Các nhân tố ảnh hưởng đến ý định phân loại chất thải rắn sinh hoạt tại nguồn của sinh viên - trường hợp nghiên cứu tại Đại học Cần Thơ

09/05/2024

TN&MT

Tóm tắt

Kết quả kiểm định thang đo bằng hệ số tin cậy (Cronbach’s Alpha) không có biến nào cần loại bỏ khỏi thang đo. Phân tích nhân tố khám phá (EFA) có 06 nhân tố với 18 biến độc lập và biến phụ thuộc đạt yêu cầu. Phân tích tương quan Pearson cho thấy ý định phân loại CTRSH (YD) tương quan với thái độ phân loại CTRSH (TD), định mức chủ quan (CQ), kiểm soát hành vi nhận thức (HV), mức độ cảm nhận thông tin phân loại CTRSH (TT); kết quả mô hình hồi quy tuyến tính cho thấy HV và TT ảnh hưởng đến ý định của sinh viên về việc phân loại CTRSH tại nguồn; ý định và hành vi phân loại CTRSH của sinh viên nam nữ không có sự khác biệt; giữa sinh viên năm nhất và năm cuối thì có sự khác biệt (Sig.<0,05). Kết quả cho thấy, thông tin và nhận thức về hành vi đóng vai trò quan trọng trong việc phân loại CTRSH. Vì vậy, cần đẩy mạnh công tác tuyên truyền về phân loại CTRSH.

Giới thiệu

Phân loại CTRSH tại nguồn góp phần giảm lượng rác thải ra môi trường, tăng hiệu quả tái chế các sản phẩm từ rác thải sinh hoạt [1]. Phân loại CTRSH là một giải pháp hỗ trợ tái chế các sản phẩm, sử dụng tối đa công dụng sẵn có, giảm khai thác và lãng phí nguồn tài nguyên thiên nhiên [2]. Các hộ kinh doanh, gia đình có thể sử dụng lại CTRSH từ đó có thể giảm chi phí thu gom và xử lý rác thải. Ngoài ra, tái chế CTRSH cho phép tái sử dụng vật liệu thay vì khai thác vật liệu mới [3]. Vì vậy, Phân loại CTRSH tại nguồn được xác định là giải pháp hết sức cần thiết trong quá trình thu gom và quản lý chất thải. 

Trường Đại học Cần Thơ (ĐHCT) là một trường đại học trọng điểm của khu vực Đồng bằng sông Cửu Long, cũng là một trong những đơn vị trên địa bàn luôn tích cực tiếp thu, thực hiện hoạt động vì môi trường của TP. Cần Thơ. Trường có tổng số 1797 cán bộ, nhân viên và hơn 40.000 sinh viên (theo thống kê của Văn Phòng Trường năm 2023) nên lượng rác thải phát sinh là rất lớn. Tuy nhiên, hoạt động phân loại rác trong Trường cũng chưa được triển khai cụ thể [4]. Vì vậy, nghiên cứu này được thực hiện nhằm mục đích đánh giá nhận thức, thái độ và hành vi của sinh viên trong việc phân loại CTRSH tại nguồn. Từ đó, đề xuất giải pháp phân loại CTRSH tại nguồn.

Phương pháp nghiên cứu

Phương pháp phỏng vấn: Theo công thức tính số lượng phỏng vấn tối thiểu của Slovin (1984) cho 9000 sinh viên ở hai KTX và sai số cho phép là 10% thì số lượng phỏng vấn tối thiểu cho phép là 99 phiếu. Nghiên cứu đã tiến hành phỏng vấn ngẫu nhiên 100 sinh viên (gồm 50 nam và 50 nữ) đang lưu trú tại KTX A, và B Trường ĐHCT. Thời gian phỏng vấn từ ngày 20/01 đến ngày 23/01/2024. 

Từ cơ sở lý thuyết và các kết quả của các nghiên cứu [5,6,7,8,9], mô hình nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến nhận thức, thái độ hành vi của sinh viên ĐHCT được xây dựng gồm các biến: (1) Nhận thức về hậu quả [5]; (2) Thái độ phân loại rác [6], [7]; (3) Định mức chủ quan [5], [6], [8]; (4) Kiểm soát hành vi nhận thức [6]; (5) Mức độ cảm nhận thông tin phân loại rác [5]; (6) Cảm nhận về sự bất tiện phân loại rác [5]; (7) Ý định phân loại rác [9] các biến được trình bày chi tiết tại Phụ lục 1. 

Phương pháp phân tích số liệu: Phương pháp kiểm định độ tin cậy thang đo Cronbach’s Alpha để kiểm tra mức độ tin cậy của các biến quan sát trong cùng một nhân tố và các biến có phù hợp không. Sau khi các biến xác định phù hợp thì tiến hành phân tích nhân tố khám phá - Exploratory Factor Analysis (EFA) phương pháp kiểm định KMO và Bartlett’s để xác định các nhân tố ảnh hưởng đến nhận thức, thái độ và hành vi của sinh viên. Phân tích nhân tố theo Principal components với phép quay Varimax loại một lượt các biến xấu trong một lần phân tích EFA. Sau đó, đưa 18 biến quan sát còn lại vào phân tích EFA lần thứ hai.

Phương pháp phân tích hồi quy tuyến tính đa biến dùng để xác định nhân tố tác động đến biến phụ và mức ảnh hưởng của từng nhân tố đến hành vi phân loại CTRSH. Phân tích tương quan Pearson để đánh giá tương quan giữa các biến. Kiểm định T-Test trung bình hai mẫu độc lập để so sánh giữa sinh viên nam và nữ; sinh viên năm nhất và năm cuối. 

Kết quả đạt được

Kiểm định thang đo bằng hệ số tin cậy (Cronbach’s Alpha): Kết quả cho thấy, hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha của các thang đo dao động từ 0,809 - 0,905; và giá trị ương quan biến tổng (Corrected Item-Total Correlation) của tất cả các biến đều > 0,3. Vì vậy, thang đo có mức độ tin cậy tương đối tốt và không có biến nào cần loại bỏ khỏi thang đo. 

Phân tích nhân tố khám phá (EFA): Kết quả kiểm định KMO và Bartlett’s các biến độc lập lần 1: Kết quả phân tích EFA lần thứ nhất cho kết quả hệ số KMO bằng 0,765 (0,5 ≤ KMO ≤ 1) giải thích được kích thước mẫu phù hợp cho phân tích nhân tố và hệ số Bartlett’s cho thấy, có sự tương quan giữa các biến (Sig. < 0,001) đã khẳng định rằng phương pháp phân tích là phù hợp. 

Ngoài ra, tổng giá trị phương sai trích trong lần thứ là 69,239% với 06 nhân tố được trích với trị số eigenvalue dao động từ 8,062 - 1,383 > 1. So sánh ngưỡng này với kết quả ở ma trận xoay, có mười biến xấu TD1, TD2, TD4, CQ1, TD3, TT3, TT4, BT3, BT4 và BT5 cần xem xét loại bỏ có thể giải thích như sau: Biến TD2 tải lên ở cả hai nhân tố là Component 1 và Component 2 với hệ số tải lần lượt là 0,597 và 0,369; Biến CQ1 có hệ số tải ở tất cả các nhân tố đều nhỏ 0,5. Và các biến bị loại còn lại đều thuộc một trong hai trường hợp tương tự như biến TD2 và CQ1.

Kết quả kiểm định KMO và Bartlett’s các biến độc lập lần 2: Kết quả sau phân tích EFA khi loại bỏ biến TD1, TD2, TD4, CQ1, TD3, TT3, TT4, BT3, BT4 và BT5 cho thấy hệ số KMO bằng 0,735 (0,5 ≤ KMO ≤ 1) giải thích được kích thước mẫu phù hợp cho phân tích nhân tố và hệ số Bartlett’s có mức ý nghĩa quan sát 0.000 < 0.05. 

Có 06 nhân tố được trích dựa vào tiêu chí eigenvalue lớn hơn 1, như vậy 06 nhân tố này tóm tắt thông tin của 18 biến quan sát đưa vào EFA một cách tốt nhất. Tổng phương sai mà 06 nhân tố này trích được là 76,274% > 50%, như vậy, 06 nhân tố được trích giải thích được 76,274% biến thiên dữ liệu của 18 biến quan sát tham gia vào EFA. Kết quả ma trận xoay cho thấy, 18 biến quan sát được phân thành 06 nhân tố, tất cả các biến quan sát đều có hệ số tải nhân tố Factor Loading lớn hơn 0,5 và không còn các biến xấu. 

Sau khi thực hiện các phân tích kiểm định thang đo cho thấy phương pháp đánh giá của nghiên cứu phù hợp để thực hiện. Nghiên cứu sẽ tiến hành đánh giá tác động đến ý định phân loại CTRSH tại KTX của sinh viên với 06 nhân tố (Nhận thức về hậu quả, Thái độ phân loại rác, Định mức chủ quan, Kiểm soát hành vi nhận thức, Mức độ cảm nhận thông tin phân loại rác, Cảm nhận về sự bất tiện) với 18 biến độc lập (NT3, NT4, NT2, NT1, CQ3, CQ5, CQ4, CQ2, HV2, HV4, HV1, HV3, TT1, TT2, BT7, BT6, BT2, BT1) chi tiết các biến được trình bày tại Phụ lục 1. 

Phân tích nhân tố khám phá biến phụ thuộc 

Kết quả kiểm định KMO và Bartlett’s của biến phụ thuộc YD cho thấy, hệ số KMO = 0,822 (0,5 ≤ KMO ≤ 1). Điều này chứng tỏ dữ liệu dùng để phân tích nhân tố là hoàn toàn phù hợp. Kết quả kiểm định Bartlett’s là 199,031 với mức ý nghĩa Sig. < 0,001. Do đó, các biến có tương quan với nhau và thỏa điều kiện phân tích nhân tố cho biến phụ thuộc là phù hợp. 

Kết quả phân tích EFA của biến phụ thuộc cho thấy với phương pháp trích nhân tố Principal Component Anylysis với phép xoay Varimax cho phép trích được một nhân tố với 04 biến quan sát và tổng phương sai là 62,381% đã thỏa mãn điều kiện lớn hơn 50%. Giá trị Eigenvalue = 3,119 > 1 thỏa mãn yêu cầu. Các hệ số tải nhân tố của các biến quan sát đều lớn hơn 0,5. Do đó, thang đo đạt yêu cầu, các biến đo lường thành phần ý định phân loại rác của sinh viên. 

Phân tích tương quan Pearson: Các nhân tố đều đạt giá trị nên nghiên cứu chuyển qua phân tích tương quan giữa các biến. Từ kết quả tương quan Spearmean (Bảng 1) kết quả trải tương quan giữa các biến phụ thuộc và biến độc lập chỉ ra rằng: 01 biến phụ thuộc là ý định phân loại rác (YD) và 04 biến độc lập là: thái độ phân loại rác (TD), định mức chủ quan (CQ), kiểm soát hành vi nhận thức (HV), mức độ cảm nhận thông tin phân loại rác (TT). Qua kết quả phân tích được trình bày tại Phụ lục 2 nhận thấy rằng hệ số tương quan Peason giữa các biến độc lập và phụ thuộc lần lượt là 0,213; 0,294; 0,331; 0,474 và Sig. < 0,05. Điều đó cho thấy giữa biến phụ thuộc (YD) có mối quan hệ chặt chẽ với các biến độc lập (TD, CQ, HV, TT). Tuy nhiên, 02 biến còn lại là NT và BT không tương quan nhau (Sig. > 0,05). 

Yếu tố ảnh hưởng đến ý định phân loại chất thải rắn sinh hoạt tại nguồn: Kết quả hồi quy tuyến tính cho thấy trong 6 biến độc lập NT, TD, CQ, HV, TT, BT tác động đến biến phụ thuộc YD thì có 4 biến bị loại bỏ: NT, TD, CQ và BT do Sig. > 0,05 (Bảng 2). Vì vậy hồi quy tuyến tính được chạy lại với hai biến HV và TT. 

Bảng 2. Kết quả hồi quy tuyến tính lần 1
Các nhân tố ảnh hưởng đến ý định phân loại chất thải rắn sinh hoạt tại nguồn của sinh viên - trường hợp nghiên cứu tại Đại học Cần Thơ

Ghi chú: * p < 0,05; ** p <0,01; ***p<0,001

Kết quả hồi quy tuyến tính lần 2 (Bảng 3) cho thấy kiểm soát hành vi nhận thức (HV) và mức độ cảm nhận thông tin phân loại rác (TT) có tác động đến ý định phân loại CTRSH tại KTX của sinh viên (Sig. <0,05) và phương trình hồi quy tuyến tính chưa chuẩn hóa(CT2) thể hiện ý định phân loại CTRSH của sinh viên KTX A và B như sau:

Các nhân tố ảnh hưởng đến ý định phân loại chất thải rắn sinh hoạt tại nguồn của sinh viên - trường hợp nghiên cứu tại Đại học Cần Thơ

Công thức CT2 có ý nghĩa rằng, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì nếu yếu tố kiểm soát hành vi nhận thức (HV) tăng lên 1 đơn vị thì làm tăng giá trị kỳ vọng của ý định phân loại rác của sinh viên KTX A và B tăng thêm 0,217 đơn vị; và nếu yếu tố mức độ cảm nhận thông tin phân loại rác (TT) tăng lên 1 đơn vị thì làm tăng giá trị kỳ vọng của các ý định phân loại rác của sinh viên KTX A và B tăng thêm 0,355 đơn vị.

Bảng 3. Kết quả hồi quy tuyến tính lần 2
Các nhân tố ảnh hưởng đến ý định phân loại chất thải rắn sinh hoạt tại nguồn của sinh viên - trường hợp nghiên cứu tại Đại học Cần Thơ

Ghi chú: * p < 0,05; ** p <0,01; ***p<0,001

Sự khác biệt về ý định phân loại chất thải rắn sinh hoạt tại nguồn của sinh viên

Kết quả đánh giá ý định và hành vi phân loại CTRSH của sinh viên nam và nữ không có sự khác biệt về mặt thống kê (Sig. >0,05). Tuy nhiên sinh viên năm cuối có nhận thức cao hơn sinh viên năm nhất về các vấn đề môi trường (Sig. <0.05). Do sinh viên năm cuối đã từng tham gia nhiều hoạt động trong lĩnh vực bảo vệ môi trường từ các câu lạc bộ môi trường, Đoàn Trường và Đoàn Khoa như chương trình “xanh gắn kết – tết tri ân”, “gian hàng đổi quà”, làm lồng đèn tái chế, vệ sinh môi trường và nhiều hoạt động khác và tần suất diễn ra ngày càng nhiều. Các hoạt động ngày càng có ý nghĩa bảo vệ môi trường, nâng cao nhận thức phân loại rác thải. Còn sinh viên năm nhất mới nhập học nên việc tham gia các câu lạc bộ môi trường và những hoạt động bảo vệ môi trường của Đoàn, Hội chưa nhiều, do đó, các vấn đề liên quan đến việc phân loại CTRSH rất ít được quan tâm (Bảng 5). 

Bảng 5. Sự khác biệt về nhận thức của sinh viên năm nhất và năm cuối ở KTX A và B
Các nhân tố ảnh hưởng đến ý định phân loại chất thải rắn sinh hoạt tại nguồn của sinh viên - trường hợp nghiên cứu tại Đại học Cần Thơ

Ghi chú: * p < 0,05; ** p <0,01; ***p<0,001 

Kết luận 

Kết quả cho thấy, yếu tố kiểm soát hành vi nhận thức (HV) và mức độ cảm nhận thông tin phân loại rác (TT) là những yếu tố quan trọng nhất ảnh hưởng đến ý định của sinh viên đối với việc phân loại CTRSH tại nguồn. Theo kết quả so sánh giữa nhóm giới tính nam và nữ thì ý định phân loại CTRSH không có sự khác biệt; tuy nhiên sinh viên năm cuối có ý định phân loại CTRSH cao hơn sinh viên năm nhất (Sig. <0,05). 

Dựa trên kết quả nghiên cứu, để nâng cao nhận thức, thái độ, hành vi của sinh viên trong việc phân loại CTRSH thì công tác tuyên truyền, vận động, thành lập các câu lạc bộ phổ cập kiến thức về các quy định về bảo vệ môi trường thông qua các quy định của nhà trường, quy định ký túc xá, phương tiện truyền thông, thông tin tuyên truyền và phương thức tuyên truyền giữa đối tượng nam, nữ là như nhau. Bên cạnh đó, việc tổ chức đồng bộ phân loại rác tại nguồn, thu gom riêng từng loại cùng với hoạt tái chế, tái sử dụng, xử lý tại bãi chôn lấp rác góp phần thành công trong quản lý chất thải rắn sinh hoạt.

Tài liệu tham khảo

1. Armitage, C. J., Conner, M., “Efficacy of the theory of planned behaviour: A meta-analytic review”, British journal of social psychology, 40(4), 2001, pp.471-499;

2. Best, H., Mayer, J., “Values. beliefs. attitudes: An empirical study on the structure of environmental concern and recycling participation”, Social Science Quarterly, 94(3), 2013, pp. 681-714;

3. Sumich, K., “Why Is It Important to Sort Waste - Why Is Waste Sorting Important”, Eco Resources, 2022, (https://ecoresources.net.au/why-is-waste-sorting-important/#:~:text=Overall%2C%20waste%20sorting%20is%20an);

4. Nguyễn Công Thuận và cộng sự, “Thực trạng phát sinh rác thải nhựa trong trường học-nghiên cứu điển hình tại Trường Đại học Cần Thơ”, Tạp chí Khoa học Đại học cần Thơ, 57, 2021, pp. 126-137;

5. Vassanadumrongdee, S., Kittipongvises, S., “Factors influencing source separation intention and willingness to pay for improving waste management in Bangkok, Thailand”, Sustainable Environment Research, 28(2), 2018, pp. 90-99;

6. Xu, L., Ling, M., Lu, Y., & Shen, M., “Udernstanding Household Waste Separation Behavior: Testing the Roles of Moral, Past Experience, and Perceived Policy Effectiveness within the Theory of Planned Behavior”, Sustainability, 9(4), 2017, pp. 625;

7. Shen, L., Si, H., Yu, L., & Si, H., “Factors influencing young people’s intention toward municipal solid waste sorting”. International journal of environmental research and public health, 16(10), 2019, pp. 1708;

8. Philippsen, Y., “Factors influencing students’ intention to recycle”, Master’s thesis, University of Twente, 2015;

9. Ayob, S. F., Sheau-Ting, L., Abdul Jalil, R., & Chin, H.C., “Key determinants of waste separation intention: Empirical application of TPB”, Facilities, 35(11/12), 2017, pp. 696-708.

KS. TRẦN THỊ YẾN KHOA1, PGS. TS. NGUYỄN CÔNG THUẬN, TS. LÊ NGỌC KIỀU
Khoa Môi trường và Tài nguyên Thiên nhiên, Trường Đại học Cần Thơ
Nguồn: Tạp chí Tài nguyên và Môi trường số 6 năm 2024

Tin tức

Thủ tướng: '5 đẩy mạnh' trong cải cách hành chính để huy động mọi nguồn lực cho phát triển

Đoàn ĐBQH tỉnh Hà Giang tiếp xúc cử tri sau Kỳ họp thứ 7, Quốc hội Khoá XV tại huyện Vị Xuyên

Kỳ họp thứ 7 của Quốc hội khẳng định tinh thần đoàn kết, dân chủ, kỷ cương và trách nhiệm rất cao

Thủ tướng Phạm Minh Chính: Quyết tâm hoàn thành khoảng 1.200 km cao tốc cho ĐBSCL

Tài nguyên

Đảm bảo an ninh nguồn nước

Lập Quy hoạch tổng hợp lưu vực sông Ba thời kỳ 2021-2030, tầm nhìn đến 2050

Làm rõ giếng khoan giữa đồng sôi ùng ục, đốt là cháy

Thanh Trì: Ban hành Công văn số 3775/CNTT  về việc dừng giao dịch đối với Giấy chứng nhận quyền sử dụng đất

Môi trường

Ứng phó với áp thấp nhiệt đới và mưa lớn

Đồng bộ các biện pháp ứng phó với lũ quét, sạt lở đất

Tiếng vọng hấp hối từ những cánh rừng già

Chủ động sử dụng sản phẩm thay thế túi ni-lông

Video

Diễn đàn môi trường lần thứ III - Năm 2024

Chuyển đổi xanh - động lực tăng trưởng mới để phát triển kinh tế

Xử lý chất thải rắn sinh hoạt: Thực trạng và giải pháp

Tạp chí Tài nguyên và Môi trường 20 năm xây dựng và phát triển

Khoa học

Điều chỉnh công nghệ khai thác cát sông tại Sóc Trăng

Khảo sát ảnh hưởng của xâm nhập mặn đến một số tính chất đất, nước trên sông rạch và ương vườn tại huyện Gò Công Tây, tỉnh Tiền Giang

Một số kết quả tính toán độ cao bằng công nghệ định vị dẫn đường toàn cầu GPS/GNSS dựa trên mô hình EIGEN-6C4 và EGM2008

Đề xuất các giải pháp tiêu úng và phòng, chống lũ rừng ngang vùng hữu sông Bùi, huyện Chương Mỹ

Chính sách

Tín dụng cấp nước sạch và vệ sinh môi trường nông thôn: Mức cho vay tối đa 25 triệu đồng

Luật Đất đai quy định về cưỡng chế thực hiện quyết định kiểm đếm bắt buộc như thế nào?

Thanh Hóa: Cho phép Công ty Anh Phát được nhận chìm 500.000 m3 chất nạo vét xuống biển Nghi Sơn

Ngành TN&MT Lạng Sơn triển khai nhiệm vụ 6 tháng cuối năm 2024

Phát triển

Trường Đại học TN&MT TP. Hồ Chí Minh: Đa dạng ngành nghề để đào tạo những công dân tương lai có trách nhiệm với môi trường

Ninh Bình: Đến năm 2030 chấm dứt sử dụng hóa chất độc hại trong nuôi trồng thủy sản

Đại hội Chi hội Nhà báo Tạp chí Tài nguyên và Môi trường nhiệm kỳ 2024-2026 đã diễn ra thành công tốt đẹp

Khởi động dự án “Sự sống 2024”

Diễn đàn

"Rộng cửa" cho tín dụng xanh

Chủ tịch UBND tỉnh Thanh Hoá yêu cầu các địa phương chủ động ứng phó với áp thấp nhiệt đới và mưa lớn

Phát triển chuỗi cung ứng xanh: Cần điểm tựa chính sách

Thời tiết ngày 16/7: Bắc Bộ, Trung Bộ mưa to đến rất to