4.2.1 Kiểm định thang đo bằng hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha
Đánh giá thang đo bằng hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha nhằm mục đích loại bỏ những biến rác.
Bảng 4.2 Kiểm định độ tin cậy Cronbach’s Alpha của các thang đo
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến
Tương quan biến tổng
Cronbach’s Alpha nếu loại
biến này
Thái độ: = 0.783
TD1 5.3500 3.580 .650 .686
TD2 5.2909 3.349 .608 .722
47
Chuẩn chủ quan: = 0.820
CCQ1 5.7273 3.103 .688 .743
CCQ2 5.7045 2.967 .671 .755
CCQ3 5.6318 2.681 .672 .760
Nhận thức kiểm soát hành vi: = 0.837
NT1 8.9545 7.322 .710 .774 NT2 8.7682 7.384 .756 .753 NT3 8.7045 7.579 .663 .796 NT4 8.5773 8.857 .551 .841 Thể chế: = 0.856 TC1 7.7350 6.618 .682 .824 TC2 7.6600 5.974 .753 .793 TC3 7.8200 6.219 .667 .830 TC4 7.6850 6.217 .697 .817 Ý định: = 0.813 YD1 6.7700 3.907 .691 .714 YD2 6.7300 3.314 .760 .638 YD3 6.4300 4.699 .559 .842
(Nguồn: Tổng hợp từ tác giả dựa trên kết quả nghiên cứu)
Thang đo “Thái độ” gồm có 3 biến quan sát. Hệ số Cronbach’s Alpha = 0.783 > 0.6 và hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát > 0.3 nên đảm bảo độ tin cậy, đáp ứng và đủ điều kiện phân tích EFA.
Thang đo “Chuẩn chủ quan”, có 3 biến quan sát và hệ số Cronbach’s Alpha = 0.820 > 0.6, hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát > 0.3 nên đảm bảo độ tin cậy và đáp ứng yêu cầu phân tích EFA ở bước tiếp theo.
Thang đo “Nhận thức kiểm soát hành vi” gồm có 4 biến quan sát, hệ số Cronbach’s Alpha = 0.837 > 0.6. Hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát > 0.3 nên đảm bảo độ tin cậy, đáp ứng yêu cầu và đủ điều kiện phân tích EFA ở bước tiếp theo.
48
Thang đo “Thể chế” gồm có 3 biến quan sát. Hệ số Cronbach’s Alpha = 0.856 > 0.6. Hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát > 0.3 nên đảm bảo độ tin cậy và đáp ứng yêu cầu phân tích EFA ở bước tiếp theo.
Thang đo “Ý định” gồm có 4 biến quan sát. Hệ số Cronbach’s Alpha = 0.813 > 0.6. Hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát > 0.3 nên đảm bảo độ tin cậy và đáp ứng yêu cầu phân tích EFA ở bước tiếp theo.
4.2.2 Phân tích nhân tố khám phá EFA
Sau khi phân tích Cronbach’s Alpha để kiểm tra độ tin cậy của thang đo, tác giả thực hiện phân tích nhân tố khám phá nhằm đánh giá độ giá trịcủa thang đo.
Phương pháp rút trích được sử dụng để phân tích nhân tố trong nghiên cứu này là phương pháp rút các thành phần chính với phép quay vuông góc (varimax).
Bảng 4.3 Phân tích các yếu tố khám khá EFA
Biến quan sát Các yếu tố
TD1 .825 TD2 .803 TD3 .812 CCQ1 .817 CCQ2 .844 CCQ3 .770 NT1 .829 NT2 .835 NT3 .822 NT4 .741 TC1 .832 TC2 .867 TC3 .768 TC4 .802
Giá trị ban đầu 4.591 2.386 1.706 1.231 Phần trăm phương sai trích 32.791 17.046 12.186 8.791 Phần trăm phương sai trích lũy kế 32.791 49.837 62.023 70.814
Giá trị KMO: 0.831
Kiểm định Bartlett Chi – bình phương (2) 1191.726 Bậc tự do (df) 91
Sig .000
(Nguồn: Tổng hợp từ tác giả dựa trên kết quả nghiên cứu)
Dựa trên kết quả điều tra trên cho thấy, giá trị KMO = 0.831> 0.5 và giá trị Sig = 0.000 nhỏ hơn 0.05. Kết quả EFA còn cho thấy 4 thành phần được trích tại
49
eigenvalue đều lớn hơn 1 và phương sai trích lũy kế 70.814% > 50%. Như vậy, phương sai trích đạt yêu cầu, các biến quan sát có trọng số đạt yêu cầu.
Do vậy, các yếu tố tác động đến ý định chuyển đổi loại hình doanh nghiệp của các hộ kinh doanh cá thể tại tỉnh Bà Rịa – Vũng Tàu gồm: Thái độ, Chuẩn chủ quan, Nhận thức kiểm soát hành vi và Thể chế.
4.3 Kiểm định mô hình bằng phương pháp phân tích hồi quy bội
Với kết quả đạt được trong phân tích nhân tố EFA, tác giả thực hiện kiểm định mô hình với 4 nhân tố đạt yêu cầu. Kết quả của phân tích hồi quy sẽ được sử dụng để thực hiện kiểm định các giả thiết từ H1 đến H4 như đã mô tả trong mô hình đề xuất.
4.3.1 Phân tích tương quan
Bước đầu tiên, tác giả xem xét mối tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc và từng biến độc lập, giữa các biến độc lập với nhau, nếu giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập có tồn tại mối tương quan tuyến tính thì phân tích hồi quy được xem là phù hợp. Ngoài ra, cũng cần phải lưu ý mối tương quan giữa các biến độc lập với nhau, nếu mối tương quan mạnh thì phải lưu ý rằng có thể sẽ có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra trong mô hình hồi quy đang được phân tích.
Bảng 4.4 Ma trận hệ số tương quan giữa các biến nghiên cứu
YD TD CCQ NT TC YD 1 .555** .733** .385** .460** TD .555** 1 .402** .142* .301** CCQ .733** .402** 1 .270** .362** NT .385** .142* .270** 1 .138 TC .460** .301** .362** .138 1
** Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed) (Nguồn: Tổng hợp từ giác giả dựa trên kết quả nghiên cứu)
Dựa trên kết quả bảng 4.4, chúng ta thấy có tồn tại mối tương quan giữa biến phụ thuộc (Ý định chuyển đổi loại hình doanh nghiệp) với các biến độc lập (Thái độ, Chuẩn chủ quan, Nhận thức kiểm soát hành vi và Thể chế) với mức ý nghĩa 1% (nhỏ hơn 0.01). Như vậy các biến độc lập có thể đưa vào mô hình để giải thích cho
50
ý định chuyển đổi loại hình doanh nghiệp của các hộ kinh doanh cá thể tại tỉnh Bà Rịa – Vũng Tàu.
4.3.2 Phân tích hồi quy bội
Theo kết quả phân tích ở trên, tác giả đưa vào mô hình nghiên cứu cùng một lúc tất cả 4 biến độc lập để phân tích hồi quy bội.
Bảng 4.5 Bảng chỉ tiêu đánh giá mô hình hồi quy
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson 1 .810a .657 .650 .56398 1.802 a. Predictors: (Constant), TC, NT, TD, CCQ b. Dependent Variable: YD
(Nguồn: Tổng hợp từ tác giả dựa trên kết quả nghiên cứu)
Qua bảng kết quả thể hiện ở đây cho thấy rằng: hệ số R bình phương hiệu chỉnh bằng 0.650, điều này nghĩa là mô hình hồi quy tuyến tính bội đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu là 65%, tức là có khoảng 65% biến thiên của ý định chuyển đổi loại hình doanh nghiệp của các hộ kinh doanh cá thể trên địa bàn tỉnh Bà Rịa – Vũng Tàu được giải thích bởi 4 thành phần, đó là: Thái độ (TD), Chuẩn chủ quan (CCQ), Nhận thức kiểm soát hành vi (NT) và Thể chế (TC).
Bảng 4.6 Phân tích ANOVA trong mô hình hồi quy
Model
Sum of Squares df Mean
Square F Sig. Regression 118.727 4 29.682 93.318 .000b Residual 62.024 195 .318 Total 180.751 199 a. Dependent Variable: YD b. Predictors: (Constant), TC, NT, TD, CCQ
51
Với kết quả nghiên cứu này, trị thống kê F được tính từ R square của mô hình có mức ý nghĩa quan sát rất nhỏ (sig = 0.000), điều này cho thấy mô hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
Bảng 4.7 Hệ số hồi quy chuẩn hóa và chưa chuẩn hóa
Model B Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std.
Error Beta Tolerance VIF 1 (Constant) -.121 .196 -.616 .539 TD .281 .052 .255 5.405 .000 .792 1.263 CCQ .608 .059 .515 10.386 .000 .715 1.400 NT .154 .047 .146 3.288 .001 .894 1.118 TC .207 .053 .177 3.867 .000 .842 1.188 a. Dependent Variable: YD
(Nguồn: Tổng hợp từ tác giả dựa trên kết quả nghiên cứu)
Theo kết quả nghiên cứu bảng 4.7, tác giả xác định hệ số hồi quy của các biến độc lập thể hiện việc 4 biến độc lập trong mô hình có ý nghĩa thống kê (trị giá sig đều nhỏ hơn 0.05). Do đó, tất cả 4 biến đều có tương quan và tác động dương (thuận chiều) đến ý định chuyển đổi loại hình doanh nghiệp của các hộ kinh doanh đang hoạt động kinh doanh trên địa bàn tỉnh Bà Rịa – Vũng Tàu.
Lúc này, phương trình hồi quy tuyến tính được trích theo hệ số Beta chuẩn hóa có dạng như sau: YD = 0.255*TD + 0.515*CCQ + 0.146*NT + 0.177*TC
4.3.3 Kiểm định giả thiết
Căn cứ kết quả đã được phân tích theo phương pháp hồi quy, tác giả thực hiện giải thích, kiểm định các giả thiết đã đưa ra trong mô hình nghiên cứu đề xuất.
Các giả thiết đưa ra trong mô hình đề xuất trước đó là:
H1: Thái độ của việc chuyển đổi loại hình doanh nghiệp tỷ lệ thuận với ý định chuyển đổi loại hình doanh nghiệp của các hộ kinh doanh cá thể.
H2: Các tiêu chuẩn chủ quan liên quan đến việc chuyển đổi loại hình doanh nghiệp tỷ lệ thuận với ý định chuyển đổi loại hình doanh nghiệp của các hộ kinh doanh cá thể.
H3: Việc nhận thức, kiểm soát hành vi chuyển đổi loại hình doanh nghiệp tỷ lệ thuận với ý định chuyển đổi loại hình doanh nghiệp của các hộ kinh doanh.
52
H4: Các yếu tố thể chế tại địa phương tỷ lệ thuận với ý định chuyển đổi loại hình doanh nghiệp của các hộ kinh doanh cá thể.
Các giả thiết nêu ra trong mô hình đề xuất được chấp nhận ở mức ý nghĩa phải nhỏ hơn hoặc bằng 0.05 (sig < 0.05 hoặc sig = 0.05).
Bảng 4.8 Tổng hợp kết quả kiểm định giả thiết nghiên cứu
Giả
thiết Nội dung
Beta chưa chuẩn hóa Sig Kết quả kiểm định H1
Thái độ của việc chuyển đổi loại hình doanh nghiệp tỷ lệ thuận với ý định chuyển đổi loại hình doanh nghiệp của các hộ kinh doanh cá thể.
.281 .000 Chấp nhận
H2
Các tiêu chuẩn liên quan đến việc chuyển đổi loại hình doanh nghiệp tỷ lệ thuận với ý định chuyển đổi loại hình doanh nghiệp của các hộ kinh doanh cá thể.
.608 .000 Chấp nhận
H3
Việc nhận thức và kiểm soát hành vi chuyển đổi loại hình doanh nghiệp tỷ lệ thuận với ý định chuyển đổi loại hình doanh nghiệp của các hộ kinh doanh cá thể.
.154 .001 Chấp nhận
H4
Các yếu tố thể chế tại địa phương tỷ lệ thuận với ý định chuyển đổi loại hình doanh nghiệp của các hộ kinh doanh cá thể.
.207 .000 Chấp nhận
(Nguồn: Tổng hợp từ tác giả dựa trên kết quả nghiên cứu)
Mức độ tác động của các nhân tố ảnh hưởng đến ý định chuyển đổi loại hình doanh nghiệp của các hộ kinh doanh cá thể trên địa bà tỉnh Bà Rịa – Vũng Tàu dựa trên hệ số Beta chưa chuẩn hóa, được xác định như sau:
Các yếu tố liên quan đến đánh giá mức độ Chuẩn chủ quan trong việc chuyển đổi loại hình doanh nghiệp tác động mạnh nhất đến ý định chuyển đổi loại hình doanh nghiệp của các hộ kinh doanh cá thể, cụ thể là khi các yếu tố chuẩn chủ quan tăng, giảm 01 đơn vị thì ý định chuyển đổi thành doanh nghiệp của các hộ kinh doanh cá thể cũng tăng, giảm 0.608 đơn vị.
Tiếp theo, các yếu tố liên quan đến Thái độ của việc chuyển đổi loại hình doanh nghiệp cũng có tác động mạnh đến ý định chuyển đổi loại hình doanh nghiệp
53
của các hộ kinh doanh cá thể, cụ thể là khi các yếu tố thái độ tăng, giảm 01 đơn vị thì ý định chuyển đổi loại hình doanh nghiệp của các hộ kinh doanh cá thể cũng tăng, giảm 0.281 đơn vị.
Đối với yếu tố Thể chế, xét trên góc độ đánh giá thể chế quản trị tại địa phương, có tác động đứng thứ 3 trong các yếu tố khảo sát, tác động tương đối mạnh đến ý định chuyển đổi loại hình doanh nghiệp của các hộ kinh doanh cá thể, cụ thể là khi các yếu tố thể chế tăng, giảm 01 đơn vị thì ý định chuyển đổi loại hình doanh nghiệp của các hộ kinh doanh cá thể cũng tăng, giảm 0.207 đơn vị.
Yếu tố về Nhận thức kiểm soát hành vi trong việc chuyển đổi loại hình doanh nghiệp cũng có ảnh hưởng yếu nhất đến ý định chuyển đổi loại hình doanh nghiệp của các hộ kinh doanh cá thể, cụ thể là khi các yếu tố nhận thức kiểm soát hành vi tăng, giảm 01 đơn vị thì ý định chuyển đổi loại hình doanh nghiệp của các hộ kinh doanh cá thể cũng tăng, giảm 0.154 đơn vị.
4.3.4 Dò tìm sự vi phạm các giả định cần thiết
4.3.4.1 Giả định liên hệ tuyến tính
Hình 4.1 Đồ thị phân tán phần dư
(Nguồn: Tác giả trích xuất từ kết quả nghiên cứu)
Tác giả thực hiện kiểm tra giả định về liên hệ tuyến tính thông qua biểu đồ phân tán Scatter cho phần dư chuẩn hóa và giá trị dự đoán chuẩn hóa. Với kết quả
54
nghiên cứu trong hình 4.1 ta thấy: phần dư phân tán ngẫu nhiên qua đường thẳng qua điểm 0 và không tạo thành một hình dạng cụ thể nào, do vậy giá trị dự đoán và phần dư độc lập nhau.
Kết luận: giả định liên hệ tuyến tính được đáp ứng.
4.3.4.2 Giả định tính độc lập của các phần dư
Để thực hiện được kiểm định này, tác giả căn cứ kết quả nghiên cứu nhận được từ bảng 4.5. Theo đó, đại lượng thống kê Durbin – Watson có giá trị là 1.802, với giá trị này số liệu thống kê đạt tiêu chuẩn (nằm trong khoảng từ 1 đến 3), do đó chấp nhận giả thiết không có sự tương quan chuỗi bậc nhất trong mô hình.
Kết luận: giả định tính độc lập được đáp ứng.
4.3.4.3 Giả định phần dư có phân phối chuẩn
Hình 4.2 Biểu đồ tần số Histogram
(Nguồn: Tác giả trích xuất từ kết quả nghiên cứu)
Với kết quả có được từ kiểm tra biểu đồ tần số của phần dư (hình 4.2), tác giả cho thấy được sự phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn, với độ lệch chuẩn Std. =
55
0.990. Như vậy, mô hình hồi quy bội đáp ứng được giả định phần dư có phân phối chuẩn.
Hình 4.3 Phân phối chuẩn của phần dư quan sát
(Nguồn: Tác giả trích xuất từ kết quả nghiên cứu)
Tương tự, tác giả tiếp tục xem xét biểu đồ P-Plot (hình 4.3), cho thấy rằng: các biến quan sát khá tập trung, không có sự phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng nên ta có thể khẳng định rằng giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
4.3.4.4 Đo lường hiện tượng đa cộng tuyến
Để thực hiện được việc kiểm định và đo lường hiện tượng này, tác giả giả định không có mối tương quan giữa các biến độc lập và tiến hành xét các kết quả nghiên cứu từ bảng 4.7 đã được nêu phía trên:
Bảng 4.9 Kết quả đo lường tương quan các biến độc lập
TD CCQ NT TC
Tolerance .792 .715 .894 842 VIF 1.263 1.400 1.118 1.188
56
Căn cứ kết quả giá trị chấp nhận của các biến độc lập (Tolerance) đều lớn hơn 0.5 và độ phóng đại phương sai (VIF) đều nhỏ hơn 2, cho nên tác giả khẳng định không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Với các kết quả nhận được từ quá trình khảo sát, phân tích và đánh giá tác giả đưa ra các hàm ý chính sách cho nghiên cứu của mình trong việc thúc đẩy các hộ kinh doanh chuyển đổi thành doanh nghiệp.
4.4 Thảo luận
Để đảm bảo độ chính xác của kết quả nghiên cứu, tác giả thực hiện kết hợp giữa hai phương pháp nghiên cứu định tính và định lượng, đồng thời tác giả còn thực hiện kiểm tra các điều kiện chạy hồi quy như: hiện tượng đa cộng tuyến, phân phối phần dư, phương sai thay đổi, … để xác định được mức độ ảnh hưởng của các yếu tố tác động đến quyết định chuyển đổi loại hình doanh nghiệp của các hộ kinh doanh cá thể trên địa bàn tỉnh Bà Rịa – Vũng Tàu đó là Thái độ, Chuẩn chủ quan, Nhận thức kiểm soát hành vi, Thể chế.
Với tình hình thực tế hiện nay, ngoài các yếu tố được đánh giá trong luận văn, việc các hộ kinh doanh được thực hiện cơ chế thuế khoán đơn giản, dễ dàng hơn so với thủ tục đóng thuế khi trở thành doanh nghiệp cũng là điều mà khiến các hộ kinh doanh không muốn chuyển đổi thành doanh nghiệp.
Thực tế còn cho thấy, hộ kinh doanh cá thể còn đang gặp nhiều khó khăn trong quá trình kinh doanh, khó khăn nhất là thiếu vốn và khó tiếp cận các nguồn vốn vay. Nguyên nhân là đặc thù không có quan hệ và tài sản thế chấp, khả năng tiếp cận thị trường, tiếp cận với cơ quan Nhà nước, công nghệ, năng lực quản lý chưa hiệu quả do hạn chế về trình độ quản lý
Do vậy, quá trình chuyển đổi hộ kinh doanh cá thể thành doanh nghiệp nên thực hiện bằng các biện pháp mang hàm ý chính sách, mang tính tư vấn, kết hợp các yếu tố nghiên cứu trong luận văn này, kêu gọi sự đồng thuận từ cộng đồng, chủ