phá EFA, tại điểm dừng với hệ số Eigenvalues là 3.002 dữ liệu rút trích được 1 nhân tố tương ứng với tổng phương sai trích là 60.044% (>50%) điều này cho thấy dữ liệu thích hợp để phân tích nhân tố khám phá, kết hợp các hệ số tải nhân tố của các biến quan sát lên 1 nhân tố mà nó hội tụ đều đạt yêu cầu (>0.5), như vậy 1 nhân tố mà phân tích EFA rút trích ra tương ứng với 1 biến phụ thuộc của mơ hình nghiên cứu:
Bảng 2.10 Hệ số tải nhân tố EFA biến phụ thuộc Nhân tố Nhân tố 1 NLCT1 .711 NLCT2 .868 NLCT3 .775 NLCT4 .772 NLCT5 .740
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
Sau khi phân tích EFA cho biến phụ thuộc và biến độc lập, kết quả các biến quan sát của thang đo cho các khái niệm hội tụ lên đúng nhân tố mà nó đo lường, có 33 biến quan sát được đưa vào phân tích EFA kết quả có 2 biến quan sát bị loại khỏi thang đo do không đạt yêu cầu về hệ số tải nhân tố, còn lại 31 biến quan sát sẽ được đưa vào để phân tích tương quan và hồi quy nhằm đi đến các kết luận cuối cùng.
2.3.3 Kết quả kiểm định các giả thuyết của mơ hình nghiên cứu
Sau khi các biến quan sát trải qua quá trình kiểm định độ tin cậy và phân tích EFA, các biến được tiếp tục đưa vào để thực hiện các phân tích tiếp theo, đó chính là tiến hành ước lượng phân tích tương quan, thực hiện kiểm định các giả thuyết nghiên cứu thơng qua phương pháp hồi quy tuyến tính bội.
Bảng 2.11 Ma trận tƣơng quan giữa các biến nghiên cứu trong mơ hình nghiên cứu
DTD PNRR NLQT NTTH TCNV TNXH NLCT DTD Pearson Correlation 1 .092 .410 ** .196** -.093 .157* .285** Sig. (2- tailed) .143 .000 .002 .138 .012 .000 N 258 258 258 258 258 258 258 PNRR Pearson Correlation .092 1 .211 ** .368** .318** .377** .778** Sig. (2- tailed) .143 .001 .000 .000 .000 .000 N 258 258 258 258 258 258 258 NLQT Pearson Correlation .410 ** .211** 1 .147* -.112 .164** .345** Sig. (2- tailed) .000 .001 .018 .073 .008 .000 N 258 258 258 258 258 258 258 NTTH Pearson Correlation .196 ** .368** .147* 1 .234** .368** .439** Sig. (2- tailed) .002 .000 .018 .000 .000 .000 N 258 258 258 258 258 258 258
DTD PNRR NLQT NTTH TCNV TNXH NLCT TCN V Pearson Correlation -.093 .318 ** -.112 .234** 1 .177** .299** Sig. (2- tailed) .138 .000 .073 .000 .004 .000 N 258 258 258 258 258 258 258 TNX H Pearson Correlation .157 * .377** .164** .368** .177** 1 .443** Sig. (2- tailed) .012 .000 .008 .000 .004 .000 N 258 258 258 258 258 258 258 NLCT Pearson Correlation .285 ** .778** .345** .439** .299** .443** 1 Sig. (2- tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 258 258 258 258 258 258 258
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). *. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
Trước khi thực hiện hồi quy nhằm ước lượng sự tác động của các yếu tố lên năng lực cạnh tranh của công ty, ta tiến hành kiểm định mối quan hệ giữa các biến trong mơ hình nghiên cứu thơng qua phân tích tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc trong mơ hình nghiên cứu , kết quả kiểm định mối tương quan giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc (năng lực cạnh tranh ) trong mơ hình nghiên cứu , giá trị kiểm định sig của các kiểm định tương quan đều < 0.05 (0.00) nên ta có thể kết luận các biến độc lập trong mơ hình nghiên cứu có mối tương quan với biến phụ thuộc chất lượng dịch vụ.
Sau khi kiểm định tương quan tiến hành thực hiện phướng pháp hồi quy nhằm kiểm định các giả thuyết nghiên cứu, kết quả phân tích hồi quy được thể hiện như sau:
Bảng 2.12 Model summary Mơ hình Hệ số R Hệ số R2 Hệ số R Mơ hình Hệ số R Hệ số R2 Hệ số R 2 hiệu chỉnh Độ lệch chuẩn ƣớc lƣợng Đại lƣợng Durbin- Watson 1 .834a .695 .688 .43931 1.856
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
Bảng 2.13 ANOVA Mơ hình Tổng Mơ hình Tổng phƣơng sai df Phƣơng sai trung bình Giá trị F Giá trị Sig. Hồi quy 110.329 6 18.388 95.278 .000b Phần dư 48.442 251 .193 Tổng 158.771 257
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
Bảng 2.14 Hệ số ƣớc lƣợng hồi quy mơ hình
Mơ hình Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa Trị t Trị Sig. Collinearity Statistics B Std. Error
Beta Tolerance VIF
Hằng số -.214 .188 -1.140 .255
DTD .125 .034 .145 3.717 .000 .801 1.248 PNRR .577 .037 .633 15.428 .000 .723 1.384
Mơ hình Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa Trị t Trị Sig. Collinearity Statistics B Std. Error
Beta Tolerance VIF
NLQT .100 .031 .129 3.270 .001 .779 1.284 NTTH .089 .036 .100 2.511 .013 .770 1.299 TCNV .070 .032 .083 2.182 .030 .838 1.194 TNXH .100 .036 .109 2.771 .006 .786 1.272
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
Dựa vào kết quả phân tích hồi quy trước tiên ta xem bảng Model summary, ta thấy hệ số R2 hiệu chỉnh là 0. (>0.4) hệ số này cho thấy mơ hình phù hợp với dữ liệu nghiên cứu ở mức khá tốt, hệ số này có ý nghĩa là 68.8% biến thiên của năng lực cạnh tranh của cơng ty được giải thích tốt bởi các biến độc lập trong mơ hình nghiên cứu, phần còn lại là do các biến ngồi mơ hình nghiên cứu giải thích.
Bên cạnh đó bảng ANOVA có giá trị kiểm định sig = 0.00 < 0.05 nên ở độ tin cậy 95% ta có thể kết luận rằng mơ hình phù hợp với dữ liệu nghiên cứu.
Dị tìm các sai phạm (giả định hồi quy)
Giả định về tính độc lập phương sai: theo Nguyễn Đình Thọ (2011) dùng giá trị Durbin Waston để kiệm định hiện tượng này, nếu các phần dư khơng có tương quan chuỗi bậc 1 với nhau thì giá trị Durbin Waston sẽ gần bằng 2, hay nói cách khác giả thuyết H0 : hệ số tương quan thổng thể các phần dư sẽ bằng 0 bị bác bỏ, dựa vào bảng Model sumary ta thấy Giá trị của Đại lượng Durbin-Watson = 1.856 điều này cho thấy mơ hình khơng vi phạm giả thuyết tự tương quan.
giá trị VIF này nhỏ hơn 10 thì hiện tượng đa cộng tuyến xem như không xuất hiện, hiện tượng đa cộng tuyến sẽ ảnh hưởng đến việc giải thích các kết quả hồi quy của các biến độc lập, dựa vào các giá trị VIF trong bảng hệ số hồi quy ta thấy các giá trị VIF của các hệ số ước lượng Beta đều < 10 rất nhiều ( 1.194-1.384) , điều này cũng cho thấy rằng các biến độc lập trong mơ hình nghiên cứu khơng có hiện tượng đa cộng tuyến, và các kết quả này cũng an tâm lý giải.
Giả định về phân phối chuẩn phần dư: Giả định này được xem xét thông qua biểu
đồ thể hiện sự phân phối của phần dư chuẩn hóa, nếu biểu đồ thể hiện sự phân phối chuẩn của phần dư chuẩn hóa giả định sẽ được đáp ứng, nhìn vào hình ta thấy phần dư chuẩn hóa của phương trình hồi quy 1 có dạng hình chng và phân phối chuẩn nên ta có thể kết luận Giả định phân phối chuẩn phần dư được đáp ứng.
Dựa vào bảng hệ số ước lượng hồi quy của mơ hình ta có thể kết luận như sau thông qua các kiểm định cũng như hệ số ước lượng có được từ phân tích hồi quy.
Hình 2.3 Sơ đồ phân phối phần dƣ chuẩn hóa
Yếu tố Dự trữ đất, nhìn vào kết quả phân tích hồi quy, ta thấy hệ số beta chuẩn hóa của ước lượng là 0.145, đồng thời giá trị kiểm định sig của hệ số Beta là 0.00 < 0.05, nên ở độ tin cậy 95% ta có thể nói rằng Dự trữ đất tác động cùng chiều đến năng lực cạnh tranh của cơng ty ,điều này có nghĩa rằng khi tăng Dự trữ đất lên một đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi thì năng lực cạnh tranh sẽ tăng lên 0.145 đơn vị, tuy đây không phải là yếu tố tác động mạnh nhất đến năng lực cạnh tranh nhưng đây là yếu tố tác động cùng chiều lên năng lực cạnh tranh, cần có những biện pháp thích hợp nếu muốn gia tăng năng lực cạng tranh của công ty.
Yếu tố phịng ngừa rủi ro, kết quả ước lượng mơ hình cho thấy được hệ số Beta của yếu tố này là 0.633 một trọng số rất lớn, bên cạnh đó giá trị kiểm định sig của yếu tố này là 0.00 ( <0.05) nên ở độ tin cậy 95% ta có thể kết luận rằng phịng ngừa rủi ro có ảnh hưởng cùng chiều đến năng lực cạnh tranh của công ty, đây là yếu tố có tác động mạnh nhất đến năng lực cạnh tranh của cơng ty, cần chú ý để có những biện pháp tốt nhằm cải thiện và gia tăng yếu tố này để gia tăng năng lực cạnh tranh hơn nữa, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi khi tăng phịng ngừa rủi ro lên 1 đơn vị thì năng lực cạnh tranh sẽ gia tăng lên 0.633 đơn vị , như vậy năng lực cạnh tranh là yếu tố có tác động cùng chiều và mạnh nhất lên năng lực cạnh tranh của công ty.
Yếu tố năng lực quản trị, kết quả phân tích hệ số hồi quy cho ta thấy được hệ số
hồi quy của ước lượng là 0.129 bên cạnh đó giá trị kiểm định của hệ số Beta có giá trị sig là 0.01 < 0.05 nên ở độ tin cậy 95% ta có thể kết luận rằng năng lực quản trị tác động cùng chiều lên năng lực cạnh tranh.
Yếu tố nhận thức thương hiệu, kết quả ước lượng hệ số beta chuẩn hóa là 0.100
giá trị kiểm định của ước lượng có hệ số beta là 0.013 < 0.05 , nên ở độ tin cậy 95% ta có thể kết luận rằng nhận thức thương hiệu có ảnh hưởng tích cực đến năng lực canh tranh của công ty, Hệ số Beta = 0.100 có ý nghĩa là khi ta gia tăng nhận thức thương hiệu lên 1 đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi thì năng lực cạnh tranh sẽ tăng lên 0.100 đơn vị, tuy đây là yếu tố có sự tác động thấp nhưng đây là yếu tố có sự
tác động cùng chiều đến năng lực cạnh tranh của công ty, nên cần có những biện pháp thích hợp tập trung vào sự đảm bảo để có thể gia tăng năng lực cạnh tranh hơn nữa.
Yếu tố tiếp cận nguồn vốn, kết quả ước lượng của hệ số này với hệ số Beta chuẩn hóa là 0.083 , với giá trị kiểm định sig = 0.03 (<0.05) nên ở độ tin cậy 95% ta nói rằng tiếp cận nguồn vốn có ảnh hưởng cùng chiều đến năng lực cạnh tranh của công ty, khi gia tăng tiếp cận nguồn vốn lên một đơn vị ở điều kiện các yếu tố khác khơng đổi thì năng lực cạnh tranh cơng ty sẽ tăng lên 0.083 đơn vị, tuy đây khơng phải là yếu tố có tác động mạnh đến năng lực cạnh tranh nhưng đây là yếu tố có tác động cùng chiều nên cần có những biện pháp đầu tư nguồn lực thích hợp để có thể cải thiện năng lực cạnh tranh.
Yếu tố trách nhiệm xã hội, kết quả kiểm định hệ số Beta chuẩn hóa là 0.109 và
giá trị kiểm định sig là 0.005 (<0.05) , nên ở độ tin cậy 95% ta có thể kết luận rằng trách nhiệm xã hội có ảnh hưởng cùng chiều đến năng lực cạnh tranh, đây là yếu tố có tác động cùng chiều vì vậy cần có những chính sách, gợi ý thích hợp nhằm có thể cải thiện năng lực cạnh tranh thông qua yếu tố này.
Như vậy thông qua phương pháp hồi quy, ta có thể kết luận được các giả thuyết nghiên cứu nào được chấp nhận và giả thuyết nghiên cứu nào bị bác bỏ, và ước lượng được mức độ quan trọng của các yếu tố tác động đến năng lực cạnh tranh của công ty Novaland trong tương lai.
Bảng 2.15 Tóm tắt kết quả các giả thuyết đƣợc kiểm định
Các giả thuyết nghiên cứu Kết quả kiểm định
H1: Dữ trữ đất hàng năm có tác động cùng chiều đến năng
lực cạnh tranh của Doanh nghiệp Bất động sản Chấp nhận H2: Phịng ngừa rủi ro có tác động cùng chiều đến năng lực
cạnh tranh của Doanh nghiệp Bất động sản Chấp nhận H3: Năng lực quản trị có tác động cùng chiều đến năng lực
cạnh tranh của Doanh nghiệp Bất động sản Chấp nhận H4: Nhận thức thương hiệu có tác động cùng chiều đến
năng lực cạnh tranh của Doanh nghiệp Bất động sản Chấp nhận H5: Tiếp cận nguồn vốn có tác động cùng chiều đến năng
lực cạnh tranh của Doanh nghiệp Bất động sản Chấp nhận H6: Trách nhiệm xã hội có tác động cùng chiều đến năng
lực cạnh tranh của Doanh nghiệp Bất động sản Chấp nhận
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
Phƣơng trình thể hiện mối quan hệ giữa năng lực cạnh tranh và các yếu tố khác
Năng lực cạnh tranh = - 0.214 + 0.125 dự trữ đất + 0.577 phòng ngừa rủi ro +
0.100 năng lực quản trị + 0.089 nhận thức thương hiệu + 0.070 tiếp cận nguồn vốn + 0.100 trách nhiệm xã hội
2.4 Kết quả đánh giá thực trạng các yếu tố ảnh hƣởng đến năng lực cạnh tranh của công ty
2.4.1 Thực trạng yếu tố dự trữ đất
Thông qua kết quả khảo sát đánh giá các biến quan sát thuộc yếu tố dự trữ đất cho thấy các biến quan sát cũng nằm ở mức đánh giá tương đối, là yếu tố quan trọng thứ hai ảnh hưởng trực tiếp đến năng lực cạnh tranh của DN, tuy nhiên một số biến quan sát thuộc yếu tố dự trữ đất còn được đánh giá chưa cao. Doanh nghiệp có thể tham gia
đấu thầu nhiều dự án bất động sản do chính quyền địa phương tổ chức, Doanh nghiệp ln có những chiến lược phát triển dự án mới, đây là 2 vấn đề này cần được thực hiện
tốt hơn nữa để có thể cải thiện yếu tố dự trữ đất ngày một tốt hơn.
Bảng 2.16 Thực trạng yếu tố dự trữ đất
(Nguồn kết quả nghiên cứu)
Khả năng phát triển dự án, quỹ đất rất tốt: Tập đồn chú trọng xây dựng đội ngũ
phát triển có mối quan hệ tốt các nhà đầu tư trong nước, am hiểu rõ về quy định pháp lý và khả năng đàm phán cao. Những điều này giúp Tập đoàn dễ dàng tiếp cận cơ hội,
Các biến quan sát Trung bình Độ lệch chuẩn
Doanh nghiệp có đủ tài nguyên đất để phát triển
các dự án bất động sản 3.34 1.15
Doanh nghiệp có thể tham gia đấu thầu nhiều dự án bất động sản do chính quyền địa phương tổ
chức 3.04 1.21
Doanh nghiệp có thể liên kết với nhiều doanh nghiệp khác để phát triển các dự án bất động sản
trong tương lai 3.34 1.27
Doanh nghiệp ln có những chiến lược phát
quỹ đất có vị trí đẹp, từ đó, thực hiện nghiệp vụ định giá cũng như cấu trúc nguồn vốn để nhận chuyển nhượng. Thời gian trung bình Novaland hồn tất thủ tục mua lại quỹ đất, dự án được thực hiện trong thời gian ngắn 3 tháng. Đánh giá về tiềm năng của Novaland trong năm 2019, Cơng ty Chứng khốn Bảo Việt, cho rằng, mặc dù đối diện nhiều khó khăn, Novaland vẫn có những bước đi rõ ràng và nỗ lực trong việc giải quyết thách thức. Các thương vụ phát hành với tổng giá trị 390 triệu USD trong 2018 cho thấy uy tín của Novaland trên thị trường vốn quốc tế. Đặc biệt, yếu tố quan trọng mà Chứng khoán Bảo Việt cho rằng là cơ sở giúp Novaland huy động vốn tốt là quỹ đất quy mô lớn mà công ty sở hữu. Cụ thể, theo thống kê sơ bộ, quỹ đất ở TP.HCM của NoVaLand là 600ha, với diện tích đất sạch rất lớn, lên tới 500ha, dù một số quỹ đất đã nhận chuyển nhượng hoặc ký MOU (biên bản ghi nhớ) vẫn cần thời gian để đưa vào Tập đồn.
Hình 2.4. Bản đồ các dự án của Novaland
(Nguồn công ty Novaland)
Hạn chế: Cú “sốc” năm 2018 mang tên “dự án bị rà soát pháp lý” đã khiến cho
nhiều dự án BĐS phải “nằm chờ”, qua đó khơng ít doanh nghiệp phải tốn thêm chi phí để thương lượng với khách mua nhà do giao nhà chậm tiến độ, chi phí vay tăng và tâm