Phan Nam Giang

Tóm tắt: Nghiên cứu này xác định các nhân tố ảnh hưởng và đánh giá sự hài lòng của khách du lịch đối với sản phẩm du lịch cộng đồng tại Điện Biên. Dựa trên các khung lý thuyết, các nghiên cứu thực nghiệm và kết quả nghiên cứu định tính, tác giả đề xuất mô hình nghiên cứu gồm 7 nhân tố: tài nguyên thiên nhiên, cơ sở hạ tầng, môi trường, dịch vụ ăn uống, giải trí, thái độ của dân cư, giá cả, di sản văn hóa. Thông kiểm định độ tin cậy Cronbach’s Alpha, kỹ thuật phân tích nhân tố khám phá (EFA) và phân tích hồi quy bội, kết quả nghiên cứu cho thấy có 7 nhóm nhân tố chính tác động đến sự hài lòng của du khách sản phẩm du lịch cộng đồng Điện Biên. Trong đó, di sản văn hóa và chất lượng dịch vụ là những nhân tố có tác động mạnh nhất.

1. Đặt vấn đề

Điện Biên là vùng đất biên cương của tổ quốc, giàu tiềm năng và có phong cảnh thiên nhiên hùng vĩ, nơi sinh sống của 19 dân tộc anh em đa dạng về bản sắc văn hóa. Bên cạnh những quần thể di tích chiến thắng ở Điện Biên Phủ, các cảnh quan thiên nhiên nơi đây cũng vô cùng đẹp với các địa danh hồ Pá Khoang, động Pa Thơm, suối nước nóng U Va và lễ hội hoa Ban trắng… những hoạt động văn hóa cộng đồng của các dân tộc: Thái, Mông, Khơ Mú… tất cả những đặc trưng trên đã tạo ra bản sắc đặc thù và là tiềm năng quý giá để Điện Biên có thể phát triển du lịch cộng đồng. Tuy có nhiều điều điện để phát triển nhưng trong những năm qua ngành du lịch chưa có những đóng góp đáng kể cho kinh tế địa phương. Theo kết quả đánh giá 5 năm thực hiện Chiến lược phát triển Du lịch Việt Nam đến năm 2020 và tầm nhìn đến năm 2030, trên bình diện chung, du lịch Điện Biên đứng thứ 6/14 trong vùng và thứ 33/63 tỉnh thành cả nước về khách du lịch quốc tế; 12/14 và thứ 56/63 tỉnh, thành cả nước về khách nội địa; thứ 8/14 trong vùng và thứ 38/63 tỉnh, thành cả nước về về tổng thu từ du lịch. Một trong những nguyên nhân chính mà Điện Biên chưa thực sự hấp dẫn đó chính là sản phẩm du lịch chưa đáp ứng được sự hài lòng của du khách vì thế tỷ lệ du khách quay trở lại Điện Biên là khá thấp. Như vậy, có thể thấy việc tiến hành các nghiên cứu để đánh giá sự hài lòng của du khách nhằm phát huy hết những tiềm năng của du lịch cộng đồng Điện Biên  là hết sức cần thiết.

2. Mô hình nghiên cứu

            Sự hài lòng của khách du lịch đóng vai trò quan trọng đối với sự thành công của tiếp thị điểm đến bởi nó tác động đến hành vi lựa chọn điểm đến, sử dụng các sản phẩm, dịch vụ và quyết định quay lại (Kozak, 2001). Theo Pizam, Neumann, Reichel (1978) và Oliver (1980) sự hài lòng của du khách là kết quả của sự tương tác giữa giá trị cảm nhận và mong đợi của du khách về điểm đến. Cadotte, Woodruff & Jenkins (1982) đã đưa ra định nghĩa “Sự hài lòng là sự so sánh của những kỳ vọng với những trải nghiệm”. Vận dụng khái niệm này vào lĩnh vực du lịch, có thể hiểu sự hài lòng của du khách là quá trình như sau: trước hết, du khách hình thành trong suy nghĩ của mình những kỳ vọng về điểm đến du lịch trước khi họ đi du lịch. Sau đó, họ sẽ trải nghiệm tại điểm đến nơi mà họ có thể cảm nhận được là tốt hay xấu. Du khách sẽ so sánh hiệu quả mà điểm đến mang lại bằng cách so sánh những gì mà họ kỳ vọng trước khi đi du lịch và những gì mà họ đã nhận được sau khi đã trải nghiệm tại điểm đến. Sự thỏa mãn của khách hàng chính là kết quả của sự so sánh này.

Các nghiên cứu trước đây về sự hài lòng của du khách chỉ ra rằng không có sự thống nhất chung  trong việc đo lường sự hài lòng. Theo Tribe & Snaith (1998), hiện nay có 4 mô hình đánh giá mức độ hài lòng được nhiều nhà nghiên cứu sử dụng: mô hình IPA (Importance-Performance Analysis), mô hình SERVQUAL (Service Quality), mô hình HOLSAT (Holiday Satisfaction), và mô hình SERVPERF (Service Performance). Trong đó SERVPERF là mô hình đơn giản, thích hợp cho việc đánh giá sự hài lòng vì không gặp phải vấn đề khi yêu cầu khách hàng đánh giá cả 2 phần kỳ vọng và cảm nhận (Cronin & Taylor, 1992; Jain & Gupta, 2004; Phạm & Kullada, 2009; Nadiri & Hussain, 2008). Jain & Gupta (2004) còn gợi ý rằng, mô hình SERVPERF hiệu quả hơn trong việc đánh giá sự hài lòng.

Các yếu tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của du khách được Tribe & Snaith (1998) đưa ra mô hình HOLSAT bao gồm các yếu tố: tài nguyên thiên nhiên và điều kiện vật chất, môi trường, các dịch vụ ăn uống − tham quan – giải trí – mua sắm, chỗ ở, chuyển tiền, di sản văn hóa.

            Để đánh giá sự hài lòng của khách du lịch đối với sản phẩm du lịch cộng đồng tại Điện Biên, tác giả thu thập thông tin từ sách báo, các báo cáo, nghiên cứu trong và ngoài nước về mô hình đánh giá sự hài lòng của khách du lịch và xây dựng mô hình hồi quy với 7 biến độc lập được xây dựng để xác định yếu tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của khách du lịch theo mô hình như sau:                 

Y = a₀ + a₁X₁ + a₂X₂ +a₃X₃ + a₄X₄ + a₅X₅ + a₆X₆ + a₇X₇ + ԑ

            Với: Y: Sự hài lòng của du khách; a₀……a₇ là các hệ số hồi quy; X₁……X₇ là các biến phụ thuộc; ԑ là phương sai sai số ngẫu nhiên. Để kiểm định mô hình, đề tài thực hiện điều tra qua phiếu điều tra về các yếu tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của khách du lịch đối với các sản phẩm du lịch cộng đồng tại Điện Biên. Đối tượng tham gia khảo sát điều tra được chọn ngẫu nhiên từ những khách du lịch đã trải nghiệm sản phẩm du lịch cộng đồng tại Điện Biên. Bảng hỏi được thiết kế gồm 48 câu hỏi, trong đó có 5 câu hỏi điều tra thông tin về khách du lịch, 42 câu hỏi đánh giá mức độ ảnh hưởng đến sự hài lòng và 1 câu hỏi đánh giá về mức độ hài lòng của khách du lịch đối với các sản phẩm du lịch cộng đồng tại Điện Biên. Trong đó sự hài lòng và các yếu tố được đánh giá theo thang đo Likert 5 điểm. (1-Rât hài lòng, 2-Hai lòng, 3-Bình thường, 4-Không hài lòng, 5-Rất không hài lòng). Tác giả đã thu được 216 bảng hỏi đạt yêu cầu với các đối tượng tham gia đa dạng về độ tuổi, giới tính, quê quán, nghề nghiệp và thu nhập.

3. Kết quả nghiên cứu                       

            * Kiểm định độ tin cậy của thang đo

            Giá trị Cronbach Alpha được sử dụng để kiểm tra độ tin cậy của các thang đo. Các yếu tố CSHT4 và CLDV2 có giá trị Cronbach Alpha < 0,3 bị loại khỏi mô hình. Các yếu tố còn lại đều đảm bảo giá trị Cronbach Alpha > 0,3 và Cronbach Alpha if Item deleted < Total Cronbach Alpha của các nhóm yếu tố. Cronbach Alpha của các nhóm yếu  tố > 0,7 nên nhóm nhân tố đã chọn được coi là đảm bảo mức ý nghĩa cần thiết. Như vậy sau khi phân tích độ tin cậy của thang đo bằng phân tích Cronbah Alpha có 40 biến quan sát được giữ lại theo nhóm yếu tố.

Bảng 1: Kết quả đánh giá Cronbach Alpha

Mã hóa	Biến	Cronbach’s Alpha	Số thang đo
TN	Tài nguyên thiên nhiên	0,706	3
CSHT	Cơ sở hạ tầng	0,822	10
MT	Môi trường	0,819	4
DC	Dân cư	0,881	4
CLDV	Chất lượng dịch vụ	0,830	6
GIA	Giá	0,820	7
DSVH	Di sản v giá trị văn hóa	0,870	8
	Total	0,893	42

            * Phân tích nhân tố khám phá EFA

            Phân tích nhân tố khám phá được sử dụng để rút gọn tập hợp các biến quan sát thành một tập hợp nhỏ hơn và có ý nghĩa hơn.

Bảng 2: Kiểm định KMO và Bartlett

	Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy.				,772
	Bartlett’s Test of Sphericity		Approx. Chi-Square		4819,867
		Df					780
					Sig.					,000

Bảng 3: Ma trận xoay các yếu tố

					Yếu tố
		1	2	3	4	5	6	7
	DSVH3	,773
DSVH2	,768
DSVH1	,747
DSVH8	,675
DSVH4	,643
DSVH6	,625
DSVH5	,620
CSHT7
DSVH7
CSHT1		,724
CSHT9		,680
CSHT2		,655
CSHT8		,610
CSHT10		,606
CSHT6		,597
CSHT5		,576
CSHT3		,554
GIA4			,763
GIA2			,762
GIA1			,741
GIA3			,710
GIA6			,667
GIA7			,621
GIA5			,555
CLDV1				,849
CLDV3				,842
CLDV4				,816
CLDV5				,767
CLDV6				,752
DC3					,803
DC2					,800
DC4					,790
DC1					,777
MT3						,823
MT4						,788
MT2						,737
MT1
TN2							,720
TN3							,667
TN1							,560

Extraction Method: Principal Component Analysis.

Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization.

a. Rotation converged in 7 iterations.

Hệ số KMO = 0,772, đảm bảo các yêu cầu 0,5 <KMO <1; với mức ý nghĩa Sig. = 0,000 đáp ứng các điều kiện Sig. <0,005. Với mô hình ma trận xoay 7 yếu tố giải thích 59,532% biến động của tổng các biến. Kêt quả ma trận xoay các yếu tố bảo đảm yêu cầu hệ số tải (Hair & cộng sự, 2006) với số mẫu >100 và <350, hệ số tải của các phần tử phải lớn hơn 0,55 , và theo kết quả trên Bảng 3, các yếu tố CSHT.7, DSVH7, MT1 bị loại khỏi mô hình vì có hệ số tải <0,55.

            * Kết quả nghiên cứu

            – Kiểm định mô hình hồi quy

Bảng 3: Tóm tắt mô hình hồi quy

R	R Square	Adjusted R Square	Durbin-Watson
.858a	0.737	0.734	1.821

Giá trị Adjusted R Square= 0,734 thể hiện rằng các nhân tố độc lập sẽ thể hiện được 73.4% sự biến thiên khi đánh giá về sự hài lòng của du khách. Đây là một tỷ lệ khá tốt.

Bảng 4: Kết quả kiểm định độ phù hợp của mô hình hồi quy (Anova)

	Tổng bình phương	Số bậc tự do	Bình phương trung bình	Giá trị kiểm định F	Mức ý nghĩa
Hệ số hồi quy	199.677	5	39.935	301.754	.000b
Phần dư	71.333	539	0.132
Tổng cộng	271.011	544

            Kiểm định ANOVA thể hiện ở bảng 4.16 cho thấy giá trị kiểm định F bằng 301.754 có mức ý nghĩa thống kê (sig.) là 0,000. Chứng tỏ giả thuyết H0 (tập hợp các biến độc lập không có mối liên hệ với biến phụ thuộc) bị bác bỏ. Vì thế, mô hình hồi quy được lựa chọn trên đây phù hợp.

            – Mô hình hồi quy đa biến

			Bảng 5: Kết quả hồi quy tuyến tính
		Hệ số chưa chuẩn	Hệ số chuẩn			Thống kê đa cộng
Mô Hình		hóa	hóa	T	Sig.	tuyến
		B	Std. Error	Beta			Tolerance	VIF
	Hệ số tự do	3,727	0,025		148,769	0
	DSVH	0,226	0,025	0,432	9,012	0	1	1
	CSHT	0,08	0,025	0,152	3,177	0,002	1	1
1	GIA	0,068	0,025	0,13	2,708	0,007	1	1
CLDV	0,204	0,025	0,389	8,115	0	1	1
	DC	0,153	0,025	0,292	6,093	0	1	1
	MT	0,128	0,025	0,245	5,111	0	1	1
	TN	0,11	0,025	0,211	4,398	0	1	1

            Kết quả phân tích hồi quy đa biến cho thấy tất cả các biến độc lập đều có tương quan thuận với biến phụ thuộc HL và không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến (hê số Tolerance và hệ số phóng đại phương sai VIF đều nhỏ hơn 2). Từ mô hình cho thấy các yếu tố tài nguyên thiên nhiên, cơ sở hạ tầng, chất lượng dịch vụ, thái độ của dân cư, giá, di sản văn hóa đều ảnh hưởng tích cực và có ý nghĩa thống kê với sự hài lòng của khách du lịch tại các điểm du lịch cộng đồng Điện Biên. Trong đó di sản văn hóa, chất lượng dịch vụ là những yếu tố có ảnh hưởng mạnh hơn

            Mô hình hồi quy chuẩn hóa các yếu tố như sau:

            Y=0,432DSVH + 0,152CSHT + 0,13GIA + 0,389CLDV + 0,292 DC + 0,245MT + 0,211TN

4. Kết luận      

            Phát triển du lịch bền vững là xu hướng chung trên toàn thể giới. Đánh giá sự hài lòng của du khách đối với du lịch cộng đồng tại Điện Biên và các yếu tố ảnh hưởng cho thấy các yếu tố tài nguyên thiên nhiên, cơ sở hạ tầng, chất lượng các dịch vụ, thái độ của dân cư, giá cả, di sản văn hóa đều có ảnh hưởng tích cực và có ý nghĩa thống kê tới sự hài lòng của du khách trong đó di sản văn hóa, chất lượng các dịch vụ là những yếu tố có tác động mạnh hơn.

Nguyễn Hồng Nhung

Gần đây, du lịch nông nghiệp đã đem lại hiệu quả kinh tế – xã hội cho nhiều địa phương, doanh nghiệp. Sự tham gia trực tiếp của nông dân đã tạo nên sự phong phú, hấp dẫn cho các sản phẩm du lịch, đồng thời đem lại thu nhập cao hơn cho nông dân.

Theo báo cáo của Bộ Nông nghiệp và phát triển nông thôn Việt Nam năm 2016, việc triển khai chương trình xây dựng nông thôn mới đã tạo nên diện mạo mới, đặc biệt là hạ tầng, tạo một môi trường thuận lợi cho việc phát triển du lịch nông nghiệp tại các làng nghề nông lâm ngư nghiệp truyền thống ở nước ta. Ngược lại, du lịch nông nghiệp sẽ là động lực thúc đẩy cho việc thực hiện phong trào nông thôn mới với tốc độ vừa nhanh vừa bền vững do không những tham gia tích cực vào việc chuyển đổi cơ cấu kinh tế, mở rộng đầu ra của sản phẩm mà còn bảo tồn được các giá trị văn hóa gốc của nông thôn hoặc giá trị về thương hiệu hàng hóa đặc thù.

Chuỗi giá trị nông sản hình thành dựa trên sự gắn kết giữa các tác nhân có chức năng sản xuất – tiêu thụ – kinh doanh (trực tiếp) bao gồm các hộ gia đình trong hợp tác xã nuôi trồng nông lâm thủy sản, người tiêu dùng cuối cùng, các doanh nghiệp cung cấp các yếu tố sản xuất đầu vào cho sản xuất và kinh doanh mặt hàng nông sản.

Hiện nay, một số tour du lịch cộng đồng gắn với vùng trung du, vùng núi phía Bắc đã trở thành “thương hiệu” của vùng như tour trải nghiệm, thăm quan nông trường Mộc Châu; tour du lịch ngắm ruộng bậc thang, thăm quan bản làng tại Hòa Bình, Sơn La, Lào Cai, Lai Châu…

Tại miền Trung, du khách trong nước và quốc tế cũng rất thích những sản phẩm du lịch trải nghiệm các hoạt động nghề nông ở Hội An (Quảng Nam): làng rau Trà Quế, làng gốm Thanh Hà, làng rau An Mỹ, làng chài Cù Lao Chàm, làng bắp Cẩm Nam…

Không chỉ đem đến cho du khách cơ hội thư giãn, giải trí, hoạt động rèn luyện thể lực và tinh thần, gần gũi với thiên nhiên và trải nghiệm cuộc sống nhà nông, việc phát triển du lịch cũng tăng thu nhập cho người nông dân, góp phần thay đổi cơ cấu kinh tế từ sản xuất nông nghiệp thuần túy sang dịch vụ, thay đổi diện mạo nông thôn Việt Nam.

Có thể thấy, nông nghiệp tự nhiên, nông sản sạch, nông sản an toàn và hiệu quả kinh tế đang được người tiêu dùng ưu tiên hàng đầu. Trong đó, sản xuất nông nghiệp sạch kết hợp với du lịch đang là hướng đi bền vững được nhiều doanh nghiệp, hợp tác xã và nông dân áp dụng nhằm gia tăng lợi ích kinh tế.

Một số mô hình phát triển chuỗi nông nghiệp gắn du lịch cộng đồng hiệu quả

Theo các chuyên gia, phát triển du lịch cộng đồng gắn với phát triển chuỗi giá trị nông nghiệp là hướng đi phù hợp với xu thế của thời đại, đáp ứng nhu cầu khám phá của đông đảo du khách muốn tìm hiểu về văn hóa đặc sắc của vùng miền. Xuất hiện nhiều mô hình phát triển hiệu quả ở nhiều địa phương, như:

Bình Thuận hiện đang phát triển loại hình du lịch chuỗi nông nghiệp sạch như: lúa, bắp, nho, cây chôm chôm, đặc biệt là cây thanh long. Tận dụng lợi thế vốn có, từ cuối năm 2019, Trung tâm Thông tin xúc tiến du lịch tỉnh Bình Thuận đã đưa vào hoạt động mô hình tour du lịch cộng đồng “Trải nghiệm hoạt động sản xuất thanh long” cùng người dân tại huyện Hàm Thuận Nam – nơi “thủ phủ thanh long” của Bình Thuận. Dù mới hình thành trong thời gian ngắn nhưng loại hình này bước đầu đã mang đến nhiều trải nghiệm thú vị cho khách du lịch trong nước và quốc tế. Theo đó, việc tham quan vườn thanh long là sản phẩm mới nằm trong chuỗi phát triển sản phẩm du lịch nông nghiệp của ngành du lịch tỉnh Bình Thuận. Thông qua đó, khách du lịch được trải nghiệm từ khâu sản xuất, gieo trồng, đến tự tay thu hoạch, chế biến sản phẩm, đóng gói quà tặng và hoặc vận chuyển đến các cửa hàng nông sản sạch trên địa bàn. Sản phẩm du lịch trải nghiệm quy trình sản xuất giúp khách du lịch hào hứng, đồng thời, tăng thêm thu nhập cho người dân địa phương ở vùng nông thôn, vùng sâu, vùng xa trong tỉnh. Vùng nông nghiệp ứng dụng công nghệ cao 2.000 ha tại huyện Bắc Bình; du lịch sinh thái kết hợp phát triển nông nghiệp sạch trên các đảo, xung quanh hồ thủy điện, thủy lợi tại các huyện vùng cao như Tuy Phong, Tánh Linh, Hàm Thuận Bắc…Hiện nay, Bình Thuận đang tập trung phát triển sản phẩm du lịch gắn với chuỗi sản xuất nông nghiệp, coi đây là một hướng đi mới và bền vững cho ngành du lịch, phát huy tiềm năng, lợi thế của tỉnh.

Hay như Đắk Lắk, tỉnh này cũng xác định tập trung phát triển du lịch cộng đồng, du lịch nông nghiệp gắn với chương trình xây dựng nông thôn mới. Được đánh giá là tỉnh có nhiều tiềm năng, thế mạnh từ điều kiện tự nhiên đến văn hóa bản địa đặc trưng của núi rừng Tây Nguyên để phát triển du lịch cộng đồng, du lịch nông nghiệp. Tại Đắk Lắk, một số mô hình phát triển chuỗi giá trị nông nghiệp sạch đã thu hút được khách du lịch như làng nai Cư Êbur, làng thỏ Ea Tu, cà phê chồn Kiên Cường,…khách du lịch được trải nghiệm đầy đủ quy trình từ sản xuất, thu hoạch đến rang và xay cà phê nguyên chất, đóng gói trà, túi lọc, và tham gia vận chuyển tiêu thụ đến các cửa hàng dịch vụ trên địa bàn.

Một ví dụ điển hình tại Sơn La, một tỉnh miền núi phía Tây Bắc có khí hậu đa dạng, là điều kiện thuận lợi cho việc sản xuất nhiều loại sản phẩm nông nghiệp đặc sản có giá trị kinh tế cao. Với nguồn tài nguyên du lịch sinh thái phong phú, đồng lúa, rau màu, rượu, mật ong, cây ăn quả ôn đới dài ngày như (cà phê, chè..) có ưu thế ở Mộc Châu, Vân Hồ, Yên Châu là những địa phương có điều kiện thuận lợi để phát triển chăn nuôi gia súc, gia cầm, thủy sản tập trung ở Quỳnh Nhai, Mường La… Ngoài ra, Sơn La cũng có nguồn tài nguyên về du lịch độc đáo như: Lòng hồ thủy điện Sơn La, Khu du lịch Quốc gia Mộc Châu, Nhà máy thủy điện Sơn La… Đây là những lợi thế để Sơn La phát triển du lịch gắn với nông nghiệp theo hướng hàng hóa quy mô lớn. Từ những mô hình du lịch hộ gia đình cho đến mô hình trang trại, trồng cây ăn quả… tại một số địa phương trên địa bàn tỉnh đã cho thấy du lịch gắn với chuỗi nông nghiệp đã đem lại hiệu quả kinh tế, xã hội cho cá nhân gia đình và địa phương. Khách du lịch được tự tay thu hoạch mật ong, vắt sữa bò, thu hái mận, cam quýt, hái cà phê, đến ướp thịt gác bếp… và được chế biến trực tiếp các sản phẩm thô, làm mứt, làm sữa chua,… đến khâu đóng bao bì thành phẩm. Chính sự tham gia trực tiếp của người dân trong các hoạt động du lịch nông nghiệp đã tạo ra nên sự phong phú hấp dẫn của các sản phẩm du lịch, đồng thời mang lại một nguồn thu nhập cho bà con nông dân bên cạnh hoạt động nông nghiệp thuần túy, đây được coi là một phương thức xóa đói giảm nghèo đặc biệt tại những cộng đồng khó khăn, tạo thêm nguồn sinh kế ổn định cải thiện đời sống nhân dân, giúp người dân gắn bó với quê hương hơn.

Đáng chú ý, phát triển nông nghiệp, làng nghề gắn với du lịch trải nghiệm, du lịch cộng đồng thời gian qua đã được Hà Nội quan tâm thực hiện và đạt được nhiều kết quả tốt. Đây là một trong những hướng đi mới của nông nghiệp thành phố nhằm nâng cao giá trị sản xuất cũng như thu nhập của người dân vùng nông thôn. Theo Sở Nông nghiệp và Phát triển nông thôn Hà Nội, việc phát triển nông nghiệp, làng nghề gắn với du lịch nhằm phục vụ nhu cầu khám phá của du khách và hứa hẹn giúp nâng cao giá trị sản xuất trên địa bàn thành phố. Hiện nay, sản phẩm du lịch nông nghiệp, làng nghề ở Hà Nội chủ yếu khai thác mô hình trang trại đồng quê phục vụ du lịch học đường, du lịch cuối tuần. Điển hình như tour tham quan mùa lúa chín tại Đường Lâm; du lịch nông nghiệp kết hợp tham quan làng cổ Đường Lâm; du lịch nông trại; du lịch trải nghiệm rau hữu cơ, làng chè, rau rừng tự nhiên và đa dạng sinh học… Nhiều du khách mong muốn được tham quan trải nghiệm ở các khu trang trại, vườn trại, du lịch sinh thái… gắn với tìm hiểu giá trị văn hóa của từng địa phương giúp kéo dài chuỗi giá trị gia tăng, tạo thêm việc làm đem lại thu ổn định cho người dân vùng nông thôn. Cùng với đó, tại Hà Nội hiện có hơn 10 làng nghề truyền thống được công nhận nằm trong dự án phát triển làng nghề gắn với du lịch. Mặt khác,  Hà Nội đã công nhận khoảng 15 điểm, khu du lịch cấp thành phố, trong đó có điểm du lịch làng gốm Bát Tràng, làng sinh vật cảnh Hồng Vân, khảm trai Chuyên Mỹ, may Vân Từ. Du khách đến với làng nghề sẽ được tham quan cảnh quan đặc trưng vùng đồng bằng Bắc Bộ; được trực tiếp làm thử một vài công đoạn sản xuất sản phẩm làng nghề lụa Vạn Phúc, mây tre đan Phú Vinh, nón làng Chuông, sơn mài Hạ Thái, thêu Quất Động…

Giải pháp phù hợp để phát triển du lịch nông nghiệp theo chuỗi giá trị

Nhiều chuyên gia kinh tế cũng cho rằng, để xây dựng du lịch cộng đồng gắn với phát triển chuỗi giá trị nông sản hiệu quả phải có mô hình quản lý phù hợp, dựa trên quy mô, đặc tính văn hóa, đặc trưng của tỉnh; đặc biệt phải mang lại lợi ích cho người địa phương, để người địa phương tham gia vào công tác quản lý du lịch cộng đồng; trao quyền rộng hơn cho cộng đồng tham gia vào công tác xây dựng đề án và quy hoạch du lịch cộng đồng.

Thêm nữa, phát triển du lịch cộng đồng, du lịch nông nghiệp gắn với xây dựng nông thôn mới cần đi đôi với bảo vệ môi trường nhằm hướng đến sự phát triển bền vững. Trên cơ sở đó, cần tăng cường tuyên truyền, nâng cao nhận thức xã hội về vai trò của môi trường đối với phát triển du lịch và xây dựng nông thôn mới; xây dựng hình ảnh du lịch cộng đồng, du lịch nông nghiệp gắn với bảo vệ môi trường xanh, sạch, đẹp để tạo sức hút đối với du khách trong nước, quốc tế và góp phần xây dựng nông thôn mới.

Để kết hợp hài hòa, hiệu quả giữa du lịch nông nghiệp gắn với phát triển chuỗi giá trị nông sản mới cần sớm ban hành cơ chế, chính sách khuyến khích đầu tư vào lĩnh vực du lịch nông nghiệp, trong đó chú trọng vào các hoạt động du lịch nông nghiệp sạch, khai thác hiệu quả tài nguyên du lịch văn hóa, lịch sử và điều kiện tự nhiên; xác định hướng đi chủ đạo là phát triển du lịch nông nghiệp trên nền tảng nông nghiệp sạch, hữu cơ, nông nghiệp công nghệ cao, nhằm đáp ứng nhu cầu ngày càng cao của du khách…

Không thể phủ nhận những hiệu quả tích cực khi gắn phát triển nông nghiệp với du lịch sinh thái. Tuy nhiên, để đẩy mạnh mô hình sản xuất và nâng cao hiệu quả hơn nữa thì việc gìn giữ và khôi phục những giá trị văn hóa cổ truyền qua đó cung cấp thêm những trải nghiệm độc đáo cho các du khách thì cần phải có sự liên kết, phối hợp trao đổi giữa đơn vị lữ hành, nhà đầu tư, nhà nước nhằm mục đích nhân rộng những mô hình hiệu quả thông qua việc đẩy mạnh thực hiện các chương trình hỗ trợ, phát triển nông nghiệp đô thị gắn với du lịch sinh thái cho người dân các địa phương theo thế mạnh của từng vùng.

Du lịch cộng đồng – nông nghiệp là loại hình du lịch mang lại nhiều lợi ích phát triển kinh tế bền vững cho cư dân bản địa, nó không chỉ giúp người dân bảo vệ môi trường mà còn  bảo tồn và phát huy những nét văn hoá độc đáo của địa phương. Về phát triển sản phẩm chủ lực, các địa phương căn cứ lợi thế và nhu cầu thị trường, lựa chọn nhóm sản phẩm để quy hoạch vùng chuyên canh có điều kiện tự nhiên, kinh tế xã hội thuận lợi, cơ sở vật chất kỹ thuật và dịch vụ hỗ trợ cần thiết, thuận tiện về giao thông để gắn kết với thị trường chính. Xác định các khâu giá trị chính cho mặt hàng nông sản, ưu tiên các doanh nghiệp địa phương làm đầu tàu của mỗi ngành hàng, kết nối với các doanh nghiệp chế biến, phân phối lớn và/hoặc thị trường mục tiêu. Nhà nước cần làm cầu nối cho doanh nghiệp và tổ chức nông dân địa phương với thị trường hoặc các doanh nghiệp chế biến và tiêu thụ lớn thông qua việc cung cấp thông tin thị trường, môi giới thị trường, môi giới đầu tư. Nhà nước phối hợp với doanh nghiệp lớn, Viện nghiên cứu hoặc Hiệp hội để chuyển giao công nghệ hiện đại, phù hợp cho doanh nghiệp địa phương và nông dân; hoặc phát triển vườn ươm đổi mới sáng tạo nông nghiệp cho doanh nghiệp hoặc tổ nhóm nông dân địa phương. Đổi mới công tác khuyến nông, tham gia vào quá trình này với vai trò là tác nhân môi giới công nghệ.

Tăng cường nghiên cứu, ứng dụng và chuyển giao khoa học công nghệ nông nghiệp, tập trung vào các khâu giống, quy trình sản xuất, chế biến, quản lý chuỗi giá trị. Có chính sách đặc biệt ưu đãi cho phát triển nông nghiệp công nghệ cao, xanh, sạch, hữu cơ. Xây dựng, hoàn thiện và áp dụng hệ thống quy chuẩn, tiêu chuẩn, quy trình kỹ thuật. Tăng cường kiểm soát quản lý vùng trồng, vùng nuôi và vùng khai thác, đẩy mạnh thực hiện đánh mã số vùng trồng. Xây dựng hệ thống giám sát đánh giá vùng nuôi nhằm luôn đảm bảo các yêu cầu của thị trường, nhất là các tiêu chuẩn của các nước nhập khẩu ngày càng cao.

Thu hút đầu tư doanh nghiệp hình thành các cơ sở chế biến công nghệ cao, khép kín tại vùng chuyên canh chính, có cơ sở hạ tầng và dịch vụ hậu cần để tăng hiệu quả kết nối sản xuất – thị trường, giúp làm đa dạng hóa sản phẩm du lịch nông nghiệp.

Đẩy mạnh hội nhập quốc tế và phát triển thị trường: tăng cường năng lực thông tin, dự báo, cảnh báo, đàm phán, xử lý tranh chấp, xây dựng thương hiệu, truy xuất nguồn gốc, xúc tiến thương mại đối với thị trường trong và ngoài nước.

Đổi mới và phát triển kinh tế hợp tác, kinh tế trang trại; phát triển các hình thức liên kết theo chuỗi giá trị, thu hút đầu tư tư nhân, thúc đẩy các mô hình PPP, đổi mới doanh nghiệp nhà nước, tổ chức lại các hiệp hội ngành hàng. Đổi mới quản lý nhà nước: kiện toàn hệ thống quản lý ngành dọc; phân cấp, tăng tính chủ động của địa phương; xã hội hóa dịch vụ công và các đơn vị sự nghiệp công lập…

Phan Nam Giang

Tóm tắt: Nghiên cứu này xác định các nhân tố ảnh hưởng đến hành vi của nhà đầu tư cá nhân trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Dựa trên các khung lý thuyết, các nghiên cứu thực nghiệm và kết quả nghiên cứu định tính, tác giả đề xuất mô hình nghiên cứu gồm 6 nhân tố: sự ghét lỗ, sự tiếc nuối, tình huống điển hình, sự quá tự tin, bám vào giá trị đã thiết lập, hành vi bầy đàn. Thông kiểm định độ tin cậy Cronbach’s Alpha, kỹ thuật phân tích nhân tố khám phá (EFA) và phân tích hồi quy bội, kết quả nghiên cứu cho thấy có 4 nhóm nhân tố chính tác động đến hành vi của nhà đầu tư cá nhân trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

1. Đặt vấn đề

            Trong giai đoạn 2016 – 2019 thị trường chứng khoán Việt Nam chứng kiến những biến động mạnh của chỉ số Vnindex, thời điểm 1/2016 Vnindex giao động quanh ngưỡng 550 điểm, sau 2 năm tăng trưởng liên tục Vnindex đã chinh phục thành công mốc 1.200 điểm vào tháng 4/2018 sau đó  là chuỗi ngày giảm điểm kéo dài và chạm đáy 652 điểm vào tháng 3/2020. Điều này cho thấy biên độ dao động của Vnindex là rất lớn và phản ứng có phần quá mức trước những thông tin tác động đến thị trường. Tác nhân tác động đến thị trường thì có nhiều. Ngoài những biến động không lường về tình hình kinh tế vĩ mô ở trong và ngoài nước, tình hình sản xuất kinh doanh của chính bản thân doanh nghiệp niêm yết thì yếu tố tâm lý của nhà đầu tư cũng là một nhân tố quyết định. Theo trung tâm lưu ký chứng khoán, đến thời điểm 12/2019 thị trường chứng khoán Việt Nam có hơn 2,2 triệu tài khoản trong đó 99,4% là các nhà đầu tư cá nhân. Do đó việc nắm bắt được tâm lý của nhà đầu tư và xu hướng của thị trường là một trong những yếu tố then chốt cho việc ra quyết định trong đầu tư.

2. Cơ sở lý thuyết và mô hình nghiên cứu

Tài chính học hành vi, là một phân ngành kinh tế học nghiên cứu những hành vi của các chủ thể kinh tế có ảnh hưởng như thế nào đến việc ra các quyết định kinh tế cũng như giá cả thị trường ra sao. Tài chính học hành vi có vai trò quan trọng trong việc dự đoán và lý giải cho xu hướng của thị trường tài chính đặc biệt trong giai đoạn kinh tế thế giới đang gặp khó khăn như hiện nay, khi các phương pháp khác như phương pháp phân tích cơ bản và phương pháp phân tích kỹ thuật đang cho thấy những mặt hạn chế của nó. Thuyết kỳ vọng và Tâm lý dựa vào kinh nghiệm là hai mảng chính của học thuyết hành vi tài chính, học thuyết lấy cảm xúc của con người làm trọng tâm nghiên cứu.

* Thuyết kỳ vọng

Nền tảng của thuyết kỳ vọng là hàm giá trị được Kahneman và Tversky xây dựng năm 1979 khi mô tả độ hữu dụng của một nhà đầu tư tài chính bằng một hàm hữu dụng lõm, hữu dụng biên của tài sản giảm, tức là mỗi đơn vị tăng thêm trong giá trị tài sản đầu tư sẽ mang lại một giá trị hữu dụng tăng thêm ít hơn so với sự tăng lên trước đó trong giá trị tài sản đầu tư nhưng sẽ mang đến sự đau khổ và dằn vặt nhiều hơn khi một giá trị tài sản bị sụt giảm do thua lỗ. Tóm lại: hàm giá trị của Kahneman và Tversky là cơ sở quan trọng cho việc giải thích một số hành vi tài chính của nhà đầu tư như: sự ghét lỗ và sự tiếc nuối.

– Sự ghét lỗ: Qua thực nghiệm chỉ ra rằng những khoản lỗ thì nặng hơn gấp hai lần so với khoản lãi. Lỗ 1$ thì đau khổ gấp nhiều lần so với lãi được 1$ và do vậy, họ thường có xu hướng nắm giữ cổ phiếu bị lỗ trong khi có thể bán chúng hoặc có lợi nhuận từ sớm hơn vì nhà đầu tư luôn nghĩ rằng, những cổ phiếu bị lỗ sẽ nhanh chóng tốt trở lại, họ cản thấy tiếc nuối khi phải bán lỗ cổ phiếu. Vì thế, khi đối mặt với tình trạng thua lỗ, họ càng kỳ vọng vào lợi nhuận trong tương lai và thể hiện sự liều lĩnh của mình. Lý thuyết này lý giải cho xu hướng “giữ cổ phiếu lỗ quá lâu” của các nhà đầu tư.

– Sự tiếc nuối: Con người thường có chiều hướng cảm thấy đau khổ và dằn vặt một khi mắc lỗi, thậm chí chỉ là những lỗi nho nhỏ. Họ cảm thấy hết sức ăn năn, hối hận về một quyết định mang đến kết quả tệ bạc cho họ. Một khi họ mắc sai lầm và thua lỗ, mong ước lớn nhất của họ là giá cả hồi phục lại giá cả ban đầu mà họ đã đầu tư, họ chỉ mong hòa vốn. Do đó, ngay khi cổ phiếu vừa tăng giá họ đã vội vàng bán đi thay vì giữ lại với hy vọng sẽ kiếm được nhiều lợi nhuận lớn hơn. Nhưng nếu giá cổ phiếu lại xuống sâu thêm nữa, thay vì phải bán đi để cắt lỗ thì họ lại trì hoãn.

* Tâm lý dựa vào kinh nghiệm

Các nhà đầu tư thường hành động theo kinh nghiệm. Kinh nghiệm và sự lệch lạc, càng kinh nghiệm, càng ít lệch lạc. Tâm lý dựa vào kinh nghiệm phản ánh tiến trình ra quyết định dựa trên những điều mà con người đúc kết từ sự khắc phục những lỗi lầm.

– Tình huống điển hình: Tình huống điển hình là sự đánh đồng hiệu quả kinh doanh và hiệu quả đầu tư tài chính trong khi hai khái niệm này là hoàn toàn khác nhau. Hiệu quả kinh doanh được đánh giá qua các chỉ số về doanh thu và lợi nhuận còn hiệu quả đầu tư tài chính là chênh lệch giá. Tình huống điển hình còn thể hiện ở sự ra quyết định dựa trên những kinh nghiệm có được trong quá khứ mà bỏ sót nhiều sự kiện trong hiện tại, đánh giá sự việc một cách riêng lẽ, không kết hợp thành hệ thống và tính đến mối liên hệ với tổng thể.

– Sự quá tự tin: Sự kết hợp của sự tự tin và lạc quan làm cho con người đánh giá quá cao kiến thức của họ nhưng lại đánh giá thấp những rủi ro tiềm tàng và thổi phồng khả năng của họ về việc kiểm soát được các sự việc, điều này dẫn đến khối lượng giao dịch quá mức và thị trường bong bóng.

– Bám vào giá trị đã được thiết lập: Được định nghĩa như là việc hình thành một giá trị và đánh giá các vấn đề dựa vào giá trị đã được thiết lập trước đó.Vì sự thật là con người ai cũng có trong đầu một vài điểm tham chiếu, chẳng hạn như giá IPO, giá chào sàn trước đây của cổ phiếu. Một khi có được thông tin mới họ sẽ điều chỉnh giá cả cổ phiếu lên trên điểm tham chiếu. Bằng chứng điển hình cho lý thuyết này là trường phái phân tích kỹ thuật, sử dụng giá cả quá khứ của chứng khoán để dự đoán xu hướng giá trong tương lai.

– Hành vi bầy đàn: Con người thường bị ảnh hưởng bởi môi trường xã hội đồng thời xã hội cũng có sự ảnh hưởng hết sức to đến sự đánh giá hành vi của một cá nhân. Khi con người đối diện với sự đánh giá của một nhóm người, họ thường có chiều hướng thay đổi những câu trả lời sai lầm của họ so với ý kiến của đám đông. Đây là một hành vi tâm lý.

Hình 1: Mô hình nghiên cứu hành vi của nhà đầu tư cá nhân

trên thị trường chứng khoán Việt Nam

Đển nghiên cứu hành vi của các nhà đầu tư cá nhân trên thị trường chứng khoán Việt Nam, tác giả thu thập thông tin từ sách báo, các báo cáo, nghiên cứu trong và ngoài nước về mô hình nghiên cứu hành vi của nhà đầu tư  với mô hình được xây dựng như sau:

Y = a₀ + a₁X₁ + a₂X₂ +a₃X₃ + a₄X₄ + a₅X₅ + a₆X₆ + ԑ

            Với: Y: hành vi của nhà đầu tư cá nhân; a₀……a₆ là các hệ số hồi quy; X₁……X₆ là các biến độc lập; ԑ là phương sai sai số ngẫu nhiên.

3. Kết quả nghiên cứu

            * Đánh giá độ tin cậy của thang đo

Bảng 1: Đánh giá độ tin cậy của thang đo các biến quan sát

             Reliability Statistics                                        Item-Total Statistics

Cronbach’s Alpha	N of Items		Scale Mean if Item Deleted	Scale Variance if Item Deleted	Corrected Item- Total Correlation	Cronbach’s Alpha if Item Deleted
.913	14	RP1	25.19	51.494	.675	.906
	RP2	25.10	53.311	.474	.912
OV1	25.07	50.697	.727	.904
AN1	25.14	52.648	.547	.910
AN2	24.86	50.888	.672	.905
LA1	24.97	50.547	.735	.903
LA2	24.88	51.283	.628	.907
LA3	24.91	50.323	.710	.904
HB1	24.90	51.304	.604	.908
HB2	24.68	50.721	.537	.911
HB3	24.76	50.091	.672	.905
HB4	24.42	50.291	.540	.912
RG1	25.01	50.829	.703	.904
RG2	25.12	51.980	.606	.908

Bảng 1 có hệ số Cronbach’s Alpha = 0.913 và hệ số tương quan tổng biến (Corrected Item-Total Correlation) của tất cả các biến quan sát đều trên 0.3 cho thấy các nhà đầu tư đánh giá các biến quan sát này khá nhất quán. Do vậy, các biến quan sát này đều đạt yêu cầu và được sử dụng trong việc phân tích nhân tố EFA (Exploratory Factor Analysis).

* Phân tích nhân tố khám phá

Tất cả có 14 biến quan sát ban đầu sau khi kiểm định sự tin cậy bằng hệ số Cronbach’s Alpha đều thỏa mãn và được đưa vào phân tích nhân tố khám phá. Kết quả phân tích nhân tố EFA thể hiện như sau:

Hệ số KMO = 0.852 > 0.5 cho thấy giả thuyết về ma trận tương quan tổng thể là ma trận đồng nhất bị bác bỏ, mức ý nghĩa kiểm định Bartlett = 0.000 < 0.05 nên các biến quan sát có tương quan với nhau xét trên phạm vi tổng thể.

Bảng 2: Kết quả phân tích nhân tố EFA các biến độc lập

KMO and Bartlett’s Test

Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy.	.852
Bartlett’s Test of Sphericity Approx. Chi-Square	1518.208
df	91
Sig.	.000

Rotated Component Matrix^a

	Component
1	2	3	4
RG1 Chan chu, nuoi tiec viec ban cat lo co phieu khi dang o trang thai thua lo	.831
RP1 Thich dau tu vao cac co phieu dang “hot” tren thi truong	.812
OV1 Tu tin vao kha nag phan tich va kinh nghiem du bao thi truong cua ban than	.749
RG2 Voi vang ban di cac co phieu khi chuyen doi tu trang thai lo sang trang thai lai	.733
LA2 So rui ro gia tang khi dang o trang thai duong		.843
LA1 Cam giac dau kho khi thua lo nhieu hon muc vui mung khi dat duoc khoan loi nhuan voi cung 1 don vi gia tri	.744
HB2 Ra quyet dinh dua tren cac thong tin cua nguoi than, ban be va dong nghiep	.714
LA3 San sang chap nhan rui ro nhieu hon khi o trang thai am	.605
HB4 Ra quyet dinh dua vao khuyen nghi cua cac chuyen gia tren cac phuong tien thong tin dai chung			.791
HB1 Xuoi theo xu huong so dong tren thi truong khi phai ra quyet dinh trong khoang thoi gian ngan	.752
HB3 Ra quyet dinh dua vao tinh hinh giao dich cua Nha dau tu nuoc ngoai	.704
AN1 So sanh voi gia ban truoc day khi muon quyet dinh mua lai				.870
RP2 Gan ket qua tang truong trong qua khu cho ket qua tang truong o hien tai	.504	.674
AN2 Bi anh huong boi nhung kinh nghiem da trai qua tren thi truong		.525

Sau khi thực hiện phân tích nhân tố tác giả rút ra được 4 nhóm nhân tố có ảnh hưởng đến hành vi của nhà đầu tư cá nhân trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

            * Phân tích hồi quy

            Ta tiến hành phân tích hồi quy để xác định cụ thể trọng số của từng nhân tố hành vi tác động đến tiến trình ra quyết định của nhà đầu tư. Phân tích hồi quy sẽ được thực hiện với 4 biến độc lập X1, X2, X3, X4 và một biến phụ thuộc Y.

Model Summary^b

Model	R	R Square	Adjusted R Square	Std. Error of the Estimate	Change Statistics	Durbin- Watson
R Square Change	F Change	df1	df2	Sig. F Change
1	.555a	.308	.292	.84127500	.308	19.066	4	171	.000	1.852

1. Predictors: (Constant), X4, X2, X3, X1

• Dependent Variable: Y
• Coefficients^a

Model	Unstandardized Coefficients	Standardized Coefficients	t	Sig.	Collinearity Statistics
B	Std. Error	Beta	Tolerance	VIF
1 (Constant)	-8.356E-17	.063		.000	1.000
X1	.383	.064	.383	6.029	.000	1.000	1.000
X2	.256	.064	.256	4.033	.000	1.000	1.000
X3	.254	.064	.254	3.993	.000	1.000	1.000
X4	.176	.064	.176	2.775	.006	1.000	1.000

a. Dependent Variable: Y1

– Giá trị Sig.F change nhỏ hơn 0.05, ta thấy các biến đưa vào đều có  ý nghĩa  về mặt thống kê với mức ý nghĩa 5%. Như vậy các biến độc lập trong mô  hình (biến X1,X2,X3,X4) có quan hệ đối với biến phụ thuộc (Y)

– Kết quả hồi qui cho thấy cả 4 biến độc lập X1(Hành vi tự tin và tiếc nuối), X2 (Hành vi ghét lỗ), X3 (Hành vi bầy đàn), X4 (Hành vi hồi tưởng kinh nghiệm) đều có ảnh hưởng đến tiến trình ra quyết định của các nhà đầu tư cá nhân vì hệ số Sig của cả bốn biến đều dưới 0.5%

 – Hệ số R2 hiệu chỉnh trong mô hình này là 0.292%. Điều này cho thấy có 29.2% sự biến thiên của tiến trình ra quyết định (Y) được giải thích chung bởi 4 biến nêu trên.

4. Kết luận

Kết quả nghiên cứu khám phá cho thấy rằng những nhân tố hành vi ảnh hưởng đến tiến trình ra quyết định đầu tư của nhà đầu tư cá nhân trên thị trường chứng khoán Việt Nam là hành vi tự tin và tiếc nuối, hành vi ghét lỗ, hành vi bầy đàn và hành vi hồi tưởng kinh nghiệm quá khứ.

Ảnh hưởng của nhân tố hành vi tự tin và tiếc nuối đối với tiến trình ra quyết định của nhà đầu tư cá nhân là dễ dàng nhận thấy nên có ảnh hưởng mạnh nhất, sau đó là hành vi ghét lỗ, hành vi bầy đàn và sau cùng là hành vi hồi tưởng kinh nghiệm quá khứ.

5. Tài liệu tham khảo

1. Sử Đình Thành, (2008), “Đề cương Bài giảng về Kinh tế học hành vi”.

2. Dan Ariely, (2009), “Phi lý Trí – Khám phá những động lực vô hình ẩn sau các quyết định của con người”, Nhà Xuấn Bản Lao Động Xã Hội