Thành phần
Gía trị Eigenvalues Bình phương hệ số tải nhân tố sau khi trích Tổng % phương sai trích lũy kế % % phương sai trích Tổng % phương sai trích 1 1,811 60,362 60,362 1,811 60,362 60,362 2 0,675 22,491 82,852
3 0,514 17,148 100,000
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả) Bảng 4.8: Kết quả phân tích nhân tố khám phá thang đo biến phụ thuộc
Hệ số tải nhân tố 1
YD1 0,814
YD2 0,791
YD3 0,723
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả)
Giống như trình tự phân tích nhân tố các biến độc lập, kết quả phân tích EFA đối với thang đo YDKN cho thấy giữa các biến trong tổng thể có mối quan hệ với nhau (sig =0,000 < 0,05), đồng thời hệ số KMO = 0,647. Với phương pháp trích yếu tố Principal Component và phép xoay Varimax, thang đo ý định khởi nghiệp đã trích 1 nhân tố từ 3 biến quan sát, với phương sai trích tích lũy được là 60,362%, các hệ số tải nhân tố của các biến đều lớn hơn 0,5. Như vậy, các biến quan sát của thang đo này đạt yêu cầu cho các phân tích tiếp theo. Yếu tố YDKN gồm các biến YD1, YD2, YD3.
Như vậy sau khi kiểm tra độ tin cậy thang đo thông qua hệ số Cronbach’s Alpha và giá trị thang đo thơng qua phân tích nhân tố khám phá EFA, các thang đo được lựa chọn đã được kiểm định đều đảm bảo yêu cầu về giá trị và độ tin cậy để có thể sử dụng trong phân tích tiếp theo.
Phân tích tương quan Pearson là bước được thực hiện trước khi phân tích hồi quy thơng qua hệ số tương quan Pearson (ký hiệu r). Mục đích chạy tương quan Pearson nhằm kiểm tra mối tương quan tuyến tính chặt chẽ giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập, vì điều kiện để hồi quy trước hết phải tương quan. Các hệ số tương quan trong bảng 4.9 cho thấy mối quan hệ các biến tương đối hợp lý cả về hướng lẫn mức độ. Cụ thể, các giá trị hệ số tương quan đều lớn hơn 0 và nhỏ hơn 0,8; các hệ số tương quan đều có dấu dương (+) tức là quan hệ giữa các biến là thuận chiều, đảm bảo yêu cầu về mặt lý thuyết. Mối quan hệ giữa các biến phụ thuộc và độc lập đều có ý nghĩa ở mức 1% hoặc 5%, tức là các biến độc lập này có thể đưa vào mơ hình để giải thích cho biến phụ thuộc và khơng có dấu hiệu bất thường. Ngồi ra, độ lớn của các hệ số tương quan đảm bảo không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Bảng 4.9: Ma trận hệ số tương quan
TD QC NT GD KN NV YD
TD
Tương quan Pearson 1 Giá trị sig
QC
Tương quan Pearson 0,054 1 Giá trị sig 0,439
NT
Tương quan Pearson 0,503** 0,080 1 Giá trị sig 0,000 0,251
GD
Tương quan Pearson 0,390** 0,044 0,335** 1 Giá trị sig 0,000 0,529 0,000
KN
Tương quan Pearson 0,277** 0,056 0,201** 0,200** 1 Giá trị sig 0,000 0,427 0,004 0,004
NV
Tương quan Pearson 0,361** 0,066 0,346** 0,344** 0,208** 1 Giá trị sig 0,000 0,347 0,000 0,000 0,003
YD
Tương quan Pearson 0,579** 0,218** 0,537** 0,468** 0,343** 0,463** 1 Giá trị sig 0,000 0,000 0,000 0,000 0,004 0,000
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả)
4.6 Kết quả hồi quy
Phương pháp hồi quy được sử dụng ở đây là phương pháp bình phương bé nhất thơng thường OLS, với biến phụ thuộc là YDKN và biến độc lập là các 6 biến đã
hình thành từ phân tích EFA và mơ hình nghiên cứu. Phương trình hồi qui tuyến tính đa biến được thực hiện trên phần mềm SPSS phiên bản 20.0. Với 6 biến độc lập bao gồm (1) Thái độ (TD); (2) Quy chuẩn chủ quan (QC); (3) Nhận thức kiểm soát hành vi (NT); (4) Giáo dục (GD); (5) Kinh nghiệm làm việc (KN); (6) Nguồn vốn (NV) và 1 biến phụ thuộc Ý định khởi nghiệp (YD) được đưa vào phân tích, phương pháp hồi qui được chọn là phương pháp đưa vào một lượt (Enter).
4.6.1 Đánh giá sự phù hợp của mơ hình
Hệ số R2 được dùng để đánh giá sự phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính đối với dữ liệu, với nguyên tắc R2 càng gần 1 thì mơ hình đã xây dựng càng phù hợp với tập dữ liệu mẫu.
Bảng 4.10 cho thấy mơ hình hồi quy đưa ra tương đối phù hợp với tập dữ liệu mẫu với R2 = 0537. Kết quả cũng cho thấy R2 hiệu chỉnh = 0,523 nhỏ hơn R2, cho thấy mơ hình đưa ra giải thích được 52,3% sự biến thiên của biến phụ thuộc, cịn lại 47,7% được giải thích bởi biến khác ngồi mơ hình và sai số ngẫu nhiên.
Bảng 4.10: Sự phù hợp mơ hình
Mơ hình
R R2 R2 hiệu chỉnh
Sai số chuẩn của hồi quy
Durbin-Watson
1 0,733a 0,537 0,523 0,30306664 1,859
a. Biến quan sát: (Hằng số), NV, QC, KN, GD, NT, TD b. Biến phụ thuộc: YD
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả)
4.6.2 Kiểm định sự phù hợp của mơ hình
Đề kiểm định sự phù hợp của mơ hình hồi qui tuyến tính thì đề tài sử dụng kết quả kiểm định F. Kiểm định F trong mô hình xem xét có hay không mối liên hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc với toàn bộ tập hợp của các biến độc lập. Kết quả phân tích ANOVA bảng 4.11 cho thấy giá trị F = 38,528 với Sig. = 0,000 < 0,05. Do vậy, mơ hình hồi quy tuyến tính đưa ra phù hợp với tập dữ liệu phân tích.
Bảng 4.11: Phân tích phương sai ANOVA Mơ hình Tổng các bình Mơ hình Tổng các bình phương df Trung bình bình phương F Sig. 1 Hồi quy 21,233 6 3,539 38,528 0,000b Phần dư 18,278 199 0,092 Tổng 39,511 205 a. Biến phụ thuộc: YD b. Biến quan sát: (Hằng số), NV, QC, KN, GD, NT, TD
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả)
Như vậy, có thể kết luận rằng mơ hình thỏa mãn các điều kiện đánh giá và kiểm định phù hợp cho việc rút ra các kết quả nghiên cứu.
4.6.3 Kết quả phân tích hồi quy
Kết quả hồi quy bảng 4.12 cho thấy, các biến độc lập bao gồm Thái độ (TD); Quy chuẩn chủ quan (QC); Nhận thức kiểm soát hành vi (NT); Giáo dục (GD); Kinh nghiệm làm việc (KN) và Nguồn vốn (NV) có hệ số Sig. < 0,05 có ý nghĩa thống kê và hệ số hồi quy chuẩn hóa (β) đều mang dấu dương nghĩa là có tác động cùng chiều với biến phụ thuộc Ý định khởi nghiệp (YD).
Bảng 4.12: Kết quả hồi quy
Mơ hình Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Sai số
chuẩn Beta Dung sai VIF
1 (Hằng số) -0,425 0,288 -1,476 0,142 TD 0,287 0,061 0,279 4,683 0,000 0,654 1,528 QC 0,128 0,040 0,157 3,242 0,001 0,991 1,009 NT 0,222 0,055 0,232 4,029 0,000 0,701 1,427 GD 0,178 0,052 0,186 3,415 0,001 0,782 1,278 KN 0,140 0,052 0,136 2,670 0,008 0,902 1,109 NV 0,183 0,055 0,180 3,311 0,001 0,790 1,266
a. Biến phụ thuộc: YD
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả)
4.6.4 Kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Yếu tố Thái độ (TD) có hệ số β1 = 0,279 >0 với Sig. = 0,000 < 0,05 cho thấy Thái độ có tác động cùng chiều với YDKN của thanh niên. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu Thái độ tăng lên 1 mức độ thì YDKN tăng lên 0,279 mức độ và ngược lại. Kết quả phân tích hồi quy chấp nhận giả thuyết H1: Thái độ có ảnh hưởng tích cực đối với YDKN. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Phan Anh Tú và Giang Thị Cẩm Tiên (2015), Nguyễn Quốc Nghi và cộng sự (2016), Nguyễn Quốc Nam (2017).
Yếu tố Quy chuẩn chủ quan (QC) có hệ số β2 = 0,157 với Sig. = 0,001 < 0,05 cho thấy Quy chuẩn chủ quan có tác động cùng chiều với YDKN của thanh niên. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu Quy chuẩn chủ quan tăng lên 1 mức độ thì YDKN tăng lên 0,157 mức độ và ngược lại. Kết quả phân tích hồi quy chấp nhận giả thuyết H2: Quy chuẩn chủ quan có ảnh hưởng tích cực đối với ý định khởi nghiệp. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Phan Anh Tú và Giang Thị Cẩm Tiên (2015), Nguyễn Quốc Nghi và cộng sự (2016), Nguyễn Quốc Nam (2017), Nguyễn Phương Mai và cộng sự (2018).
Yếu tố Nhận thức kiểm sốt hành vi (NT) có Hệ số β3 = 0,232 với Sig. = 0,000 < 0,05 cho thấy Nhận thức kiểm sốt hành vi có tác động cùng chiều với YDKN của thanh niên. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu Nhận thức kiểm soát hành vi tăng lên 1 mức độ thì YDKN tăng lên 0,232 mức độ và ngược lại. Kết quả phân tích hồi quy chấp nhận giả thuyết H3: Nhận thức kiểm sốt hành vi có ảnh hưởng tích cực đối với ý định khởi nghiệp. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu Phan Anh Tú và Giang Thị Cẩm Tiên (2015), Nguyễn Thanh Hùng và Nguyễn Thị Kim Pha (2016), Nguyễn Văn Đức (2017), Nguyễn Phương Mai và cộng sự (2018).
Yếu tố Giáo dục và đào tạo (GD) có hệ số β4 = 0,186 với Sig. = 0,001 < 0,05 cho thấy Giáo dục và đào tạo có tác động cùng chiều với YDKN của thanh niên. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu Giáo dục và đào tạo tăng lên 1 mức độ thì YDKN tăng lên 0,186 mức độ và ngược lại. Kết quả phân tích hồi quy chấp nhận giả thuyết H4: Giáo dục và đào tạo có ảnh hưởng tích cực đối với ý định khởi nghiệp. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Phan Anh Tú và Giang Thị Cẩm Tiên (2015), Nguyễn Quốc Nghi và cộng sự (2016), Nguyễn Quốc Nam (2017), Nguyễn Phương Mai và cộng sự (2018)
Yếu tố Kinh nghiệm làm việc (KN) có hệ số β5 = 0,136 với Sig. = 0,008 < 0,05 cho thấy Kinh nghiệm làm việc có tác động cùng chiều với YDKN của thanh niên. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu Kinh nghiệm làm việc tăng lên 1 mức độ thì YDKN tăng lên 0,136 mức độ và ngược lại. Kết quả phân tích hồi quy chấp nhận giả thuyết H5: Kinh nghiệm làm việc có ảnh hưởng tích cực đối với ý định khởi nghiệp. Cụ thể, khi yếu tố Sự công nhận tăng thêm 1 mức độ thì động lực làm việc của nhân viên sẽ tăng thêm 0,237 mức độ và ngược lại. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Nguyễn Quốc Nghi và cộng sự (2016), Nguyễn Phương Mai và cộng sự (2018).
Yếu tố Nguồn vốn (NV) có hệ số β6 = 0,180 với Sig. = 0,001 < 0,05 cho thấy Nguồn vốn có tác động cùng chiều với YDKN của thanh niên. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu Nguồn vốn tăng lên 1 mức độ thì YDKN tăng lên 0,136 mức độ và ngược lại. Kết quả phân tích hồi quy chấp nhận giả thuyết H6: Nguồn vốn có ảnh hưởng tích cực đối với ý định khởi nghiệp. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Phan Anh Tú và Giang Thị Cẩm Tiên (2015), Nguyễn Quốc Nghi và cộng sự (2016)
Bảng 4.13: Tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Giả thuyết Kết quả Nghiên cứu tương đồng
Sig. Kết luận H1: Thái độ có ảnh hưởng tích cực đối với ý định khởi nghiệp. 0,000 (<0,05) Chấp nhận
Phan Anh Tú và Giang Thị Cẩm Tiên (2015), Nguyễn Quốc Nghi và cộng sự (2016), Nguyễn Quốc Nam (2017).
H2: Quy chuẩn chủ quan có ảnh hưởng tích cực đối với ý định khởi nghiệp.
0,001 (<0,05)
Chấp nhận
Phan Anh Tú và Giang Thị Cẩm Tiên (2015), Nguyễn Quốc Nghi và cộng sự (2016), Nguyễn Quốc Nam (2017), Nguyễn Phương Mai và cộng sự (2018).
H3: Nhận thức kiểm soát hành vi có ảnh hưởng tích cực đối với ý định khởi nghiệp.
0,000 (<0,05)
Chấp nhận
Phan Anh Tú và Giang Thị Cẩm Tiên (2015), Nguyễn Thanh Hùng và Nguyễn Thị Kim Pha (2016), Nguyễn Văn Đức (2017), Nguyễn Phương Mai và cộng sự (2018). H4: Giáo dục và đào tạo
có ảnh hưởng tích cực đối với ý định khởi nghiệp.
0,001 (<0,05)
Chấp nhận
Phan Anh Tú và Giang Thị Cẩm Tiên (2015), Nguyễn Quốc Nghi và cộng sự (2016), Nguyễn Quốc Nam (2017), Nguyễn Phương Mai và cộng sự (2018)
H5: Kinh nghiệm làm việc có ảnh hưởng tích cực đối với ý định khởi nghiệp.
0,008 (<0,05)
Chấp nhận
Nguyễn Quốc Nghi và cộng sự (2016), Nguyễn Phương Mai và cộng sự (2018).
H6: Nguồn vốn có ảnh hưởng tích cực đối với ý định khởi nghiệp.
0,001 (<0,05)
Chấp nhận
Phan Anh Tú và Giang Thị Cẩm Tiên (2015), Nguyễn Quốc Nghi và cộng sự (2016)
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả)
Qua kết quả nghiên cứu, cho thấy 6 yếu tố đều ảnh hưởng tích cực đến YDKN của thanh niên trên địa bàn huyện Châu Đức, phương trình hồi quy chuẩn hóa của nghiên cứu này như sau:
Ý định khởi nghiệp = 0,279 Thái độ + 0,157 Quy chuẩn chủ quan + 0,232 Nhận thức kiểm soát hành vi + 0,186 Giáo dục và đào tạo + 0,136 Kinh nghiệm làm việc + 0,180 Nguồn vốn
4.6.5 Dị tìm vi phạm các giả định hồi quy 4.6.5.1 Giả định phân phối chuẩn của phần dư 4.6.5.1 Giả định phân phối chuẩn của phần dư
Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng biểu đồ tần số Histogram và biểu đồ phân phối tích lũy P-P Plot để dị tìm sự vi phạm giả định phân phối chuẩn của phần dư.
Hình 4.1: Biểu đồ tần số Histogram
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả)
Hình 4.1 cho thấy giá trị trung bình của phần dư rất nhỏ gần bằng 0 (Mean = - 4,01E-15) và độ lệch chuẩn xấp xỉ bằng 1 (Std.Dev = 0,985) nên phần dư có phân phối chuẩn và giả định phân phối chuẩn khơng bị vi phạm.
Hình 4.2: Biểu đồ phân phối tích lũy P-P Plot
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả) Kết quả tương đồng đối với Biểu đồ phân phối tích lũy P-P Plot (Hình 4.2), các
điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng nên giả thiết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
4.6.5.2 Giả định liên hệ tuyến tính
Giả định liên hệ tuyến tính được kiểm tra với phương pháp sử dụng là biểu đồ phân tán Scatterplot với giá trị phần dư chuẩn hóa trên trục hồnh và giá trị dự đốn chuẩn hóa trên trục tung. Dựa vào đồ thị, ta thấy phần dư chuẩn hóa khơng thay đổi theo một trật tự nào đó đối với giá trị dự đốn. Hay nói cách khác, Hình 4.3 cho thấy phần dư chuẩn hóa phân tán ngẫu nhiên trên đồ thị trong một vùng xung quanh đường đi qua tung độ bằng 0. Vì vậy giá trị dự đoán và phần dư độc lập nhau và phương sai của phần dư khơng đổi. Mơ hình hồi quy là phù hợp và giả định về liên hệ tuyến tính khơng bị vi phạm.
Hình 4.3: Biểu đồ phân tán Scatterplot
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả)
4.6.5.3 Kiểm định đa cộng tuyến
Cũng theo kết quả hồi quy tuyến tính (Bảng 4.12), hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation factor – VIF) đạt giá trị lớn nhất là 1,528 và tất cả đều nhỏ hơn 10. Điều này cho thấy các biến độc lập khơng có quan hệ chặt chẽ với nhau nên khơng có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra.
4.6.5.4 Kiểm định tương quan giữa các phần dư
Đại lượng thống kê Durbin-Watson (d) dùng để kiểm định tương quan của các sai số kề nhau (tự tương quan). Đại lượng d có giá trị biến thiên trong khoảng từ 0 đến 4. Khi tiến hành kiểm định Durbin-Watson, nếu giá trị d trong miền chấp nhận giả thuyết 1 < d < 3 thì mơ hình khơng có tự tương quan. Kết quả kiểm định Durbin-Watson có giá trị d = 1,859 (Bảng 4.10) cho thấy thỏa điều kiện khơng có tự tương quan chuỗi bậc nhất. Do đó, có thể kết luận khơng có hiện tượng tự tương quan xảy ra trong mơ hình.
TĨM TẮT CHƯƠNG 4
Chương 4 trình bày các kết quả nghiên cứu bao gồm thống kê mô tả mẫu nghiên cứu và kết quả phân tích hồi quy. Mẫu nghiên cứu gồm 206 thanh niên hiện đang sinh sống và hoạt động sản xuất, kinh doanh ngành nông nghiệp trên địa bàn huyện Châu Đức, thang đo nghiên cứu được đánh giá độ tin cậy và giá trị bằng hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA. Sau khi phân tích hồi quy, có 6/6 yếu tố có ý nghĩa trong mơ hình và có ảnh hưởng tích cực đến YDKN của thanh niên. Kết quả kiểm định giả thuyết đều chấp nhận các giả thiết đề xuất trong chương 2. Chương cuối cùng sẽ đưa ra kết luận về kết quả đạt được đồng thời đề xuất các hàm ý quản trị, những hạn chế đề tài và hướng nghiên cứu tiếp theo.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẢN TRỊ
Với những kết quả đạt được từ các phần trước, chương cuối cùng thiết kế với mục đích tổng hợp kết quả, đề xuất các hàm ý quản trị giúp nâng cao YDKN và hỗ trợ thanh niên khởi nghiệp trên địa bàn huyện Châu Đức tỉnh BRVT và nêu ra hạn chế nghiên cứu và hướng nghiên cứu tiếp theo của đề tài.