Tần suất Tỷ lệ (%) Ngành nghề đầu tƣ Công nghiệp phụ trợ 232 84,06 Khác 44 15,94
Quy mô đầu tƣ
Từ 20 tỷ đồng (1 triệu USD) trở lên 220 79,71
Dƣới 20 tỷ đồng 56 20,29
Quốc gia đầu tƣ
Nhật Bản 63 22,46
Hàn Quốc 92 33,7
Trung Quốc và các vùng lãnh thổ thuộc Trung Quốc 121 43,84
4.2 Đánh giá thang đo đo
Nguồn: Kết quả điều tra 2013
4.2.1 Đánh giá thang đo bằng hệ số tin cậy Cronbach Alpha
Thang đo đƣợc xem là đảm bảo độ tin cậy khi hệ số Cronbach’s Alpha của thang đo này lớn hơn hoặc bằng 0,6 và có độ tin cậy cao khi nằm trong khoảng từ 0,7 đến 0,8. Đồng thời, hệ số tƣơng quan biến – tổng hiệu chỉnh cũng đƣợc xem xét nhằm loại bỏ những biến không đạt yêu cầu (hệ số nhỏ hơn 0,3).
Kết quả phân tích nêu tại Bảng 4.2 cho thấy rằng các thang đo đều đảm bảo độ tin cậy, cụ thể nhƣ thang đo cơ sở hạ tầng có hệ số là 0,830; của thang đo chế độ, chính sách đầu tƣ là 0,844; của thang đo nguồn nhân lực là 0,702; của thang đo Công nghiệp phụ trợ là 0,725; của thang đo chi phí đầu tƣ ban đầu là 0,799; của thang đo hoạt động xúc tiến đầu tƣ là 0,700; của thang đo dịch vụ hỗ trợ, tƣ vấn đầu tƣ là 0,867 và của thang đo quyết định đầu tƣ là 0,624.
Đồng thời, các biến quan sát trong mỗi thang đo đều có hệ số tƣơng quan biến – tổng hiệu chỉnh lớn hơn yêu cầu đặt ra là 0,3 (nhỏ nhất là biến NL1 = 0,374); đối với than đo Quyết định đầu tƣ, các biến quan sát trong thang đo này đều có hệ số tƣơng quan biến – tổng hiệu chỉnh lớn hơn yêu cầu đặt ra là 0,3 (nhỏ nhất là biến DT2 = 0,372). Nhƣ vậy, tất cả các biến quan sát của các thang đo nêu trên sẽ đƣợc sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
Biến quan sát Tƣơng quan Biến – Tổng hiệu chỉnh Bảng 4.2 Kết quả đánh giá độ tin cậy của thang đo
CƠ SỞ HẠ TẦNG - Cronbach’s Alpha = 0,830
HT1 0,687
HT2 0,759
HT3 0,628
CHẾ ĐỘ, CHÍNH SÁCH ĐẦU TƢ - Cronbach’s Alpha = 0,844
CS1 0,534
CS2 0,744
CS3 0,755
CS4 0,700
NGUỒN NHÂN LỰC - Cronbach’s Alpha = 0,702
NL1 0,374
NL2 0,650
NL3 0,553
CÔNG NGHIỆP PHỤ TRỢ - Cronbach’s Alpha = 0,725
PT1 0,586
PT2 0,607
PT3 0,452
CHI PHÍ ĐẦU TƢ BAN ĐẦU - Cronbach’s Alpha = 0,799
CP1 0,688
CP2 0,659
CP3 0,595
HOẠT ĐỘNG XÚC TIẾN ĐẦU TƢ - Cronbach’s Alpha = 0,700
XT1 0,510
XT2 0,484
XT3 0,511
XT4 0,436
DỊCH VỤ HỖ TRỢ, TƢ VẤN ĐẦU TƢ - Cronbach’s Alpha = 0,867
TV1 0,731 TV2 0,658 TV3 0,595 TV4 0,671 TV5 0,747 TV6 0,614
QUYẾT ĐỊNH ĐẦU TƢ - Cronbach’s Alpha = 0,624
DT1 0,416
DT2 0,372
DT3 0,607
4.2.2 Đánh giá thang đo bằng phân tích nhân tố khám phá EFA
Sau khi đã đánh giá độ tin cậy của các thang đo thơng qua phân tích hệ số Cronbach’s Alpha, tất cả 26 biến quan sát đo lƣờng các nhân tố độc lập và 03 biến đo lƣờng nhân tố phụ thuộc đều đƣợc tiến hành phân tích nhân tố để xem xét sự hội tụ của các biến quan sát, từ đó khẳng định lại hoặc khám phá các nhân tố mới từ mơ hình ban đầu.
Bảng 4.3 trình bày kết quả phân tích nhân tố EFA thang đo nghiên cứu chính thức với phƣơng pháp tính hệ số Principle Components và sử dụng phép quay Varimax.
Bảng 4.3 Kết quả phân tích nhân tố EFA thang đo nghiên cứu chính thứcBiến quan sát 1 2Các nhân tố môi trƣờng đầu tƣ3 4 5 6 Biến quan sát 1 2Các nhân tố môi trƣờng đầu tƣ3 4 5 6
HT2 0,841 CP1 0,837 HT3 0,827 HT1 0,813 CP3 0,749 CP2 0,723 TV5 0,823 TV1 0,815 TV2 0,791 TV4 0,745 TV6 0,717 TV3 0,713 CS3 0,860 CS4 0,828 CS2 0,805 CS1 0,627 XT1 0,749 XT2 0,742 XT3 0,732 XT4 0,621 PT3 0,800 PT2 0,695 PT1 0,660 NL2 0,872 NL3 0,811 NL1 0,648 KMO = 0,777 Bartlett’s sig. = 0,000 Phƣơng sai trích (%) 15,685 29,892 41,997 50,157 57,701 65,149 Eigenvalue 6,045 3,215 2,430 2,063 1,808 1,377
Biến quan sát Nhân tố quyết định đầu tƣ1 DT3 0,891 DT1 0,771 DT2 0,646 KMO = 0,527 Bartlett’s sig. = 0,000 Phƣơng sai trích (%) 60,221 Eigenvalue 1,807
Nguồn: Kết quả điều tra 2013 Đối với các nhân tố mơi trƣờng đầu tƣ: kết quả phân tích EFA cho thấy hệ số KMO đạt yêu cầu (0,777), kiểm định Bartlett có ý nghĩa thống kê khi Sig. = 0,000 (nhỏ hơn 0,05). Mơ hình sau khi phân tích đã rút trích ra đƣợc 06 nhân tố, dừng ở giá trị Eigenvalue là 1,377, tổng phƣơng sai trích là 65,149% (lớn hơn 50%). Trong đó, nhân tố Chi phí đầu tƣ ban đầu kết hợp với nhân tố Cơ sở hạ tầng để hình thành nhân tố mới, đặt tên là Hạ tầng Khu công nghiệp (ký hiệu: CN). Các nhân tố còn lại vẫn giữ nguyên tên.
Đối với nhân tố Quyết định đầu tƣ, kết quả phân tích EFA cho thấy hệ số KMO đạt yêu cầu (0,527), kiểm định Bartlett có ý nghĩa thống kê khi Sig. = 0,000 (nhỏ hơn 0,05). Mơ hình sau khi phân tích đã rút trích ra đƣợc 01 nhân tố, dừng ở giá trị Eigenvalue là 1,807, tổng phƣơng sai trích là 60,221% (lớn hơn 50%). Do vậy, nhân tố này vẫn giữ nguyên tên.
Các nhân tố đƣợc trích sau khi tiến hành phân tích nhân tố EFA bao gồm: 06 nhân tố môi trƣờng đầu tƣ là Hạ tầng KCN (CN), Chế độ chính sách đầu tƣ (CS), Nguồn nhân lực (NL), Công nghiệp phụ trợ (PT), Hoạt động xúc tiến đầu tƣ (XT), Dịch vụ hỗ trợ tƣ vấn đầu tƣ (TV) và 01 nhân tố Quyết định đầu tƣ (ĐT) sẽ tiếp tục tiến hành phân tích tƣơng quan.
4.3 Phân tích tƣơng quan
Phân tích tƣơng quan Pearson nhằm xác định mối quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập trƣớc khi tiến hành phân tích hồi quy. Phân tích tƣơng quan đƣợc thực hiện giữa biến phụ thuộc là Quyết định đầu tƣ (DT) và các biến độc lập Hạ tầng KCN (CN), Chế độ và chính sách đầu tƣ (CS), Nguồn nhân lực (NL), Công nghiệp phụ trợ (PT), Xúc tiến đầu tƣ (XT), Dịch vụ hỗ trợ đầu tƣ (TV).
Kết quả phân tích tƣơng quan thể hiện tại Bảng 4.4 cho thấy các biến độc lập có tƣơng quan tuyến tính khá mạnh với biến phụ thuộc, các tƣơng quan đều có ý nghĩa thống kê khi mức ý nghĩa đạt mức 1%. Cụ thể, quan hệ tƣơng quan giữa Quyết định đầu tƣ (DT) và Chế độ và chính sách đầu tƣ (CS) là cao nhất, có giá trị là 0,626; tiếp theo là tƣơng quan với Hạ tầng khu công nghiệp (CN) là 0,559; tƣơng quan với Sự phát triển công nghiệp phụ trợ (PT) là 0,523; tƣơng quan với Dịch vụ hỗ trợ tƣ vấn đầu tƣ (TV) là 0,466; tƣơng quan với Hoạt động xúc tiến đầu tƣ (XT) là 0,315; tƣơng quan với Nguồn nhân lực (NL) là 0,256. Bên cạnh đó, hệ số tƣơng quan giữa các biến độc lập có giá trị khơng q lớn, nên khả năng xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến là không đáng kể (xem Phụ lục F).
Bảng 4.4 Kết quả phân tích tƣơng quan
CN CS PT NL XT TV DT
DT Pearson
Correlation 0,559** 0,626** 0,523** 0,256** 0,315** 0,466** 1 Sig. (2-tailed) 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
** Tƣơng quan có ý nghĩa ở mức 1% ; N = 276
4.4 Phân tích hồi quy và kiểm định giả thuyết thuyết
Nguồn: Kết quả điều tra 2013
Từ mơ hình nghiên cứu và kết quả phân tích nhân tố, tác động của các nhân tố môi trƣờng đầu tƣ đến Quyết định đầu tƣ của các nhà đầu tƣ có thể đƣợc thể hiện thơng qua phƣơng trình tuyến tính nhƣ sau:
DT = β0 + β1*CN + β2*CS + β3*NL + β4*PT + β5*XT + β6*TV
Trong đó:
DT: Quyết định đầu tƣ FDI của các nhà đầu tƣ Đông Bắc Á vào các khu công nghiệp tỉnh Đồng Nai.
CN: Hạ tầng các khu công nghiệp tỉnh Đồng Nai.
CS: Chế độ, chính sách thu hút đầu tƣ FDI của chính quyền tỉnh Đồng Nai. NL: Nguồn nhân lực.
PT: Sự phát triển công nghiệp hỗ trợ. XT: Các hoạt động xúc tiến đầu tƣ.
TV: Các dịch vụ hỗ trợ, tƣ vấn đầu tƣ.
β0 : Hằng số (hay hệ số chặn) là giá trị mong muốn của biến phụ thuộc, khi các biến độc lập có giá trị bằng 0.
βk(k=1-6): hệ số hồi quy riêng của từng nhân tố, thể hiện mối quan hệ giữa một biến độc lập với biến phụ thuộc, khi các biến độc lập khác khơng thay đổi. Lúc đó, khi biến độc lập thay đổi 1 đơn vị, thì biến phụ thuộc thay đổi βk đơn vị.
4.4.1 Kết quả phân tích, đánh giá và kiểm định độ phù hợp mơ hình hồi quy
Kết quả phân tích hồi quy đƣợc trình bày tại Bảng 4.5. Các hệ số của phƣơng trình sẽ đƣợc xác định bằng phân tích hồi quy tuyến tính bội, các biến trong mơ hình đƣợc đƣa vào phân tích cùng lúc theo phƣơng pháp Enter.
Bảng 4.5 Hệ số mơ hình hồi quy tuyến tính
Model
Unstandardized
Coefficients Standardized Coefficients t Sig.
Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF
1 (Constant) 0,491 0,164 2.995 .003 CN 0,146 0,018 .298 8.204 .000 .840 1.191 CS 0,159 0,022 .290 7.284 .000 .700 1.430 NL 0,167 0,031 .183 5.338 .000 .944 1.060 PT 0,141 0,019 .286 7.591 .000 .783 1.277 XT 0,107 0,029 .127 3.695 .000 .934 1.071 TV 0,149 0,021 .248 6.980 .000 .877 1.140
Nguồn: Kết quả điều tra 2013 Kết quả phân tích thể hiện ở Bảng 4.5 cho thấy, các biến độc lập là Chế độ và chính sách đầu tƣ (CS); Hạ tầng Khu cơng nghiệp (CN); Công nghiệp phụ trợ (PT), Nguồn nhân lực (NL), Xúc tiến đầu tƣ (XT) và Dịch vụ hỗ trợ đầu tƣ (TV) có mức ý nghĩa nhỏ hơn 0,05. Nhƣ vậy, mơ hình hồi quy đã thỏa các giả định đặt ra, đồng thời có sự phù hợp với tập dữ liệu nghiên cứu.
Về trọng số (hệ số) hồi quy của phƣơng trình tuyến tính: theo Nguyễn Đình Thọ (2012), thì trọng số hồi quy thể hiện dƣới hai dạng là chƣa chuẩn hóa (Unstandardized Coefficients) và chuẩn hóa (Standardized Coefficients). Vì giá trị của trọng số hồi quy
chƣa chuẩn hóa phụ thuộc vào thang đo nên khơng thể sử dụng để so sánh mức độ tác động của các biến độc lập vào biến phụ thuộc trong cùng một mơ hình đƣợc. Thay vào đó, trọng số hồi quy chuẩn hóa (trọng số đã chuẩn hóa các biến) đƣợc dùng để so sánh mức độ tác động giữa biến độc lập vào biến phụ thuộc. Biến độc lập nào có trọng số này càng lớn, nghĩa là biến đó tác động lớn đến biến phụ thuộc. Do vậy, phƣơng trình tuyến tính của mơ hình có dạng:
DT = 0,298*CN + 0,290*CS + 0,183*NL + 0,286*PT + 0,127*XT +
Kết quả này cho thấy 06 biến độc lập đều có ảnh hƣởng cùng chiều đến quyết định đầu tƣ thực hiện dự án tại các khu công nghiệp tỉnh Đồng Nai ở mức tin cậy 95%. Trong đó, chất lƣợng hạ tầng tại các khu cơng nghiệp tỉnh Đồng Nai có tác động mạnh nhất đến quyết định đầu tƣ của các nhà đầu tƣ Đông Bắc Á (hệ số beta = 0,298); tiếp theo là chế độ chính sách thu hút đầu tƣ của chính quyền tỉnh Đồng Nai (hệ số beta = 0,290); sự phát triển của các ngành công nghiệp phụ trợ (hệ số beta = 0,286); chất lƣợng dịch vụ tƣ vấn hỗ trợ đầu tƣ (hệ số beta = 0,248); nguồn nhân lực địa phƣơng (hệ số beta = 0,183); hoạt động xúc tiến đầu tƣ (hệ số beta = 0,127).
Mơ hình hồi quy có R2 hiệu chỉnh (thể hiện tại Bảng 4.6) là 0,694, điều này có nghĩa là mơ hình hồi quy tuyến tính đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu nghiên cứu (với 6 biến độc lập) ở mức 69,4%. Hay nói cách khác là 69,4% sự thay đổi về Quyết định đầu tƣ của nhà đầu tƣ (DT) đƣợc giải thích bởi 06 biến độc lập là Chế độ và chính sách đầu tƣ (CS); Hạ tầng Khu công nghiệp (CN); Công nghiệp phụ trợ (PT), Nguồn nhân lực (NL); Xúc tiến đầu tƣ (XT) và Dịch vụ tƣ vấn hỗ trợ đầu tƣ (TV).
Bảng 4.6 Hệ số xác định và kiểm định Durbin-Watson
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin-Watson
1 0,837 0,701 0,694 0,20897 1,821
Nguồn: Kết quả điều tra 2013 Bên cạnh đó để xem xét độ phù hợp của mơ hình (với giả thuyết Ho: βk = 0), nếu xác suất đại lƣợng F thống kê ở Bảng 4.7 nhỏ, thì giả thuyết nêu trên sẽ bị bác bỏ.
Kết quả phân tích cho thấy F có giá trị Sig. rất nhỏ = 0,000 (nhỏ hơn 0,05), nên có đủ căn cứ để bác bỏ giả thuyết hệ số R2 của tổng thể = 0. Nhƣ vậy, mơ hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu nghiên cứu.
Bảng 4.7 Bảng phân tích phƣơng sai ANOVA
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
Regression 27,547 6 4,591 105,138 0,000
1 Residual 11,746 269 0,044
Total 39,293 275
Nguồn: Kết quả điều tra 2013
4.4.2 Dị tìm sự vi phạm các giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tính
Mơ hình hồi quy địi hỏi một số giả định, nghĩa là những tính tốn trong mơ hình hồi quy chỉ có nghĩa khi các giả định này đƣợc thỏa mãn (Nguyễn Đình Thọ, 2012). Các giả định của mơ hình hồi quy tuyến tính cần kiểm định gồm:
4.4.2.1 Giả định liên hệ tuyến tính
Để đánh giá mức độ phù hợp giữa đƣờng thẳng vẽ đƣợc từ mơ hình tuyến tính với tập dữ liệu quan sát, ngƣời ta thƣờng sử dụng phƣơng pháp vẽ đồ thị phân tán giữa các phần dƣ và giá trị dự đốn mà mơ hình hồi quy tuyến tính cho ra (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Đồ thị phân tán đƣợc vẽ giữa giá trị chuẩn đoán (Standardized predicted value) (trục hồnh) và phần dƣ chuẩn hóa (Standardized residual) (trục tung) cho thấy phần dƣ phân tán ngẫu nhiên xung quanh tung độ 0 (xem Phụ lục G). Nhƣ vậy giả định liên hệ tuyến tính khơng bị vi phạm.
4.4.2.2 Kiểm định giả định phƣơng sai của sai số (phần dƣ) không đổi
Hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi (Heteroskedasticity) làm các ƣớc lƣợng của các hệ số hồi quy không chệch nhƣng không hiệu quả (tức là không phải ƣớc lƣợng phù hợp nhất), ƣớc lƣợng của các phƣơng sai bị chệch khiến ta đánh giá nhầm về chất lƣợng của mơ hình hồi quy tuyến tính (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Do vậy, kiểm định tƣơng quan hạng Spearman đƣợc sử dụng để kiểm định giả thuyết là phƣơng sai của sai số không thay đổi (hệ số tƣơng quan hạng của tổng thể bằng 0).
Kết quả phân tích tƣơng quan hạng Spearman giữa phần dƣ mơ hình sau khi lấy trị tuyệt đối (ABSres1) với các biến độc lập thể hiện ở Bảng 4.8 cho thấy: giá trị Sig. của các biến lớn hơn mức ý nghĩa của nó, nên khơng có cơ sở bác bỏ giả thuyết ban đầu là phƣơng sai sai số khơng thay đổi. Mơ hình khơng vi phạm giả định đã cho.
Bảng 4.8 Kiểm định Spearman giữa phần dƣ và các biến độc lập
CN CS PT NL XT TV ABSRes1
Spearman's rho ABSres1
Correlation
Coefficient -.016 .038 .015 -.010 .069 -.033 1.000 Sig. (2-
tailed) .792 .528 .801 .871 .251 .580 . 4.4.2.3Giả định về phân phối chuẩn của phần
dƣ
Nguồn: Kết quả điều tra 2013
Biểu đồ tần xuất của phần dƣ có thể đƣợc sử dụng để kiểm định giả định về phân phối chuẩn của phần dƣ. Thật không hợp lý khi kỳ vọng rằng các phần dƣ quan sát có phân phối hồn tồn chuẩn, vì ln ln có những chênh lệch do lấy mẫu. Nếu nghiên cứu có mẫu lớn, phân phối của phần dƣ có thể xem nhƣ tiệm cận chuẩn (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Biểu đồ tần xuất của phần dƣ (xem Phụ lục I) cho thấy một đƣờng cong phân phối chuẩn trên đồ thị, với giá trị trung bình rất nhỏ (xấp xỉ bằng 0) và độ lệch chuẩn = 0,989 (xấp xỉ bằng 1). Nghĩa là phân phối chuẩn của phần dƣ đƣợc xem nhƣ có phân phối chuẩn và không vi phạm giả định ban đầu.
4.4.2.4 Giả định về tính độc lập của sai số
Đại lƣợng Durbin-Watson đƣợc thống kê nhằm kiểm định tƣơng quan của các sai số kề nhau, với giả thuyết Ho: hệ số tƣơng quan tổng thể của các phần dƣ bằng 0. Đại lƣợng này có giá trị từ 0 đến 4. Nếu các phần dƣ khơng có tƣơng quan chuỗi bậc nhất với nhau, đại lƣợng này sẽ gần bằng 2. Giá trị đại lƣợng này nếu thấp (và nhỏ hơn
2) có nghĩa là các phần dƣ gần nhau có tƣơng quan thuận. Giá trị đại lƣợng này lớn hơn 2 (và gần 4) có nghĩa là các phần dƣ có tƣơng quan nghịch (Hồng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).
Kết quả phân tích cho thấy hệ số Durbin-Watson đƣợc thống kê ở Bảng 4.6 có giá trị là 1,821 (gần bằng 2), nên có thể kết luận các phần dƣ khơng có tƣơng quan chuỗi bậc nhất với nhau, hay các phần dƣ trong mơ hình độc lập với nhau.
4.4.2.5 Kiểm tra hiện tƣợng đa cộng tuyến
Cộng tuyến là trạng thái trong đó các biến độc lập có tƣơng quan chặt chẽ với nhau. Để kiểm tra hiện tƣợng đa cộng tuyến có xảy ra hay khơng, ta phải đo lƣờng đa cộng tuyến bằng hệ số phóng đại phƣơng sai VIF (Variance inflation factor). Hair &