Biến quan
sát
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến Hệ số tương quan biến – tổng Cronbach’s Alpha nếu loại biến Thang đo “Sự chủ động cá nhân”, giá trị Cronbach’s Alpha = .834
CĐ1 17.41 6.407 .613 .807 CĐ2 17.39 6.055 .636 .801 CĐ3 17.44 5.798 .669 .794 CĐ4 17.40 6.220 .564 .816 CĐ5 17.42 6.265 .562 .816 CĐ6 17.36 6.069 .604 .808
Thang đo “Thái độ đối với hành vi khởi nghiệp”, Cronbach’s Alpha = .814
TĐ1 13.70 4.395 .638 .767
TĐ2 13.75 4.529 .603 .778
TĐ3 13.80 4.693 .592 .781
TĐ4 13.73 4.846 .564 .789
TĐ5 13.71 4.609 .618 .773
Thang đo “Tiêu chuẩn chủ quan”, giá trị Cronbach’s Alpha = .793
CQ1 6.86 2.345 .626 .729
CQ2 6.86 2.225 .644 .710
CQ3 6.80 2.299 .637 .717
Thang đo “Sự kiểm soát hành vi được nhận thức”, Cronbach’s Alpha = .816
KS1 13.68 5.155 .627 .773
Biến quan sát
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phương sai thang đo nếu
loại biến Hệ số tương quan biến – tổng Cronbach’s Alpha nếu loại biến KS4 13.72 5.263 .641 .769 KS5 13.66 5.279 .610 .778 KS6 13.71 5.479 .569 .790
Thang đo “Ý định khởi nghiệp”, giá trị Cronbach’s Alpha = .828
YĐ1 12.94 3.092 .604 .800
YĐ2 12.96 2.974 .660 .784
YĐ3 12.92 3.045 .630 .792
YĐ4 12.93 3.155 .578 .807
YĐ6 12.93 3.009 .650 .787
Nguồn: Kết quả truy xuất từ SPSS
Kết quả phân tích cho thấy tất cả 24 biến quan sát đều có hệ số tương quan biến tổng đạt tiêu chuẩn (> 0.3) nên được chấp nhận. Ngoài ra hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha của 05 thang đo đều lớn hơn 0.6. Do vậy, các thang đo này đạt yêu cầu và các biến quan sát được đưa vào phân tích nhân tố khám phá EFA tiếp theo.
4.3.2. Phân tích khám phá nhân tố EFA trong nghiên cứu định lượng chính
thức
Sau khi đã làm rõ độ tin cậy, các thang đo (gồm 24 biến quan sát) cần được tiến hành đánh giá thêm giá trị thơng qua phân tích nhân tố khám phá EFA (Nguyễn Đình Thọ, 2013). Điều kiện yêu cầu cần thiết trong phân tích nhân tố khám phá là:
Kiểm định Barlett có sig. <0.05 (Nguyễn Đình Thọ, 2013). Hệ số kiểm định KMO ≥ 0.5 (Nguyễn Đình Thọ, 2013).
Mức chênh lệch của hệ số tải của một biến quan sát đối với các nhân tố ≥ 0,3 để đảm bảo giá trị phân biệt, nhưng giá trị này không quan trọng trong nghiên cứu vì các thang đo khó phân biệt hồn tồn (Nguyễn Đình Thọ, 2013).
Hệ số tải nhân tố ≥ 0.5 để đảm bảo ý nghĩa thiết thực của phân tích khám phá nhân tố trong trường hợp kích thước mẫu từ 250 đến 350 (Hair và cộng sự, 2010).
Tổng phương sai trích (Total Variance Explained) ≥ 0.5 để đảm bảo giá trị trong nghiên cứu thực tiễn (Nguyễn Đình Thọ, 2013).
4.3.2.1. Phân tích nhân tố khám phá EFA cho biến độc lập
Thực hiện lần 1:
Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA trong nghiên cứu định lượng chính thức các biến độc lập được thể hiện như bảng bên dưới:
Bảng 4.3: Kết quả EFA lần 1 của các thang đo trong nghiên cứu chính thức Phương pháp trích: Rotated Component Matrixa
Thành phần Các nhân tố trích 1 2 3 4 Sự chủ động cá nhân CĐ3 .779 CĐ2 .762 CĐ6 .742 CĐ4 .720 CĐ5 .691 CĐ1 .623 .557
Thái độ đối với hành vi khởi nghiệp TĐ1 .793 TĐ5 .762 TĐ2 .748 TĐ4 .719 TĐ3 .683
Sự kiểm soát hành vi được nhận thức KS4 .780 KS5 .769 KS2 .743 KS1 .736 KS6 .710
Tiêu chuẩn chủ quan
CQ1 .830
CQ2 .826
Thành phần Các nhân tố trích
1 2 3 4
Mức ý nghĩa (Sig. trong kiểm định Bartlett) 0.000
Hệ số KMO 0.796
Tổng phương sai trích 60.42%
Nguồn: Kết quả truy xuất từ SPSS
Kết quả kiểm định Bartlett trong bảng kiểm định KMO và Bartlett's với Sig = 0.000 cho thấy điều kiện cần để áp dụng phân tích nhân tố là các biến phải có
tương quan với nhau đạt yêu cầu. Chỉ số KMO = 0.796 > 0.5 cho thấy điều kiện đủ để phân tích nhân tố là thích hợp đạt yêu cầu.
Tại các mức giá trị Eigenvalues lớn hơn 1 với phương pháp rút trích Principal components và phép xoay varimax, phân tích nhân tố đã trích được 4 nhân tố từ 24 biến quan sát và với tổng phương sai trích là 60.42% (> 50%) đạt yêu cầu. Dựa trên phân tích của bảng 4.3, ma trận xoay nhân tố Rotated Component Matrixa, biến CĐ1 bị loại tại thang đo CĐ – “Sự chủ động cá nhân” do có hệ số tải
nhân tố được trích vào 2 nhân tố khác nhau mà chênh lệch trọng số rất nhỏ = 0.066 (< 0.3) nên ta xem xét loại biến này và tiếp tục thực hiện phân tích nhân tố
khám phá EFA cho các biến quan sát còn lại. Thực hiện lần 2:
Kết quả tại lần phân tích nhân tố thứ hai sau khi loại biến CĐ1 thể hiện tại
Mục 2-Phụ lục 5 cho thấy kiểm định Bartlett (Bartlett’s test of sphericity) trong
bảng kiểm định KMO và Bartlett's với Sig. = 0.000 và chỉ số KMO = 0.826 > 0.5 đều đáp ứng được yêu cầu.
Tại các mức giá trị Eigenvalues = 1.486 > 1, phân tích nhân tố đã trích
được 4 nhân tố từ 23 biến quan sát và với tổng phương sai trích là 60.255% (> 50%) đạt yêu cầu.
Kết quả tại bảng Rotated Component Matrixa (Mục 3-Phụ lục 5) cho thấy
Trong ma trận nhân tố sau khi xoay, sự tập trung của các biến quan sát theo từng nhân tố đã hiện rõ ràng. Các biến quan sát có hệ số tải nhân tố đều lớn hơn 0.5 thể hiện độ kết dính cao. Cụ thể cho từng nhóm nhân tố được rút trích như sau:
Nhân tố thứ nhất: Gồm 05 biến quan sát (CĐ2, CĐ3, CĐ4, CĐ5, CĐ6)
được nhóm lại bằng lệnh trung bình và được đặt tên là thành phần chủ động cá nhân ký hiệu là CĐ.
Nhân tố thứ hai: Gồm 05 biến quan sát (KS1, KS2, KS4, KS5, KS6) được
nhóm lại bằng lệnh trung bình và được đặt tên là thành phần sự kiểm soát hành vi được nhận thức ký hiệu là KS.
Nhân tố thứ ba: Gồm 05 biến quan sát (TĐ1, TĐ2, TĐ3, TĐ4, TĐ5) được
nhóm lại bằng lệnh trung bình và được đặt tên là thành phần thái độ đối với hành vi khởi nghiệp ký hiệu là TĐ.
Nhân tố thứ tư: Gồm 03 biến quan sát (CQ1, CQ2, CQ3) được nhóm lại
bằng lệnh trung bình và được đặt tên là thành phần tiêu chuẩn chủ quan ký hiệu là CQ.
4.3.2.2. Phân tích nhân tố khám phá EFA cho biến phụ thuộc
Biến phụ thuộc YĐ gồm 05 biến quan sát YĐ1, YĐ2, YĐ3, YĐ4, YĐ6 để đo lường ý định khởi nghiệp của sinh viên trên địa bàn thành phố Hồ Chí Minh.
Bảng 4.4: Kết quả EFA lần 1 của thang đo biến phụ thuộc trong nghiên cứu chính thức - Phương pháp trích: Rotated Component Matrixa chính thức - Phương pháp trích: Rotated Component Matrixa
Thành phần Nhân tố 1 Ý định khởi nghiệp YĐ2 .799 YĐ6 .791 YĐ3 .774 YĐ1 .754 YĐ4 .731
Mức ý nghĩa (Sig. trong kiểm định Bartlett) 0.000
Hệ số KMO 0.849
Kết quả cho thấy chỉ có 01 nhân tố được rút trích. Hệ số KMO = 0.849 đạt yêu cầu (>0.5). Phương sai trích = 59.29 đạt u cầu (>50%). Do đó, EFA là phù hợp. Các biến quan sát này đều đạt yêu cầu cho các phân tích tiếp theo.
Kết luận tổng thể: Sau bước định lượng chính thức gồm kiểm định hệ số tin
cậy Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA, biến quan sát CĐ1 bị loại. Sau khi loại biến CĐ1, ta thấy các nhân tố trong mơ hình nghiên cứu đều đạt u cầu. Do đó, mơ hình ban đầu được giữ nguyên, không cần hiệu chỉnh và được tiến hành các bước kiểm định tiếp theo.
4.4. Kiểm định mơ hình nghiên cứu và các giả thuyết
Sau khi kiểm định thang đo bằng Cronbach’s Alpha và EFA ta đã xác định được 04 nhân tố ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp gồm: 1 – Sự chủ động cá nhân,
2 – Thái độ đối với hành vi khởi nghiệp, 3 – Tiêu chuẩn chủ quan, 4 – Sự kiểm soát hành vi được nhận thức. Để đo lường cụ thể trọng số của từng yếu tố tác động đến ý
định khởi nghiệp, tác giả tiến hành phân tích hồi quy.
Bước đầu tiên khi phân tích hồi qui tuyến tính ta sẽ xem xét các mối quan hệ tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc và từng biến độc lập và giữa các biến độc lập với nhau. Nếu hệ số tương quan giữa các biến phụ thuộc và các biến
độc lập lớn chứng tỏ giữa chúng có mối quan hệ với nhau và phân tính hồi qui tuyến tính có thể phù hợp. Mặt khác, nếu giữa các biến độc lập cũng có tương quan lớn với nhau thì đó là dấu hiệu cho biết giữa chúng có thể xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình hồi qui tuyến tính ta đang xét.
4.4.1. Phân tích tương quan
Trong phân tích tương quan, nếu Sig. bé hơn 5% ta có thể kết luận được là hai biến có tương quan với nhau. Ngược lại nếu Sig. lớn hơn 5% thì ta có thể kết luận hai biến khơng có tương quan với nhau.
Căn cứ vào kết quả phân tích tương quan Pearson tại Mục 4-Phụ lục 5 ta có thể thấy hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc ý định khởi nghiệp (YĐ) với 4 biến độc lập CĐ, TĐ, KS, CQ. Nhìn sơ bộ ta có thể kết luận các biến độc lập đều có quan hệ tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc YĐ và có thể đưa vào mơ hình để giải thích cho biến phụ thuộc. Các giá trị Sig. đều nhỏ (< 0.05). Tuy nhiên, ma trận tương quan chỉ nói lên mối tương quan (quan hệ 2 chiều) giữa các biến nên chỉ đưa ra cái nhìn tổng quan sơ bộ mà khơng có quyết định gì trong việc biến nào ảnh hưởng, biến nào khơng ảnh hưởng lên biến phụ thuộc. Ngồi ra, hệ số tương quan giữa các biến độc lập cũng cao. Do đó, kiểm định đa cộng tuyến cần được tiến
hành trong các bước tiếp theo để xác định xem các biến độc lập có ảnh hưởng lẫn nhau hay khơng.
Bảng 4.5: Ma trận tương quan Pearson
YĐ CĐ TĐ KS CQ
YĐ
Tương quan Pearson 1 .216** .673** .470** .397**
Sig. (2-chiều) .000 .000 .000 .000
N 295 295 295 295 295
CĐ
Tương quan Pearson .216** 1 .269** -.004 .087
Sig. (2-chiều) .000 .000 .948 .134
N 295 295 295 295 295
TĐ
Tương quan Pearson .673** .269** 1 .050 .209**
Sig. (2-chiều) .000 .000 .392 .000
N 295 295 295 295 295
KS
Tương quan Pearson .470** -.004 .050 1 .369**
Sig. (2-chiều) .000 .948 .392 .000
N 295 295 295 295 295
CQ
Tương quan Pearson .397** .087 .209** .369** 1
Sig. (2-chiều) .000 .134 .000 .000
N 295 295 295 295 295
**. Tương quan ở mức ý nghĩa 1% (Kiểm định 2 phía).
4.4.2. Phân tích hồi quy
Căn cứ vào mơ hình nghiên cứu lý thuyết, ta có phương trình hồi qui tuyến tính bội diễn tả các nhân tố ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp của sinh viên như sau:
YĐ = β1*CĐ + β2*TĐ + β3*CQ+ β4*KS
Các biến độc lập (Xi): TĐ, CQ , KS, CĐ
Biến phụ thuộc (YĐ): Ý định khởi nghiệp
βk là hệ số hồi qui riêng phần (k = 1…4)
Để kiểm định sự phù hợp giữa 4 thành phần ảnh hưởng đến biến phụ thuộc là ý định khởi nghiệp, hàm hồi qui tuyến tính bội với phương pháp đưa vào một lượt (Enter) được sử dụng. Giá trị của các nhân tố được dùng để chạy hồi quy là giá trị trung bình của các biến đo lường đã được kiểm định Cronbach’s Alpha và EFA. Hệ số hồi qui riêng phần đã chuẩn hóa của thành phần nào càng lớn thì mức độ ảnh hưởng của thành phần đó đến biến phụ thuộc càng cao, nếu cùng dấu thì mức độ ảnh hưởng thuận chiều và ngược lại.
Bảng 4.6: Kết quả của mơ hình hồi qui
Mơ hình
Giá trị chưa chuẩn hóa
Giá trị đã chuẩn
hóa t Sig.
Kiểm tra đa cộng tuyến
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) .121 .153 .791 .430 CĐ .035 .030 .041 1.152 .250 .925 1.081 TĐ .503 .030 .617 16.945 .000 .892 1.121 KS .299 .028 .396 10.682 .000 .862 1.159 CQ .071 .022 .119 3.143 .002 .826 1.211
Nguồn: Kết quả truy xuất từ SPSS
Kết quả cho chúng ta thấy:
03 nhân tố thái độ đối với hành vi khởi nghiệp, sự kiểm soát hành vi được nhận thức và tiêu chuẩn chủ quan đều ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp vì
trọng số hồi quy đều có ý nghĩa thống kê (Sig. <0.05). Cả 03 nhân tố này đều có tác động cùng chiều với ý định khởi nghiệp (Hệ số Beta > 0). Điều này có nghĩa rằng khi thái độ đối với hành vi khởi nghiệp, sự kiểm soát hành vi được nhận thức càng cao và các ý kiến thuộc về tiêu chuẩn chủ quan càng
tích cực thì ý định khởi nghiệp của sinh viên sẽ càng cao. Tiếp theo, để so sánh tác động của từng nhân tố lên biến phụ thuộc ý định khởi nghiệp (YĐ). Chúng ta xem xét hệ số Beta đã chuẩn hóa. Nếu giá trị tuyệt đối Beta đã
chuẩn hóa của nhân tố nào càng lớn thì nhân tố đó tác động càng mạnh lên ý định khởi nghiệp (YĐ). Kết quả cho thấy sự tác động của thái độ đối với hành vi khởi nghiệp lên ý định khởi nghiệp là mạnh nhất (Beta chuẩn hóa =
0.617), thứ hai là sự kiểm soát hành vi được nhận thức (Beta chuẩn hóa =
0.396), thứ ba là tiêu chuẩn chủ quan (Beta chuẩn hóa = 0.119).
Riêng nhân tố sự chủ động cá nhân có Sig. = 0.250 >0.05, đồng nghĩa với
việc nhân tố này khơng có ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp và sẽ bị loại ra khỏi phương trình hồi quy. Điều này hoàn toàn phù hợp với kết quả nghiên cứu ý định khởi nghiệp kinh doanh trong nền kinh tế hậu Xô Viết của Marina Z. Solesvik năm 2014 mà tác giả đang kế thừa, đồng thời sự chủ động cá nhân không ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp của sinh viên tại các trường đại học trên địa bàn thành phố Hồ Chí Minh
Phương trình hồi quy được viết lại như sau:
YĐ = 0.503*TĐ + 0.299*KS + 0.071*CQ
4.4.3. Kiểm tra độ phù hợp của mơ hình
Tiếp theo là kiểm tra độ phù hợp của mơ hình. Từ kết quả tại Mục 5-Phụ lục
5 cho thấy hệ số R2 điều chỉnh = 0.652 có nghĩa là mơ hình các yếu tố ảnh hưởng
đến ý định khởi nghiệp của sinh viên trên địa bàn thành phố Hồ Chí Minh phù hợp với tập dữ liệu là 65.2%. Nói cách khác, ý định khởi nghiệp của sinh viên trên địa
bàn thành phố Hồ Chí Minh được giải thích bởi các biến độc lập trong mơ hình
(Thái độ đối với hành vi khởi nghiệp, sự kiểm soát hành vi được nhận thức, tiêu chuẩn chủ quan) là 65.2% và ý định khởi nghiệp của sinh viên trên địa bàn thành
phố Hồ Chí Minh được giải thích bởi các biến khác ngồi mơ hình và sai số ngẫu nhiên là 34.8%.
4.4.4. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Đây là công cụ kiểm tra sự tồn tại của mối tương quan giữa các biến độc lập. Sự tương quan chặt chẽ của các biến độc lập có thể gặp vấn đề đa cộng tuyến. Trong phân tích tương quan Pearson ở bảng 4.5, các thành phần trong thang đo có mối tương quan với nhau, nghiên cứu nghi ngờ có hiện tượng đa cộng tuyến nên kiểm tra để đảm bảo khơng vi phạm mơ hình hồi qui. Việc kiểm tra được thơng qua nhân tố phóng đại phương sai VIF. Quy tắc là khi VIF vượt quá 10 đó là dấu hiệu của đa cộng tuyến.
Kết quả tại Mục 5-Phụ lục 5 cho thấy các hệ số phóng đại phương sai (VIF) đều có giá trị nhỏ hơn 2 đạt u cầu (VIF < 10). Vậy mơ hình hồi qui tuyến tính bội khơng có hiện tượng đa cộng tuyến. Mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mơ hình.
4.4.5. Kiểm định quan hệ tuyến tính
Giả định cần kiểm tra là giả định liên hệ tuyến tính. Phương pháp được sử dụng là biểu đồ phân tán Scatterplot với giá trị phần dư chuẩn hóa (Regression Standarized Residual) trên trục tung và giá trị dự đốn chuẩn hóa (Regression Standarized Predicted Value) trên trục hồnh. Nhìn vào biểu đồ phân tán phần dư
Mục 8-Phụ lục 5 ta thấy các phần dư chuẩn hóa phân tán tập trung xung quanh