghiên cứu được thực hiện nhằm đánh giá ảnh hưởng các yếu tố tới hành vi du lịch xanh của khách du lịch nội địa Việt Nam. Nhóm tác giả ghi nhận ảnh hưởng trực tiếp và rõ ràng của thái độ với du lịch xanh của khách du lịch đến ý định tham gia du lịch xanh và từ đó ảnh hưởng gián tiếp tới hành vi du lịch xanh. Kết quả này tương đồng với một số nghiên cứu trước đây cho thấy ảnh hưởng cùng chiều và tác động tích cực hình thành thái độ của khách du lịch (Cheng & cộng sự, 2018). Thái độ với việc bảo vệ môi trường và các hành vi du lịch xanh càng cao thì tác động tới ý định du lịch xanh càng cao. Kết quả trên phù hợp với lý thuyết TRA và lý thuyết TPB đã được nghiên cứu và chứng minh. Do khái niệm tiêu dùng xanh, du lịch xanh vẫn còn mơ hồ, tính thuyết phục chưa cao, nên một số khách du lịch vẫn chưa ý thức được các hành vi đúng cần làm khi đi du lịch, họ vẫn có những hành vi ảnh hưởng nghiêm trọng đến sự phát triển của du lịch xanh. Từ đó, cần có các giải pháp nâng cao thái độ và sự hiểu biết quan tâm đến môi trường nhằm tăng cường sự yêu thích, mong muốn, ước muốn có những hành động thiết thực bảo vệ môi trường khi đi du lịch của khách du lịch nội địa Việt Nam. Một số giải pháp có thể bao gồm:
Thứ nhất, thực hiện du lịch có trách nhiệm, hướng dẫn khách du lịch bảo vệ môi trường khi tham gia các chương trình du lịch; Truyền thông về các hoạt động bảo vệ môi trường khi đi du lịch, phát động phong trào du lịch xanh thông qua các tổ chức, đoàn thể, các thông tin và chính sách liên quan đến sản phẩm du lịch xanh
Thứ hai, hỗ trợ và tạo điều kiện cho các câu lạc bộ, tổ chức, hiệp hội về môi trường và liên quan quan đến hành vi du lịch xanh hoạt động, các ban, ngành liên quan có thể kết hợp với các tổ chức hiệp hội hoạt động, các sự kiện kết nối cộng đồng lại với nhau, từ đó cung cấp nhiều thông tin hữu ích, tích cực. Xây dựng các chương trình khuyến khích khách du lịch nội địa Việt Nam sử dụng các sản phẩm thân thiện với môi trường
Thứ ba, các doanh nghiệp du lịch (cơ sở lưu trú/nhà hàng và điểm đến du lịch…) cần áp dụng các biện pháp thực hành xanh triệt để và toàn diện hơn nhằm đảm bảo chất lượng dịch vụ xanh cung cấp cho khách du lịch ngày một tốt hơn, sẵn có hơn. Sự chuyển đổi sang du lịch xanh của nhiều doanh nghiệp trong ngành du lịch cũng là một bước quan trọng cần thực hiện.
Thứ tư, các doanh nghiệp du lịch cũng có thể xây dựng các diễn đàn cộng đồng du lịch xanh trực tuyến. Diễn đàn này là nơi chính mà khách du lịch nội địa Việt Nam trao đổi thông tin về những trải nghiệm du lịch xanh, cảm xúc, suy nghĩ, niềm tự hào của khách du lịch nội địa khi được góp phần vào việc bảo vệ môi trường tự nhiên của Việt Nam.
Tài liệu tham khảo:
1. Lê Chí Công (2017). Phân tích các nhân tố ảnh hưởng tới ý định hành vi tiêu dùng xanh: trường hợp khách du lịch quốc tế đến Nha Trang. Tạp chí Kinh tế và Phát triển.
2. Nguyễn Đình Thanh, Nguyễn Thị Thùy Vinh (2021). Các nhân tố ảnh hưởng đến hành vi lựa chọn du lịch xanh ở Việt Nam. Tạp chí Quản lý và Kinh tế Quốc tế
3. Phạm Thị Tú Uyên, Phan Hoàng Long (2020). Ứng dụng lý thuyết hành vi dự định trong nghiên cứu ý định lựa chọn khách sạn xanh của du khách tại thành phố Đà Nẵng. Tạp chí Khoa học Đại học Huế: Kinh tế và Phát triển, tập 129, số 5C, tr81-95.
4. Ajzen, I., (1985). From intention to action: a theory of planned behavior. In: Kuhl, J.,Beckmann, J. (Eds.), Action Control, from Cognition to Behavior. Springer-Verlag, NY, pp. 11–39.
5. Ajzen, I., (1991). The theory of planned behaviour. Organizational Behaviour and Human Decision Processes. 50 (2): 179-211.
6. Ajzen, I. (2005). Attitudes, personality, and behavior (2nd ed.). Milton-Keynes: Open University Press/McGraw-Hill.
7. Bandura, A. (1997). Social learning theory. Englewood Cliffs, N.J.: Prentice Hall.
8. Bhattacherjee (2000). Acceptance of Internet Applications Services: The Case of Electronic Brokerages”. IEEE Transactions on Systems, Man and Cybernetics-Part A: Systems and Humans, Vol. 30, No. 4, 2000, pp. 411-420. doi:10.1109/3468.85243
9. Chang, E. C. (1998). Hope, Problem-Solving Ability, and Coping in a College Student Population: Some Implications for Theory and Practice. Journal of Clinical Psychology, 54, 953-962.
https://doi.org/10.1002/(SICI)1097-4679(199811)54:7<953::AID-JCLP9>3.0.CO;2-F.
10. Chen, M.-F., & Tung, P.-J. (2014). Developing an extended Theory of Planned Behavior model to predict consumers’ intention to visit green hotels. International Journal of Hospitality Management, 36, 221 – 230.
11. Chia-Jung, C. & Pei-Chun, C. (2014). “Preferences and willingness pay for greenhotel attributes in tourist choice behavior: the case of Taiwan”. Journal of Travel andTourism Marketing, Vol. 31 No. 8, pp. 937 – 957
12. Choi, H., Jang, J., Kandampully, J., (2015). Application of the extended VBN theory to understand consumers’decisions about green hotels. Int. J. Hosp. Manag. 51, 87–95, 2015.
13. Han, H., Hsu, L.-T., Sheu, C. (2010). Application of the theory of planned behaviorto green hotel choice: testing the effect of environmental friendly activities. Tour. Manag.31(3), 325–334.
14. Han, H., Yoon, H.J. (2015). Environmental consciousness and green customer behavior:an examination of motivation crowding effect. Int. J. Hosp. Manag. 45, 22–33, 2015.
15. Heesup Han và cộng sự (2011). Are lodging customers ready to go green? An examination of attitudes, demographics, and eco-friendly intentions, International Journal of Hospitality Management.
16. Hsu, M.H. and Chiu, C.M (2004). Predicting Electronic Service Continuance with a Decomposed Theory of Planned Behavior. Behavior and Information Technology, 23, 359-373. http://dx.doi.org/10.1080/01449290410001669969.
17. JiaLiang Pan và cộng sự (2022). Anticipating Z-generation tourists’ green hotel visit intention utilizing an extended theory of planned behavior, Frontiers.
18. Kearney, A. (1994). “Green tourism development in Scotland”, Annals of Tourism Research, Vol. 21 No. 1, pp. 153 – 155.
19. Lin, H. F., (2007). “Predicting consumer intentions to shop online: An empirical test of competing theories”, Electronic Commerce Research and Applications, 6 (4), pp. 433-442.
20. Manaktola, K., & Jauhari, V. (2007). Exploring Consumer Attitude and Behavior towards Green Practices in the Lodging Industry in India. International Journal of Contemporary Hospitality Management, 19, 364 – 377.
21. Md Mahbubul Haq và cộng sự (2023). The impact of deontological and teleological variables on the intention to visit green hotel: The moderating role of trust, Heliyon
22. Moore, W.R. (2010). The impact of climate change on Caribbean tourism demand. Current Issues in Tourism, Vol. 13 No. 5, pp. 495 – 505.
23. Vivek Kumar Verma, Bibhas Chandra (2017). Intention to Implement Green Hotel Practices: Evidence from Indian Hotel Industry. International Journal of Management Practice
24. Passafaro, P. (2020). Attitudes and tourists’ sustainable behavior: An overview of the literature and discussion of some theoretical and methodological issues. Journal of Travel Research, 59(4), 579 – 601. https://doi.org/10.1177/0047287519851171
25. Rogers, E.M (1995). Diffusion of Innovations. 4th Edition, the Free Press, New York.
26. Taylor, S., & Tood, P. (1995). Decomposition and crossover effects in the theory of planned behavior: A study of consumer adoption intentions. International ournalof Research in Marketing, 12, 137 – 156.
27. Vivek Kumar Verma, Bibhas Chandra (2017). Intention to Implement Green Hotel Practices: Evidence from Indian Hotel Industry. International Journal of Management Practice.
