Nguyễn Thị Vững*, Phạm Thị Thùy Trang, Phan Thị Châu Ngà,
Trần Thị Bích Vân, Lê Thị Thùy Dung, Trần Văn Ninh, Trần Duy Long,
Trường Đại học Đồng Nai
*Tác giả liên hệ: Nguyễn Thị Vững; Email: nguyenthivungktdn@gmail.com
Tóm tắt
Nghiên cứu kiểm định và đo lường các nhân tố ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp của sinh viên khối ngành Kinh tế trên địa bàn tỉnh Đồng Nai thông qua vai trò trung gian của niềm đam mê và sự tự tin về tính khả thi. Mẫu nghiên cứu gồm 281 phản hồi của sinh viên khối ngành Kinh tế thuộc 4 trường đại học trên địa bàn tỉnh Đồng Nai. Nhóm tác giả sử dụng phần mềm Smart PLS 4.1.0.8 và mô hình cấu trúc PLS-SEM để phân tích dữ liệu. Kết quả cho thấy, các nhân tố tác động đến Ý định khởi nghiệp bao gồm: Niềm đam mê, Sự tự tin về tính khả thi, Thái độ khởi nghiệp, Nhận thức kiểm soát hành vi, Đặc điểm tính cách, Chuẩn chủ quan và Môi trường giáo dục. Kết quả cũng chỉ ra rằng, Niềm đam mê và Sự tự tin về tính khả thi đóng vai trò trung gian quan trọng trong việc thúc đẩy Ý định khởi nghiệp. Trên cơ sở kết quả nghiên cứu, nhóm tác giả đưa ra một số hàm ý liên quan.
Từ khóa: niềm đam mê, sự tự tin, ý định khởi nghiệp, sinh viên, tỉnh Đồng Nai
Summary
This study tests and measures factors affecting the entrepreneurial intention of students majoring in Economics in Dong Nai Province through the mediating role of passion and confidence in feasibility. The research sample includes 281 responses from students majoring in Economics at 4 universities in Dong Nai Province. The authors used Smart PLS 4.1.0.8 software and the PLS-SEM structural model to analyze the data. The results show that the factors affecting entrepreneurial intention include Passion, Confidence in feasibility, Entrepreneurial attitude, Perceived behavioral control, Personality traits, Subjective norms, and Educational environment. The results also show that Passion and Confidence in feasibility play a crucial mediating role in promoting entrepreneurial intention. Based on the research results, the authors put forward some related implications.
Keywords: passion, confidence, entrepreneurial intention, students, Dong Nai Province
ĐẶT VẤN ĐỀ
Nghị quyết số 35/NQ-CP, ngày 15/6/2016 về hỗ trợ và phát triển doanh nghiệp đến năm 2020 xác định: “Tạo dựng môi trường thuận lợi hỗ trợ doanh nghiệp khởi nghiệp, doanh nghiệp ĐMST” là một trong những nhiệm vụ trọng tâm. Năm 2022, Bộ Giáo dục và Đào tạo ban hành Thông tư số 07/2022/TT-BGDĐT quy định chi tiết về hoạt động hỗ trợ khởi nghiệp trong cơ sở giáo dục đại học, trong đó nêu rõ các nhiệm vụ, hình thức triển khai và các điều kiện bảo đảm thực hiện công tác hỗ trợ khởi nghiệp trong các cơ sở giáo dục đại học.
Về phần địa phương, thực hiện chỉ đạo của UBND tỉnh Đồng Nai tại Kế hoạch số 81/KH-UBND, ngày 28/3/2023 về tổ chức ngày hội khởi nghiệp ĐMST tỉnh Đồng Nai và Kế hoạch số 80/KH-UBND, ngày 28/3/2023 về tổ chức chợ công nghệ – thiết bị và thương mại tỉnh Đồng Nai, Sở Khoa học và Công nghệ đã phối hợp cùng các đơn vị tổ chức chợ công nghệ – thiết bị và thương mại tỉnh Đồng Nai – Techmart Dong Nai 2023 và ngày hội khởi nghiệp ĐMST tỉnh Đồng Nai – Techfest Dong Nai 2023 với chủ đề “Đường băng sáng tạo – Nai vàng cất cánh” nhằm lan tỏa tinh thần khởi nghiệp, ĐMST cho mọi tầng lớp nhân dân trên địa bàn Tỉnh; thể hiện mong muốn tăng tốc cho các doanh nghiệp khởi nghiệp, doanh nghiệp khoa học – công nghệ và ĐMST có tiềm năng cất cánh góp phần phát triển kinh tế – xã hội trên địa bàn tỉnh Đồng Nai.
Những năm gần đây, dưới sự chỉ đạo của UBND Tỉnh và của Hội đồng điều phối Hệ sinh thái khởi nghiệp ĐMST Tỉnh, các trường đại học đã hình thành các câu lạc bộ (CLB) khởi nghiệp để thúc đẩy các chương trình khởi nghiệp ĐMST. CLB khởi nghiệp chính là yếu tố thúc đẩy hoàn thiện hệ sinh thái khởi nghiệp ĐMST trong nhà trường. Một số trường đại học trên địa bàn Tỉnh như: Trường Đại học Lạc Hồng, Trường Đại học Đồng Nai…, đã thành lập các CLB khởi nghiệp trong trường nhằm giúp sinh viên tiếp cận kiến thức, kinh nghiệm cũng như cơ hội khởi nghiệp. Sau nhiều năm triển khai thực hiện, kết quả chưa thực sự như mong đợi, nhất là ý tưởng, cũng như dự án hiệu quả từ sinh viên. Do đó, việc nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp của sinh viên, đặc biệt là khối ngành kinh tế, trên địa bàn tỉnh Đồng Nai, là điều cần thiết.
CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Cơ sở lý thuyết
Lý thuyết hành vi dự định (TPB)
TPB của Ajzen (1991) được phát triển từ lý thuyết hành động hợp lý (TRA) của Ajzen và Fishbein (1975), giả định rằng một hành vi có thể được dự báo bằng ý định áp dụng hành vi đó. Các xu hướng hành vi được giả sử bao gồm các nhân tố động cơ ảnh hưởng đến hành vi và được định nghĩa như là mức độ nỗ lực mà mọi người cố gắng để thực hiện hành vi đó (Ajzen, 1991).
Mô hình của Ajzen (1991), giải thích ảnh hưởng của môi trường văn hoá và xã hội trong hành vi của con người. Mô hình này dựa trên ý định của cá nhân, là kết quả của 3 yếu tố: Thái độ đối với tinh thần kinh doanh; Các chuẩn mực chủ quan và Kiểm soát nhận thức đối với hành vi tạo ra.
Lý thuyết sự kiện khởi nghiệp (EEM)
Mô hình EEM của Shapero và Sokol (1982) là một mô hình khá cổ điển, tuy nhiên lại được trích dẫn và áp dụng khá nhiều trong các nghiên cứu về khởi nghiệp bởi tỉnh hữu dụng của nó. Lý thuyết này chỉ ra rằng, các yếu tố đặc điểm cá nhân và thái độ của cá nhân đó đối với việc khởi nghiệp (thể hiện bằng 2 khía cạnh là cảm nhận của cá nhân về tỉnh khả thi và cảm nhận của cá nhân về đam mê khởi nghiệp) sẽ ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn để thành lập một doanh nghiệp của họ. Môi trường giáo dục có thể nâng cao nhận thức về tính khả thi và tính mong muốn thông qua các chương trình giảng dạy, hỗ trợ từ cố vấn, thực hành thực tế và sự khuyến khích từ nhà trường…
Mô hình và các giả thuyết nghiên cứu
Dự trên các nghiên cứu đi trước và bối cảnh nghiên cứu, nhóm tác giả đề xuất các nhân tố ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp của sinh viên khối ngành Kinh tế trên địa bàn tỉnh Đồng Nai như Bảng 1.
Bảng 1: Tổng hợp các nhân tố ảnh hưởng
|
Nhân tố |
Mã hóa |
Nguồn |
|
Đặc điểm tính cách |
DD |
Shane và cộng sự (2003); Sesen (2013). |
|
Thái độ khởi nghiệp |
TD |
Yurtkoru (2014); Liñán (2009); Krueger (2000). |
|
Chuẩn chủ quan |
CCQ |
Liñán (2009); Krueger (2000). |
|
Niềm đam mê |
DM |
Wang và cộng sự (2011); Ngô Đức Chiến (2022). |
|
Môi trường giáo dục |
MT |
Li Huang (2023). |
|
Nhận thức kiểm soát hành vi |
NT |
Liñán (2009); Krueger (2000). |
|
Sự tự tin về tính khả thi |
KT |
Nguyễn Văn Định và cộng sự (2021); Nguyễn Thanh Hùng và cộng sự (2016). |
|
Ý định khởi nghiệp |
YD |
Li Huang (2023). |
Theo đó, mô hình nghiên cứu đề xuất như Hình 1.
Hình 1: Mô hình nghiên cứu đề xuất
 |
Nguồn: Nhóm tác giả nghiên cứu đề xuất
Trên cơ sở mô hình nghiên cứu đề xuất, các giả thuyết được đưa ra như sau:
H1: Đặc điểm tính cách ảnh hưởng thuận chiều đến Niềm đam mê khởi nghiệp của sinh viên khối ngành Kinh tế.
H2: Thái độ khởi nghiệp có ảnh hưởng thuận chiều đến Niềm đam mê khởi nghiệp của sinh viên khối ngành Kinh tế.
H3: Chuẩn chủ quan có tác động tích cực đến Niềm đam mê khởi nghiệp của sinh viên khối ngành Kinh tế.
H4: Niềm đam mê có tác động cùng chiều đến Ý định khởi nghiệp của sinh viên khối ngành Kinh tế.
H5: Nhận thức kiểm soát hành vi ảnh hưởng thuận chiều đến Sự tự tin về tính khả thi khởi nghiệp của sinh viên khối ngành Kinh tế.
H6: Môi trường giáo dục ảnh hưởng thuận chiều đến Sự tự tin về tính khả thi khởi nghiệp của sinh viên khối ngành Kinh tế.
H7: Sự tự tin về tính khả thi ảnh hưởng thuận chiều đến Ý định khởi nghiệp của sinh viên khối ngành Kinh tế.
Nghiên cứu được thực hiện bằng phương pháp định lượng. Phiếu khảo sát thiết kế với 1 biến phụ thuộc, 5 biến độc lập và 2 biến trung gian với 30 thang đo biến quan sát. Nhóm tác giả tiến hành khảo sát bằng hình thức trực tuyến đến sinh viên năm cuối khối ngành Kinh tế tại các trường đại học trên địa bàn tỉnh Đồng Nai với phương pháp chọn mẫu phi xác suất thuận tiện thông qua công cụ Google Docs qua mail hoặc qua zalo, facebook. Dữ liệu được thu thập thông qua bảng hỏi khảo sát xây dựng thang đo Likert 5 mức độ. Thời gian khảo sát được thực hiện từ tháng 10-12/2024. Kết quả nhận được 281 phiếu khảo sát hợp lệ đưa vào phân tích.
Nghiên cứu sử dụng phần mềm Smart PLS 4.1.0.8 và mô hình tuyến tính PLS-SEM để kiểm định giả thuyết và đánh giá tác động của các nhân tố. Để đánh giá chất lượng biến quan sát trong mô hình đo lường, nhóm tác giả dựa trên việc xem xét giá trị Outer loadings, độ tin cậy của thang đo (Cronbach’s Alpha), tính hội tụ và tính phân biệt. Đánh giá mức độ tác động qua mô hình cấu trúc thông qua mối quan hệ tác động, hệ số đường dẫn, hệ số tổng thể xác định R2, hệ số tác động f2. Phân tích tác động trung gian (tác động trực tiếp, tác động gián tiếp, tác động tổng) (Bài viết sử dụng cách viết số thập phân theo chuẩn quốc tế).
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Thống kê mô tả
Kết quả Bảng 2 cho thấy, có tổng cộng 281 phiếu khảo sát; trong đó, 79.36% là giới tính nữ, ngành học chủ yếu là kế toán và quản trị kinh doanh chiếm hơn 86%. Như vậy, có thể thấy, tại Đồng Nai, khối ngành Kinh tế dược giới tính nữ lựa chọn nhiều. Trong số 281 sinh viên được khảo sát, có 64.41% sinh sống ở thành phố; 38.79% đã có ý định khởi nghiệp, nhưng chưa khởi nghiệp và 45.55% chưa từng khởi nghiệp.
Bảng 2: Kết quả thống kê mô tả mẫu
|
Biến |
Phân loại |
Tần số (lần) |
Tần suất (%) |
|
Giới tính |
Nam |
58 |
20.64 |
|
Nữ |
223 |
79.36 |
|
|
Ngành học |
Kế toán |
139 |
49.47 |
|
Quản trị kinh doanh |
105 |
37.37 |
|
|
Khác |
37 |
13.17 |
|
|
Trường |
Trường Đại học Đồng Nai |
117 |
41.63 |
|
Trường Đại học Công nghệ Đồng Nai |
48 |
17.08 |
|
|
Trường Đại học Lạc Hồng |
55 |
19.57 |
|
|
Trường Đại học Công nghệ miền Đông |
61 |
21.70 |
|
|
Nơi ở |
Thành phố |
181 |
64.41 |
|
Vùng ngoại ô hoặc nông thôn |
100 |
35.59 |
|
|
Kinh nghiệm khởi nghiệp bản thân |
Đã từng khởi nghiệp |
40 |
14.23 |
|
Đã có ý định nhưng chưa thực hiện |
109 |
38.79 |
|
|
Chưa từng |
128 |
45.55 |
|
|
Không bao giờ nghĩ tới |
4 |
1.42 |
|
|
Kinh nghiệm khởi nghiệp gia đình |
Đã từng khởi nghiệp |
59 |
21.00 |
|
Đang kinh doanh |
93 |
33.10 |
|
|
Chưa từng |
129 |
45.91 |
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của nhóm nghiên cứu
Phân tích SEM
Đánh giá mô hình đo lường
Đánh giá độ tin cậy và giá trị hội tụ
Bảng 3: Độ tin cậy và giá trị hội tụ
|
Khái niệm |
Biến quan sát |
Outer loadings |
Cronbach’s Alpha |
rho_a |
rho_c |
AVE |
|
Chuẩn chủ quan |
CCQ1 |
0.906 |
0.911 |
0.915 |
0.937 |
0.789 |
|
CCQ2 |
0.912 |
|||||
|
CCQ3 |
0.872 |
|||||
|
CCQ4 |
0.861 |
|||||
|
Đặc điểm tính cách |
DD1 |
0.864 |
0.89 |
0.891 |
0.924 |
0.751 |
|
DD2 |
0.88 |
|||||
|
DD3 |
0.841 |
|||||
|
DD4 |
0.881 |
|||||
|
Niềm đam mê |
DM1 |
0.944 |
0.859 |
0,868 |
0.934 |
0.876 |
|
DM2 |
0.928 |
|||||
|
Sự tự tin về tính khả thi |
KT1 |
0.909 |
0.948 |
0.949 |
0.962 |
0.864 |
|
KT2 |
0.946 |
|||||
|
KT3 |
0.939 |
|||||
|
KT4 |
0.925 |
|||||
|
Môi trường giáo dục |
MT1 |
0.919 |
0.948 |
0.993 |
-0.96 |
0.826 |
|
MT2 |
0.894 |
|||||
|
MT3 |
0.902 |
|||||
|
MT4 |
0.913 |
|||||
|
MT5 |
0.915 |
|||||
|
Nhận thức kiểm soát hành vi |
NT1 |
0.928 |
0.946 |
0.946 |
0.961 |
0.860 |
|
NT2 |
0.931 |
|||||
|
NT3 |
0.937 |
|||||
|
NT4 |
0.913 |
|||||
|
Thái độ khởi nghiệp |
TD1 |
0.926 |
0.889 |
0.896 |
0.931 |
0.819 |
|
TD2 |
0.893 |
|||||
|
TD3 |
0.895 |
|||||
|
Ý định khởi nghiệp |
YD1 |
0.881 |
0.863 |
0.867 |
0.907 |
0.710 |
|
YD2 |
0.884 |
|||||
|
YD3 |
0.788 |
|||||
|
YD4 |
0.814 |
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của nhóm nghiên cứu
Kết quả Bảng 3 cho thấy, toàn bộ cấu trúc nhân tố đều có độ tin cậy tốt, vì hệ số Cronbach’s Alpha > 0.7; rho_c (CR) > 0.7 thoả mãn điều kiện để tiến hành phân tích tiếp theo (Hair và cộng sự, 2011). Cũng từ kết quả này, có thể thấy rằng, độ tin cậy tổng hợp rho_c (CR) sẽ lớn hơn độ tin cậy Cronbach’s Alpha.
Theo kết quả phân tích Bảng 3, chỉ số phương sai trung bình được trích (AVE) của các nhân tố đều > 0.5 cho thấy mô hình thỏa mãn các điều kiện về hội tụ (Hock và Ringle, 2010).
Đánh giá tính phân biệt bằng Fornell and Larcker
Bảng 4: Giá trị phân biệt
|
CCQ |
DD |
DM |
KT |
MT |
NT |
TD |
YD |
|
|
CCQ |
0.888 |
|
|
|
|
|
|
|
|
DD |
0.673 |
0.867 |
|
|
|
|
|
|
|
DM |
0.682 |
0.684 |
0.936 |
|
|
|
|
|
|
KT |
0.642 |
0.585 |
0.55 |
0.93 |
|
|
|
|
|
MT |
0.359 |
0.342 |
0.299 |
0.362 |
0.909 |
|
|
|
|
NT |
0.72 |
0.588 |
0.574 |
0.769 |
0.346 |
0.927 |
|
|
|
TD |
0.756 |
0.734 |
0.743 |
0.671 |
0.361 |
0.714 |
0.905 |
|
|
YD |
0.603 |
0.743 |
0.627 |
0.513 |
0.346 |
0.542 |
0.657 |
0.843 |
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của nhóm nghiên cứu
Theo Fornell và Larcker (1981), giá trị phân biệt nghĩa là mức độ khác biệt giữa các biến, giữa các yếu tố không tồn tại bất kỳ sự tương quan nào, giá trị này được sử dụng để đo lường sự khác biệt giữa các nhân tố. Giá trị phân biệt được thể hiện bằng căn bậc hai của AVE của mỗi biến tiềm ẩn và phải lớn hơn hệ số tương quan giữa 2 biến tiềm ẩn của cặp đó. Kết quả nghiên cứu (Bảng 4) cho thấy, toàn bộ các nhân tố trong mô hình đều đảm bảo tính phân biệt khi không có hệ số tương quan của cặp nhân tố nào > 2 giá trị căn bậc hai AVE của cặp nhân tố đó.
Đánh giá mức độ tác động bằng mô hình cấu trúc
Kiểm định đa cộng tuyến, hệ số tác động (Path Coefficients) và hệ số tác động f2
Bảng 5: Hệ số tác động
|
|
VIF |
Path coefficients |
f2 |
|
CCQ -> DM |
2.507 |
0.212 |
0.046 |
|
DD -> DM |
2.333 |
0.245 |
0.066 |
|
DM -> YD |
1.434 |
0.493 |
0.300 |
|
KT -> YD |
1.434 |
0.242 |
0.072 |
|
MT -> KT |
1.136 |
0.108 |
0.026 |
|
NT -> KT |
1.136 |
0.732 |
1.183 |
|
TD -> DM |
2.977 |
0.403 |
0.140 |
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của nhóm nghiên cứu
Kết quả Bảng 5 cho thấy:
– Tính đa cộng tuyến của các ác biến độc lập của DM, YD và KT đều không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến do toàn bộ VIF đều < 3 (Henseler và cộng sự, 2014).
– Hệ số tác động Để kết luận được giả thuyết nghiên cứu, hay nói cách khác trả lời các mũi tên trong mô hình nghiên cứu có ý nghĩa hay ko, nghiên cứu sử dụng kết quả phân tích hệ số đường dẫn Path coefficients. Kết quả cho thấy, tất cả các hệ số tác động đều mang dấu dương, như vậy, các quan hệ tác động trong mô hình đều là thuận chiều. Thứ tự tác động mạnh đến yếu lên biến Niềm đam mê: TD (0.403) > DD (0.245) > CCQ (0.212). Thứ tự tác động mạnh đến yếu lên biến Sự tự tin về tính khả thi: NT (0.732) > MT (0.108). Thứ tự tác động mạnh đến yếu lên biến Ý định khởi nghiệp của sinh viên: DM (0.493) > KT (0.242).
– Hệ số tác động f2: Cohen (1988) đề xuất bảng chí số f2 để đánh giá tầm quan trọng của các biến độc lập như sau:
+ f2 < 0.02: mức tác động cực kỳ nhỏ hoặc ko có tác động.
+ 0.02 <= f2 < 0.15: mức tác động nhỏ.
+ 0.15 <= f2 < 0.35: mức tác động trung bình.
+ f2 > 0.35: mức tác động lớn.
Kết quả cho thấy: Các biến độc lập của DM: biến TD, DD, CCQ tác động nhỏ; Các biến độc lập của KT: biến MT tác động nhỏ, NT có tác động lớn; Các biến độc lập của YD: biến DM tác động trung bình, biến KT tác động nhỏ.
Đánh giá hệ số xác định R2
|
|
R2 |
R2 hiệu chỉnh |
|
DM |
0.612 |
0.607 |
|
KT |
0.602 |
0.599 |
|
YD |
0.433 |
0.429 |
Bảng 6: Kết quả kiểm định R2 và R2 hiệu chỉnh
|
|
R2 |
R2 hiệu chỉnh |
|
DM |
0.612 |
0.607 |
|
KT |
0.602 |
0.599 |
|
YD |
0.433 |
0.429 |
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của nhóm nghiên cứu
Kết quả Bảng 6 cho thấy, R2 hiệu chỉnh của DM = 0.612; như vậy, các biến độc lập: DD, TD, CCQ giải thích được 61.2% sự biến thiên của biến DM.
Bảng 7: Kết quả kiểm định giả thuyết
|
|
Original sample (O) |
T statistics (|O/STDEV|) |
P-values |
Giả thuyết |
Kết luận |
|
Đặc điểm tính cách -> Niềm đam mê |
0.245 |
2.824 |
0.005 |
H1 |
Chấp nhận |
|
Thái độ khởi nghiệp -> Niềm đam mê |
0.403 |
4.887 |
0.000 |
H2 |
Chấp nhận |
|
Chuẩn chủ quan -> Niềm đam mê |
0.212 |
3.074 |
0.002 |
H3 |
Chấp nhận |
|
Niềm đam mê -> Ý định khởi nghiệp của sinh viên |
0.493 |
7.227 |
0.000 |
H4 |
Chấp nhận |
|
Môi trường giáo dục -> Sự tự tin về tính khả thi |
0.108 |
2,585 |
0.010 |
H5 |
Chấp nhận |
|
Nhận thức kiểm soát hành vi -> Sự tự tin về tính khả thi |
0.732 |
19.698 |
0.000 |
H6 |
Chấp nhận |
|
Sự tự tin về tính khả thi -> Ý định khởi nghiệp của sinh viên |
0.242 |
3.661 |
0.000 |
H7 |
Chấp nhận |
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của nhóm nghiên cứu
Theo kết quả Bảng 8, DM có tác động mạnh nhất đến YD; KT cũng có ảnh hưởng đáng kể; các nhân tố khác như: TD, DD, CCQ có ảnh hưởng đến YD qua DM; MT, NT cũng ảnh hưởng đến YD qua KT, nhưng mức độ ảnh hưởng trung bình và thấp. Kết quả cũng chứng minh DM, KT đóng vai trò trung gian quan trọng.
Bảng 8: Tác động tổng
|
Mối quan hệ |
Original sample (O) |
T statistics (|O/STDEV|) |
P-values |
Kết luận |
|
CCQ -> DM |
0.212 |
3.074 |
0.002 |
Ảnh hưởng trung bình, có ý nghĩa thống kê. |
|
CCQ -> YD |
0.105 |
2.939 |
0.003 |
Ảnh hưởng nhỏ nhưng có ý nghĩa thống kê. |
|
DD -> DM |
0.245 |
2.824 |
0.005 |
Ảnh hưởng trung bình, có ý nghĩa thống kê. |
|
DD -> YD |
0.121 |
2.293 |
0.022 |
Ảnh hưởng nhỏ nhưng có ý nghĩa thống kê. |
|
DM -> YD |
0.493 |
7.227 |
0.000 |
Ảnh hưởng rất mạnh, có ý nghĩa thống kê. |
|
KT -> YD |
0.242 |
3.661 |
0.000 |
Ảnh hưởng trung bình, có ý nghĩa thống kê. |
|
MT -> KT |
0.108 |
2.585 |
0.010 |
Ảnh hưởng trung bình, có ý nghĩa thống kê. |
|
MT -> YD |
0.026 |
1.991 |
0.047 |
Ảnh hưởng rất nhỏ nhưng có ý nghĩa thống kê. |
|
NT -> KT |
0.732 |
19.698 |
0.000 |
Ảnh hưởng lớn, có ý nghĩa thống kê. |
|
NT -> YD |
0.177 |
3.536 |
0.000 |
Ảnh hưởng nhỏ nhưng có ý nghĩa thống kê. |
|
TD -> DM |
0.403 |
4.887 |
0.000 |
Ảnh hưởng mạnh, có ý nghĩa thống kê. |
|
TD -> YD |
0.199 |
4.397 |
0.000 |
Ảnh hưởng trung bình, có ý nghĩa thống kê. |
Hình 2: Kết quả PLS của mô hình cấu trúc
 |
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của nhóm nghiên cứu
KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẢN TRỊ
Nghiên cứu về vai trò của niềm đam mê và sự tự tin về tính khả thi trong ý định khởi nghiệp của sinh viên khối ngành Kinh tế trên địa bàn tỉnh Đồng Nai đã mang lại những kết quả quan trọng, góp phần làm rõ các yếu tố ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp của sinh viên trong bối cảnh thực tiễn hiện nay.
Kết quả nghiên cứu từ 281 đối tượng khảo sát là sinh viên năm cuối khối ngành Kinh tế trên địa bàn tỉnh Đồng Nai đã chỉ ra rằng, Niềm đam mê và Sự tự tin về tính khả thi đóng vai trò quan trọng trong việc thúc đẩy Ý định khởi nghiệp. Cụ thể: Niềm đam mê là yếu tố then chốt, được hình thành từ các Đặc điểm tính cách, Thái độ khởi nghiệp và Chuẩn chủ quan. Những sinh viên có niềm đam mê mạnh mẽ thường có động lực cao hơn trong việc thực hiện các ý tưởng khởi nghiệp. Sự tự tin về tính khả thi chịu ảnh hưởng tích cực từ Nhận thức kiểm soát hành vi, Môi trường giáo dục và Cảm giác tự hiệu quả. Điều này cho thấy, sinh viên có nhận thức rõ ràng về khả năng kiểm soát rủi ro và sự hỗ trợ từ môi trường sẽ có niềm tin cao hơn vào việc hiện thực hóa các ý định kinh doanh của mình.
Ngoài ra, nghiên cứu cũng khẳng định rằng, cả Niềm đam mê và Sự tự tin về tính khả thi đều tác động mạnh mẽ đến Ý định khởi nghiệp, trong đó: Niềm đam mê giúp sinh viên duy trì động lực và sự sáng tạo trong khởi nghiệp; Sự tự tin về tính khả thi giúp sinh viên tin tưởng hơn vào khả năng biến ý tưởng kinh doanh thành hiện thực, bất chấp những thách thức từ thực tế.
Từ những phát hiện này, nghiên cứu đề xuất một số hàm ý quản trị nhằm xây dựng và nâng cao niềm đam mê khởi nghiệp thông qua các hoạt động giáo dục, hội thảo và các chương trình truyền cảm hứng; Củng cố sự tự tin về tính khả thi thông qua việc cải thiện môi trường giáo dục, cung cấp các khóa học kỹ năng thực tiễn và tăng cường hỗ trợ từ các tổ chức hỗ trợ khởi nghiệp.
Nghiên cứu không chỉ đóng góp vào việc hiểu rõ hơn các yếu tố thúc đẩy ý định khởi nghiệp, mà còn đưa ra các gợi ý thực tiễn để các trường đại học, tổ chức hỗ trợ khởi nghiệp và chính quyền địa phương có thể cải thiện chiến lược khuyến khích khởi nghiệp trong cộng đồng sinh viên.
Trong tương lai, các nghiên cứu tiếp theo có thể mở rộng phạm vi và đối tượng nghiên cứu, bao gồm các khối ngành khác và các yếu tố văn hóa, xã hội đặc thù của khu vực Đồng Nai và các tỉnh lân cận, nhằm làm rõ hơn các yếu tố ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp trong bối cảnh Việt Nam./.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
1. Ajzen, I. (1991), The theory of planned behavior, Organizational Behavior and Human Decision Processes, 50(2), 179-211, https://doi.org/10.1016/0749-5978(91)90020-T.
2. Ajzen, I., and Fishbein, M. (1975), Belief, attitude, intention, and behavior: An introduction to theory and research, Boston, USA: Addison – Wesley Press.
3. Chiến, N. Đ. (2022), Nghiên cứu các nhân tố tác động đến thái độ và ý định khởi nghiệp của giới trẻ hiện nay trên địa bàn TP. Đà Nẵng, Kỷ yếu Hội thảo khoa học quốc gia: Quản trị kinh doanh trong nền kinh tế số, Trường Đại học Kinh tế – Luật, Đại học Quốc gia – TP. Hồ Chí Minh và Trường Đại học Thương mại, 1, 512-525.
4. Chin, W. W. (1998), The partial least squares approach to structural equation modeling, Modern Methods for Business Research, 295(2), 295-336.
5. Fornell, C., and Larcker, D. F. (1981), Evaluating structural equation models with unobservable variables and measurement error, Journal of Marketing Research, 18(1), 39-50.
6. Hair, J. F., Ringle, C. M., and Sarstedt, M. (2011), PLS-SEM: Indeed a Silver Bullet, Journal of Marketing Theory and Practice, 19(2), 139-152, https://doi.org/10.2753/MTP1069-6679190202m.
7. Henseler, J., Dijkstra, T. K., Sarstedt, M., Ringle, C. M., Diamantopoulos, A., Straub, D. W., and Calantone, R. J. (2014), Common beliefs and reality about PLS: Comments on Rönkkö and Evermann (2013), Organizational Research Methods, 17(2), 182-209.
8. Höck, M., and Ringle, C. M. (2010), Local strategic networks in the software industry: An empirical analysis of the value continuum, International Journal of Knowledge Management Studies, 4(2), 132-151.
9. Huang, L., Bai, X., Huang, L., Huang, Y., and Han, G. (2023), How does college students’ entrepreneurial learning influence entrepreneurial intention: Evidence from China, Sustainability, 15(12), 9301, https://doi.org/10.3390/su15129301.
10. Krueger, N. F., Reilly, M. D., and Carsrud, A. L. (2000), Competing models of entrepreneurial intentions, Journal of Business Venturing, 15(5-6), 411-432, https://doi.org/10.1016/S0883-9026(98)00033-0.
11. Liñán, F., and Chen, Y.-W. (2009), Development and cross-cultural application of a specific instrument to measure entrepreneurial intentions, Entrepreneurship Theory and Practice, 33(3), 593-617, https://doi.org/10.1111/j.1540-6520.2009.00318.
12. Nguyen, H. T., and Nguyen, P. T. K. (2016), Những nhân tố ảnh hưởng đến ý định khởi sự doanh nghiệp của sinh viên Trường Đại học Trà Vinh, Tạp chí khoa học Trường Đại học Trà Vinh, 23, 1-9.
13. Nguyễn, V. Đ., Lê, T. M. H., and Cao, T. S. (2021), Các nhân tố ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp của sinh viên Trường Đại học Nam Cần Thơ, Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh – Kinh tế và Quản trị kinh doanh, 17(2), 165-181, https://doi.org/10.46223/HCMCOUJS.econ.vi.17.2.1301.2022.
14. Sesen, H. (2013), Personality or environment? A comprehensive study on the entrepreneurial intentions of university students, Education + Training, 55(7), 624-640, https://doi.org/10.1108/et-05-2012-0059.
15. Shane, S., Locke, E. A., and Collins, C. J. (2003), Entrepreneurial motivation, Human Resource Management Review, 13(2), 257-279.
16. Shapero, A., and Sokol, L. (1982), The social dimensions of entrepreneurship, In C. A. Kent, D. L. Sexton, & K. H. Vesper (Eds.), Encyclopedia of entrepreneurship (72-90). Prentice-Hall.
17. Wang, W., Lu, W., and Millington, J. K. (2011), Determinants of Entrepreneurial Intention among College Students in China and USA, Journal of Global Entrepreneurship Research, Winter & Spring, 1(1), 35-44.
18. Yurtkoru, E. S., Acar, P., and Teraman, B. S. (2014), Willingness to take risk and entrepreneurial intention of university students: An empirical study comparing private and state universities, Procedia – Social and Behavioral Sciences, 150, 834-840, https://doi.org/10.1016/j.sbspro.2014.09.092.
| Ngày nhận bài: 06/3/2025; Ngày phản biện: 09/3/2025; Ngày duyệt đăng: 12/3/2025 |