TS. Nguyễn Danh Nam
ThS. Uông Thị Ngọc Lan
Trường Đại học Thành Đông
(Quanlynhanuoc.vn) – Nghiên cứu nhằm mục đích tìm ra các yếu tố ảnh hưởng đến ý định quay trở lại của du khách nội địa đối với điểm đến du lịch Mộc Châu, tỉnh Sơn La. Thông qua 387 mẫu khảo sát kết hợp với các phân tích định lượng trên phần mềm SPSS26, như: kiểm định độ tin cậy, phân tích nhân tố khám phá, phân tích tương quan và hồi quy tuyến tính tại mức ý nghĩa thống kê 5%. Kết quả cho thấy, 6 yếu tố có ảnh hưởng trực tiếp đến ý định quay trở lại của du khách nội địa đối với điểm đến du lịch Mộc Châu, tỉnh Sơn La, là: chất lượng dịch vụ; khả năng tiếp cận; giá cảm nhận; điểm tham quan; tiện nghi; hoạt động vui chơi, giải trí. Dựa trên những phát hiện đó, một số hàm ý quản trị được gợi mở nhằm giúp chính quyền địa phương, doanh nghiệp lữ hành và các bên liên quan cải thiện chất lượng trải nghiệm, làm mới sản phẩm du lịch và xây dựng chiến lược tiếp thị phù hợp, góp phần nâng cao vị thế và năng lực cạnh tranh cho điểm đến du lịch Mộc Châu.
Từ khóa: Ý định quay trở lại điểm đến, du khách nội địa, điểm đến du lịch, Mộc Châu, Sơn La.
1. Đặt vấn đề
Trong những năm gần đây, ngành du lịch Việt Nam không ngừng phát triển và ngày càng khẳng định vai trò quan trọng trong cơ cấu nền kinh tế quốc dân. Du lịch không chỉ góp phần thúc đẩy tăng trưởng GDP, tạo việc làm, nâng cao thu nhập cho người dân mà còn đóng vai trò quan trọng trong bảo tồn và phát huy các giá trị văn hóa – lịch sử truyền thống của dân tộc. Đặc biệt, du lịch nội địa đã trở thành động lực then chốt trong bối cảnh thị trường quốc tế có nhiều biến động do thiên tai, dịch bệnh, hay khủng hoảng kinh tế.
Trong chiến lược phát triển du lịch hiện đại, ngoài việc thu hút du khách lần đầu, các địa phương và doanh nghiệp lữ hành ngày càng chú trọng đến việc giữ chân du khách, thúc đẩy hành vi quay trở lại điểm đến như một cách duy trì sức hút thương hiệu và tăng trưởng ổn định lâu dài. Ý định quay trở lại của du khách là một chỉ báo quan trọng phản ánh mức độ hài lòng, ấn tượng tích cực và sự gắn bó của du khách với một điểm đến.
Không giống như hành vi du lịch lần đầu vốn chịu ảnh hưởng lớn từ yếu tố thông tin và quảng bá, quyết định quay trở lại thường dựa trên những trải nghiệm thực tế và đánh giá cá nhân của du khách. Việc một điểm đến có thể giữ chân và tạo động lực cho du khách quay trở lại không chỉ giúp giảm chi phí marketing so với việc thu hút khách mới, mà còn tạo ra hiệu ứng lan tỏa nhờ sự giới thiệu từ người từng trải nghiệm, góp phần nâng cao hình ảnh và uy tín thương hiệu du lịch.
Mộc Châu, cao nguyên thơ mộng thuộc tỉnh Sơn La là một trong những điểm đến nổi bật của khu vực miền núi phía Bắc, được thiên nhiên ưu đãi với khí hậu ôn hòa quanh năm, cảnh quan tươi đẹp với những đồi chè xanh ngát, rừng thông, thác nước, cao nguyên hoa rực rỡ bốn mùa. Mộc Châu còn là nơi lưu giữ đậm đà bản sắc văn hóa của các dân tộc thiểu số như Mông, Thái, Dao… Những năm gần đây, Mộc Châu đã được chính quyền địa phương và các doanh nghiệp du lịch đầu tư mạnh mẽ về hạ tầng giao thông, dịch vụ lưu trú, khu vui chơi giải trí, đồng thời tích cực tổ chức các sự kiện du lịch đặc sắc, như: Ngày hội hoa mận, Tết độc lập, Lễ hội hương chè… tạo nên sức hấp dẫn lớn đối với khách du lịch trong nước.
Tuy nhiên, thực tế cho thấy phần lớn du khách đến với Mộc Châu chỉ ghé thăm một lần, trong khi tỷ lệ khách quay trở lại vẫn còn khiêm tốn. Nhiều du khách sau khi trải nghiệm đã lựa chọn các điểm đến khác cho các kỳ nghỉ tiếp theo. Điều này đặt ra yêu cầu cấp thiết trong việc tìm ra các yếu tố ảnh hưởng đến ý định quay trở lại của du khách nội địa đối với điểm đến du lịch Mộc Châu, tỉnh Sơn La, kết quả nghiên cứu là cơ sở cho việc hoạch định chính sách phát triển du lịch Mộc Châu theo hướng bền vững và khác biệt. Từ đó, giúp chính quyền địa phương, doanh nghiệp lữ hành và các bên liên quan cải thiện chất lượng trải nghiệm, làm mới sản phẩm du lịch và xây dựng chiến lược tiếp thị phù hợp, góp phần nâng cao vị thế Mộc Châu như một điểm đến “đáng nhớ và đáng quay lại” trong tâm trí du khách Việt Nam.
2. Cơ sở lý thuyết và mô hình nghiên cứu đề xuất
Ý định quay trở lại điểm đến du lịch được hiểu là sự cam kết hoặc mong muốn của du khách trong việc lặp lại chuyến đi đến cùng một điểm đến trong tương lai. Khái niệm “ý định quay trở lại” có nguồn gốc từ lý thuyết hành vi dự định (Theory of Planned Behavior – TPB) do Ajzen và Fishbein (1975) khởi xướng và được phát triển hoàn thiện bởi Ajzen (1991). Theo Ajzen (1991), ý định hành vi là mức độ nỗ lực mà cá nhân sẵn sàng bỏ ra để thực hiện một hành vi cụ thể trong tương lai.
Nguyễn Thị Lệ Hương và Phan Thanh Hoàn (2020) cho rằng, ý định quay trở lại là sự sẵn lòng của du khách trong việc trở lại một điểm đến đã từng ghé thăm, trong một khoảng thời gian nhất định, thể hiện sự gắn bó về mặt cảm xúc và nhận thức đối với trải nghiệm trước đó. Đồng thời, ý định này cũng hàm ý kỳ vọng về việc lặp lại những cảm xúc tích cực đã có, hoặc mong muốn khám phá thêm các khía cạnh chưa trải nghiệm hết. Ý định quay lại thể hiện mức độ hài lòng và lòng trung thành của du khách đối với điểm đến, đồng thời là yếu tố quan trọng quyết định hiệu quả hoạt động kinh doanh du lịch. Một điểm đến thành công không chỉ thu hút du khách mới, mà còn duy trì được tỷ lệ quay trở lại cao nhờ chất lượng trải nghiệm và chiến lược tiếp thị quan hệ hiệu quả.
Bên cạnh nền tảng lý thuyết từ mô hình Hành vi dự định (TPB), nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã tập trung làm rõ các yếu tố ảnh hưởng đến ý định quay trở lại của du khách, trong đó nổi bật là mối quan hệ giữa sự hài lòng, hình ảnh điểm đến, trải nghiệm du lịch và hành vi trung thành. Tại Việt Nam, nghiên cứu của Hà Nam Khánh Giao và Nguyễn Thị Kim Ngân (2017) đã tiếp cận ý định quay lại như một biểu hiện cụ thể của hành vi trung thành du lịch.
Kết quả nghiên cứu cho thấy, các yếu tố như môi trường tự nhiên, cơ sở hạ tầng, khả năng tiếp cận, hoạt động vui chơi giải trí, chi phí hợp lý, bầu không khí và ẩm thực địa phương đều có ảnh hưởng tích cực đến ý định quay trở lại điểm đến của du khách nội địa. Đây là những thành tố quan trọng góp phần hình thành hình ảnh điểm đến tích cực trong tâm trí du khách một yếu tố then chốt quyết định hành vi tái viếng thăm. Nghiên cứu của Mai Ngọc Khương và Phạm Anh Nguyên (2017) cũng khẳng định vai trò nổi bật của sự hài lòng du lịch trong việc hình thành ý định quay trở lại. Theo nhóm tác giả, các yếu tố như cảm nhận về an toàn – an ninh, ẩm thực, giá cả cảm nhận, hoạt động giải trí và hạ tầng cơ sở đều ảnh hưởng trực tiếp đến sự hài lòng, từ đó thúc đẩy hành vi tái viếng thăm.
Trên thế giới, nghiên cứu của Rahmawati và cộng sự (2021) chỉ ra mức độ hấp dẫn của điểm đến, vị trí địa lý và chất lượng dịch vụ là những yếu tố có ảnh hưởng tích cực rõ rệt đến ý định quay trở lại. Nghiên cứu nhấn mạnh vai trò tổng hợp của các yếu tố cảm nhận trong quá trình ra quyết định du lịch lặp lại. Đặc biệt, nghiên cứu của Cicilia và cộng sự (2021) đã tiếp cận vấn đề từ một góc nhìn tích hợp hơn, trong đó phân tích mối quan hệ giữa các nhóm yếu tố hấp dẫn điểm đến bao gồm tiện nghi, cơ sở hạ tầng, khả năng tiếp cận, tính năng động của điểm đến dành cho gia đình, dịch vụ khách sạn, giá trị kinh tế – an toàn – xã hội, sự hài lòng, hình ảnh điểm đến và ý định quay lại.
Kết quả nghiên cứu cho thấy, sự hài lòng đóng vai trò trung gian quan trọng, làm cầu nối giữa mức độ hấp dẫn điểm đến và ý định quay trở lại. Đây là gợi ý quan trọng cho các mô hình nghiên cứu hành vi du lịch có tính liên kết nhiều biến. Ngoài ra, nghiên cứu của Tun Thiumsak và Athapol Ruangkanjanases (2016) cũng chỉ ra rằng các yếu tố như sự hài lòng về nơi lưu trú, hoạt động mua sắm, thái độ thân thiện của người dân địa phương, động cơ nghỉ dưỡng và mức độ hấp dẫn được cảm nhận đều có ảnh hưởng thống kê đáng kể đến ý định quay trở lại của du khách quốc tế. Hình ảnh tổng thể của điểm đến tiếp tục được khẳng định là biến số trung tâm trong mô hình dự đoán hành vi quay trở lại.
Qua quá trình quan sát thực tế và dựa trên tổng quan các nghiên cứu trong và ngoài nước về chủ đề ý định quay trở lại điểm đến trên phần cơ sở lý thuyết, tác giả lựa chọn và đề xuất mô hình nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến ý định quay trở lại của du khách nội địa đối với điểm đến du lịch Mộc Châu, tỉnh Sơn La với 6 giả thuyết, như sau:
Các giả thuyết nguyên cứu:
H1: Tiện nghi có ảnh hưởng tích cực đến ý định quay trở lại điểm đến của du khách nội địa.
H2: Điểm tham quan có ảnh hưởng tích cực đến ý định quay trở lại điểm đến của du khách nội địa.
H3: Hoạt động vui chơi, giải trí có ảnh hưởng tích cực đến ý định quay trở lại điểm đến của du khách nội địa.
H4: Khả năng tiếp cận có ảnh hưởng tích cực đến ý định quay trở lại điểm đến của du khách nội địa.
H5: Giá cảm nhận có ảnh hưởng tích cực đến ý định quay trở lại điểm đến của du khách nội địa.
H6: Chất lượng dịch vụ có ảnh hưởng tích cực đến ý định quay trở lại điểm đến của du khách nội địa.
Mô hình nghiên cứu được viết dưới dạng phương trình như sau:
YD = β0 + β1*TN + β2*TQ + β3*HD + β4*TC+ β5*CN + β6*CL + e
Trong đó:
YD (yếu tố phụ thuộc): Ý định quay trở lại điểm đến của du khách nội địa.
Các yếu tố độc lập bao gồm (Xi): Tiện nghi (TN); Điểm tham quan (TQ); Hoạt động vui chơi, giải trí (HD); Khả năng tiếp cận (TC); Giá cảm nhận (CN); Chất lượng dịch vụ (CL).
βk: Hệ số hồi quy (k = 0, 1, 2,… 6).
e: Sai số ngẫu nhiên
3. Phương pháp nghiên cứu
Thang đo nghiên cứu được xây dựng bằng cách kế thừa từ các nghiên cứu trong và ngoài nước liên quan trong cơ sở lý thuyết và để đảm bảo sự phù hợp với đối tượng và hoàn cảnh nghiên cứu trước khi đưa vào khảo sát chính thức thang đo được tác giả đưa vào thảo luận nhóm cùng một số chuyên gia trong lĩnh vực du lịch để đánh giá, xem xét mối quan hệ giữa các yếu tố và điều chỉnh lại các biến quan sát trong toàn bộ thang đo. Qua quá trình thảo luận, thang đo chính thức bao gồm 36 biến quan sát, tương ứng với 6 yếu tố độc lập và 1 yếu tố phụ thuộc, ngoài ra một số biến quan sát cũng được hiệu chỉnh lại từ ngữ cho phù hợp với văn phong và tránh gây hiểu nhầm nội dung trong quá trình khảo sát.
Nghiên cứu sử dụng thang đo Likert 5 mức độ từ mức 1 – Rất không hài lòng đến mức 5 – Rất hài lòng. Cỡ mẫu nghiên cứu được lựa chọn theo tỷ lệ tốt nhất trong phân tích nhân tố khám phá EFA theo Hair và cộng sự (2010) là 10:1. Tuy nhiên, để tránh trường hợp số phiếu thu về không hợp lệ thực tế phát ra 400 phiếu. Bằng phương pháp khảo sát phi xác suất thuận tiện, phiếu khảo sát được phát trực tiếp đến các du khách nội địa đang tham quan tại điểm du lịch Mộc Châu trong khoảng thời gian từ tháng 01/2025 đến tháng 03/2025. Kết thúc quá trình khảo sát thu về được 387 phiếu thoả mãn điều kiện đưa vào thực hiện phân tích định lượng trên phần mềm SPSS26 tại mức ý nghĩa thống kê 5%.
4. Kết quả nghiên cứu
Kết quả thống kê mô tả cho thấy trong tổng số 387 phiếu khảo sát hợp lệ được thu thập từ du khách nội địa tại điểm đến du lịch Mộc Châu, tỉnh Sơn La, có 174 người là nam giới, chiếm 44,98%, và 213 người là nữ giới, chiếm 55,02%.
Về độ tuổi, phần lớn du khách nằm trong độ tuổi từ 26 đến 35 tuổi với 143 người (chiếm 36,9%), tiếp theo là nhóm từ 18 đến 25 tuổi với 112 người (chiếm 28,9%), nhóm từ 36 đến 45 tuổi chiếm 17,6% với 68 người và nhóm từ trên 45 tuổi chiếm 16,5% với 64 người. Về trình độ học vấn, du khách có trình độ đại học chiếm tỷ lệ cao nhất với 214 người (chiếm 55,3%), tiếp theo là cao đẳng/trung cấp với 94 người (chiếm 24,3%), sau đó là sau đại học với 48 người (chiếm 12,4%) và còn lại là trình độ phổ thông với 31 người (chiếm 8,0%).
Xét về nghề nghiệp, người khảo sát là nhân viên văn phòng chiếm tỷ trọng lớn nhất với 138 người (chiếm 35,6%), tiếp theo là sinh viên, học sinh với 97 người (chiếm 25,1%), công chức, viên chức có 62 người chiếm 16,0%, kinh doanh tự do có 51 người (chiếm 13,2%) còn lại là lao động phổ thông, nội trợ, hưu trí… có 39 người (chiếm 10,1%). Về số lần đến Mộc Châu, đa số du khách là người mới đến lần đầu với 203 người, chiếm 52,5%, có 128 người đã từng đến từ 2–3 lần chiếm 33,1%, và chỉ có 56 người là khách quen thuộc đã quay lại điểm đến 4 lần trở lên chiếm 14,5%. Về hình thức du lịch, tỷ lệ du khách đi theo nhóm bạn chiếm ưu thế với 167 người (chiêm 43,1%), tiếp đến là đi cùng gia đình có 125 người, chiếm 32,3%, đi theo tour công ty lữ hành có 61 người chiếm 15,8% và đi một mình có 34 người chiếm 8,8%.
Bảng 1: Kết quả phân tích hệ số Cronbach’s Alpha, hệ số tải nhân tố và hệ số tương quan Pearson
| Các yếu tố | Các biến quan sát | Hệ số Cronbach’s Alpha | Hệ số tương quan biến tổng nhỏ nhất | Hệ số tải nhân tố nhỏ nhất | Hệ số Eigenvalue | Hệ số tương quan |
| TN | 6 | 0,814 | 0,552 | 0,756 | 4,623 | 0,731** |
| TQ | 4 | 0,826 | 0,426 | 0,765 | 3,808 | 0,714** |
| HD | 6 | 0,793 | 0,623 | 0,742 | 3,313 | 0,708** |
| TC | 4 | 0,809 | 0,449 | 0,751 | 2,185 | 0,653** |
| CN | 6 | 0,785 | 0,554 | 0,769 | 1,987 | 0,726** |
| CL | 5 | 0,827 | 0,468 | 0,757 | 1,376 | 0,638** |
| KMO = 0,786 | ||||||
| Kiểm định Bartlett’s | Giá trị Chi bình phương xấp xỉ | 5926,468 | ||||
| df | 249 | |||||
| Sig. | 0,000 | |||||
| Tổng phương sai trích % | 79,524 | |||||
| YD | 5 | 0,801 | 0,455 | 0,761 | 1,895 | 1,000 |
| KMO = 0,793 | ||||||
| Kiểm định Bartlett’s | Giá trị Chi bình phương xấp xỉ | 186,576 | ||||
| df | 5 | |||||
| Sig. | 0,000 | |||||
| Tổng phương sai trích % | 77,832 | |||||
| Ghi chú: *, ** tương ứng với tương quan có ý nghĩa ở mức 0,05 và 0,01 | ||||||
Kết quả phân tích trong bảng 1 cho thấy, các yếu tố độc lập đều có hệ số Cronabach’s Alpha lớn hơn 0,5 và hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn 0,4 đã cho thấy thang đo đạt độ tin cậy và giá trị phân biệt (Hair và cộng sự, 2010). Kết quả phân tích nhân tố khám phá các yếu tố độc lập đã cho thấy, hệ số tải nhân tố đều lớn hơn 0,7 phản ánh chất lượng các biến quan sát đều ở mức tốt và không bị loại biến quan sát nào.
Hệ số KMO của các yếu tố độc lập lớn hơn 0,7 cùng kiểm định Bartlett’s có hệ số Sig. nhỏ hơn 0,001 cho thấy dữ liệu đưa vào phân tích là phù hợp và có ý nghĩa thống kê. Có 6 nhóm nhân tố được trích với tiêu chí hệ số Eigenvalue lớn hơn 1 với tổng phương sai trích là 79,524% nghĩa là 6 nhóm nhân tố này giải thích được 79,524% sự biến thiên dữ liệu trong mô hình nghiên cứu phản ánh mức độ đảm bảo có ý nghĩa khi phân tích nhân tố khám phá EFA của các yếu tố độc lập (Hair và cộng sự, 2010).
Đối với yếu tố phụ thuộc kết quả phân tích cho thấy hệ số Cronbach’s Alpha lớn hơn 0,8 và hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0,3 thể hiện thang đo đạt độ tin cậy tốt. Phân tích nhân tố khám phá cho thấy hệ số KMO đạt 0,793 và giá trị Sig, của kiểm định Bartlett’s thoả mãn nhỏ hơn 0,05. Tại mức Eigenvalue lớn hơn 1 chỉ có duy nhất một nhóm nhân tố được trích với tổng phương sai trích lớn hơn 50% và hệ số tải nhân tố cả 5 biến quan sát đều lớn hơn 0,5 cho thấy thang đo đạt đủ độ tin cậy và phân biệt, thoả mãn điều kiện đưa vào thực hiện các phân tích tiếp theo (Hair và cộng sự, 2010).
Bên cạnh đó, phân tích tương quan Pearson cho thấy hệ số tương quan giữa các yếu tố độc lập với yếu tố phụ thuộc đều lớn hơn 0,4 với hệ số Sig. nhỏ hơn 0,01 đã cho thấy mức độ tương quan tốt giữa các yếu tố độc lập với yếu tố phụ thuộc. Đồng thời, giữa các yếu tố độc lập không xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến (Hair và cộng sự, 2010), do đó dữ liệu thoả mãn đưa vào thực hiện phân tích hồi quy.
Bảng 2. Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính
| Mô hình | Hệ số hồi quy chưa chuẩn hoá | Hệ số hồi quy chuẩn hoá | t | Sig. | Thống kê đa cộng tuyến | |||
| Beta | Độ lệch chuẩn | Beta chuẩn hoá | Dung sai điều chỉnh | VIF | ||||
| 1 | Hằng số | 2,879 | 0,237 | 6,223 | 0,000 | |||
| TN | 0,271 | 0,073 | 0,288 | 3,436 | 0,001 | 0,672 | 1,746 | |
| TQ | 0,298 | 0,076 | 0,313 | 5,547 | 0,000 | 0,569 | 1,734 | |
| HD | 0,253 | 0,077 | 0,275 | 4,128 | 0,000 | 0,543 | 1,678 | |
| TC | 0,358 | 0,074 | 0,372 | 3,745 | 0,002 | 0,565 | 1,747 | |
| CN | 0,324 | 0,079 | 0,347 | 2,849 | 0,000 | 0,684 | 1,699 | |
| CL | 0,375 | 0,071 | 0,396 | 4,471 | 0,001 | 0,521 | 1,763 | |
| Giá trị F = 117,566; Sig. = 0,000 R2 = 0,817; R2 hiệu chỉnh = 0,793; Durbin-Watson = 1,823 a. Biến phụ thuộc: YD | ||||||||
Phân tích hồi quy tuyến tính theo phương pháp Enter cho kết quả hệ số R2 hiệu chỉnh đạt 0,793 thể hiện mức độ phù hợp của mô hình cao, các yếu tố độc lập ảnh hưởng đến yếu tố phụ thuộc đạt 79,3%, còn lại là do sai số hoặc các yếu tố khác nằm ngoài mô hình.
Hệ số Durbin – Watson bằng 1,823 đạt yêu cầu không vi phạm giả định tự tương quan chuỗi bậc nhất. Hệ số Sig. của kiểm định F nhỏ hơn 0,000 đã chỉ ra mô hình hồi quy tổng thể phù hợp với mọi cấu trúc được kiểm tra. Hệ số phóng đại phương sai VIF của các yếu tố trong mô hình đều lớn hơn 1 và nhỏ hơn 2 do đó không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến, giá trị Sig. của kiểm định t đều nhỏ hơn 0,05 nên mô hình có ý nghĩa thống kê.
Bên cạnh đó, kiểm tra giả định về phân phối chuẩn của phần dư cho thấy độ lệch chuẩn Std. Dev gần bằng 1 và giá trị Mean gần bằng 0 nên giả thuyết phân phối chuẩn của phần dư khi xây dựng mô hình hồi quy không bị vi phạm. Biểu đồ phân tán thể hiện sự phân tán ngẫu nhiên của các giá trị phần dư trong một vùng đi qua đường tung độ 0 và các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng do đó giả định liên hệ tuyến tính không vi phạm. Kết quả các giả thuyết đưa ra đều được chấp nhận, phương trình hồi quy theo hệ số beta chuẩn hoá như sau:
YD = 0,396*CL + 0,372*TC + 0,347*CN + 0,313*TQ + 0,288*TN + 0,275*HD + e
Qua phương trình 6 yếu tố đều có ảnh hưởng chiều dương đến yếu tố phụ thuộc theo mức độ giảm dần làChất lượng dịch vụ; Khả năng tiếp cận; Giá cảm nhận; Điểm tham quan; Tiện nghi; Hoạt động vui chơi, giải trí.
5. Hàm ý quản trị
Dựa trên kết quả phát hiện, chính quyền địa phương và các doanh nghiệp hoạt động trong lĩnh vực du lịch tại Mộc Châu cần chú trong triển khai và thực hiện một số vấn đề như:
Một là, chính quyền địa phương và các doanh nghiệp du lịch tại Mộc Châu cần đặc biệt quan tâm đến việc chuẩn hóa và nâng cao chất lượng các dịch vụ như lưu trú, ăn uống, hướng dẫn viên, chăm sóc khách hàng và dịch vụ hỗ trợ tại điểm đến. Có chiến lược xây dựng đội ngũ nhân lực chuyên nghiệp, thân thiện, hiểu biết văn hóa bản địa; phát triển hệ thống đánh giá chất lượng theo phản hồi thực tế từ du khách; đồng thời khuyến khích các cơ sở lưu trú, nhà hàng, đơn vị lữ hành cải tiến dịch vụ dựa trên công nghệ (booking online, phản hồi tự động, thanh toán không tiền mặt, v.v.).
Hai là, cải thiện khả năng tiếp cận và kết nối giao thông đến điểm đến, tăng cường đầu tư nâng cấp hạ tầng giao thông kết nối các tuyến đường từ Hà Nội và các tỉnh lân cận đến Mộc Châu, đồng thời phát triển các dịch vụ xe buýt du lịch, tuyến xe trung chuyển nội vùng, bãi đỗ xe thông minh và bảng chỉ dẫn rõ ràng. Tích hợp công nghệ bản đồ du lịch số, định vị địa điểm và các ứng dụng hỗ trợ chỉ đường giúp du khách dễ dàng tiếp cận, di chuyển và gia tăng trải nghiệm tích cực.
Ba là, duy trì mức giá hợp lý và nâng cao giá trị cảm nhận của du khách, công khai minh bạch giá cả, niêm yết rõ ràng, tránh tình trạng “chặt chém” hay phân biệt khách địa phương – khách du lịch. Đồng thời, có thể thiết kế các gói combo trải nghiệm tiết kiệm, chính sách giảm giá cho khách quay lại hoặc ưu đãi theo mùa để tăng tính hấp dẫn và khả năng quay trở lại.
Bốn là, nâng cấp và làm mới hệ thống điểm tham quan, cải thiện cảnh quan, vệ sinh môi trường, bổ sung nội dung thuyết minh hấp dẫn, lồng ghép các yếu tố văn hóa bản địa, đồng thời đa dạng hóa hình thức tham quan (trải nghiệm nông nghiệp, trekking, du lịch cộng đồng…). Ngoài ra, có thể tổ chức các tour tuyến có chủ đề theo mùa, chương trình du lịch khám phá độc đáo, gắn với các lễ hội truyền thống, như: lễ hội hoa mận, lễ hội Hết Chá…
Năm là, đầu tư phát triển hệ thống tiện nghi du lịch hiện đại, thân thiện như nhà vệ sinh công cộng, điểm nghỉ chân, trạm sạc điện thoại, khu vực ăn uống, wifi miễn phí… xây dựng hệ thống tiện ích đồng bộ, thân thiện với môi trường và đảm bảo vệ sinh nhằm tạo nên hình ảnh điểm đến văn minh, hiện đại
Sáu là, phát triển các hoạt động vui chơi, giải trí mang tính bản sắc và trải nghiệm. Mộc Châu cần đa dạng hóa sản phẩm giải trí, như: đêm nhạc dân tộc, trình diễn văn hóa truyền thống, khu trò chơi dân gian, hoạt động thể thao mạo hiểm (zipline, dù lượn…), khu cắm trại, check-in sáng tạo… Tạo ra nhiều “khoảnh khắc đáng nhớ” cho du khách, đặc biệt là giới trẻ nhóm có xu hướng chia sẻ trải nghiệm trên mạng xã hội và góp phần lan tỏa hình ảnh điểm đến.
Tài liệu tham khảo:
1. Ajzen, I. (1991). The theory of planned behaviour. Organization Behaviour and Human Decision Processes, 50, 179–211.
2. Ajzen, I., & Fishbein, M. (1975). Theory of reasoned actions as applied to moral behavior: A confirmatory analysis. Journal of Personality and Social Psychology, 1992, 98–109.
3. Cicilia, J. E., Warbung, Joy E., Tulung, R. T., & Saerang, D. P. E. (2021). Analysis of tourist satisfaction based on 5A’s of tourism elements towards tourist revisit intention to Tomohon city. Journal EMBA, 9(2), 189–198.
4. Hà Nam Khánh Giao & Nguyễn Thị Kim Ngân. (2017). Tác động của hình ảnh điểm đến tới ý định quay lại của khách du lịch nội địa tại Bà Rịa – Vũng Tàu. SSRN Electronic Journal. https://doi.org/10.2139/ssrn.3107815
5. Mai Ngọc Khương & Phạm Anh Nguyên. (2017). Factors affecting tourist destination satisfaction and return intention – A study in Ho Chi Minh City, Vietnam. Journal of Economics, Business and Management, 5(2), 95-102.
6. Nguyễn Thành Nam, Nguyễn Thị Thùy Dung, Nguyễn Thanh Quảng, Nguyễn Phước Linh Đoan, Lê Trịnh Ngôn (2024). Nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến ý định quay trở lại của khách du lịch với điểm đến Nha Trang – Khánh Hòa. Trong Kỷ yếu Hội thảo Quốc tế 2024: Du lịch thông minh và phát triển bền vững – Tiềm năng, cơ hội và thách thức (tr. 465-475).
7. Nguyễn Thị Lệ Hương và Phan Thanh Hoàn (2020). Đo lường ảnh hưởng các yếu tố của điểm đến du lịch Huế tới ý định quay trở lại của du khách. Tạp chí Khoa học Đại học Huế: Kinh tế và Phát triển, 129(5C), 41-59.
8. Rahmawati, N., Permadi, L., Adi, R., Rinuastuti, & Baiq Handayani. (2021). The influence of attraction, location, and service quality on revisit intention to Sesaot rural tourism. JMM UNRAM, 10(1A), 43-57.
9. Tun Thiumsak & Ruangkanjanases, A (2016). Factors influencing international visitors to revisit Bangkok, Thailand. Journal of Economics, Business and Management, 4(3), 220-225.
