Nhân tố ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp của sinh viên: Trường hợp sinh viên học các chương trình quốc tế tại khu vực Tp. Hồ Chí Minh

TÓM TẮT:

Nghiên cứu được thực hiện nhằm mục tiêu xác định các nhân tố ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp của sinh viên học các chương trình quốc tế tại khu vực TP. Hồ Chí Minh (TP.HCM). Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ 325 sinh viên thông qua phương pháp chọn mẫu thuận tiện. Thực hiện một nghiên cứu định lượng, chúng tôi xác định được 5 nhân tố ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp của sinh viên bao gồm: (1) Thái độ đối với hành vi, (2) Chuẩn chủ quan, (3) Nhận thức kiểm soát hành vi, (4) Môi trường giáo dục, và (5) Động lực cá nhân. Nghiên cứu mong muốn sẽ góp phần cung cấp cơ sở lý luận và thực tiễn nhằm hỗ trợ các cơ sở đào tạo quốc tế xây dựng chương trình khởi nghiệp phù hợp với đặc điểm sinh viên, qua đó thúc đẩy tinh thần doanh chủ trong bối cảnh hội nhập giáo dục và kinh tế toàn cầu.

1. Đặt vấn đề

Trong bối cảnh nền kinh tế Việt Nam đang ngày càng hội nhập sâu rộng vào kinh tế toàn cầu, khởi nghiệp không chỉ được xem là động lực thúc đẩy tăng trưởng kinh tế mà còn là giải pháp hữu hiệu nhằm giải quyết vấn đề việc làm cho giới trẻ. Nhận thức được tầm quan trọng đó, Chính phủ đã ban hành nhiều chính sách nhằm khuyến khích và hỗ trợ hoạt động khởi nghiệp, đặc biệt trong giới trẻ và sinh viên, điển hình là Đề án “Hỗ trợ học sinh, sinh viên khởi nghiệp đến năm 2025” (Đề án 1665) do Thủ tướng Chính phủ ký ban hành ngày 30/10/2017.

Trong nhóm sinh viên hiện nay, sinh viên đang theo học các chương trình quốc tế tại các trường đại học ở TP.HCM được xem là nhóm có nhiều tiềm năng khởi nghiệp, bởi đây là lực lượng được tiếp cận với phương pháp giảng dạy hiện đại, có tư duy toàn cầu, trình độ ngoại ngữ tốt và dễ dàng tiếp cận các ý tưởng, mô hình kinh doanh quốc tế. Tuy nhiên, trên thực tế, ý định khởi nghiệp thực sự của nhóm sinh viên này vẫn chưa cao. Nhiều ý tưởng kinh doanh chỉ dừng lại ở giai đoạn hình thành, chưa được triển khai thành hành vi cụ thể sau khi tốt nghiệp. Điều này đặt ra câu hỏi lớn về các yếu tố thực sự tác động đến ý định khởi nghiệp của sinh viên trong nhóm đặc thù này.

Vấn đề đặt ra là: “Điều gì đang cản trở sinh viên chương trình quốc tế theo đuổi con đường khởi nghiệp?” Liệu có những yếu tố đặc thù nào đang tác động đến ý định khởi nghiệp của họ mà chưa được nhận diện rõ? Trong nhiều năm qua, đã có không ít nghiên cứu trong và ngoài nước tập trung vào việc phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp của sinh viên. Tuy nhiên, phần lớn các nghiên cứu trong nước vẫn chủ yếu thực hiện ở các chương trình đào tạo truyền thống, hoặc tại các trường đại học công lập lớn. Rất ít nghiên cứu tập trung vào nhóm sinh viên theo học các chương trình quốc tế - vốn có đặc điểm đào tạo, môi trường học tập và định hướng nghề nghiệp khác biệt. Đồng thời, TP.HCM là trung tâm kinh tế - giáo dục lớn của cả nước, nơi tập trung nhiều trường đại học quốc tế hoặc có liên kết đào tạo quốc tế, nên việc nghiên cứu tại đây không chỉ có ý nghĩa học thuật mà còn mang tính thực tiễn cao.

Từ những lý do trên, học viên chọn đề tài “Nhân tố ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp của sinh viên: Trường hợp sinh viên học các chương trình quốc tế tại khu vực TP.HCM” làm đề tài nghiên cứu. Kết quả nghiên cứu sẽ góp phần cung cấp cái nhìn toàn diện về các yếu tố ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp trong nhóm sinh viên này, từ đó giúp các cơ sở đào tạo có định hướng phù hợp nhằm khuyến khích và phát triển tinh thần khởi nghiệp trong môi trường đào tạo quốc tế.

2. Phương pháp nghiên cứu

2.1. Cơ sở lý thuyết và mô hình nghiên cứu

Trong lĩnh vực nghiên cứu hành vi con người, đặc biệt là hành vi có chủ đích như khởi nghiệp, hai lý thuyết nền tảng thường được sử dụng là Thuyết hành động hợp lý (Theory of Reasoned Action - TRA) và Thuyết hành vi dự định (Theory of Planned Behavior - TPB). Các lý thuyết này không chỉ được xây dựng từ nền tảng tâm lý học phương Tây mà còn được ứng dụng rộng rãi trong bối cảnh quốc tế nhằm lý giải ý định khởi nghiệp trong môi trường giáo dục đại học toàn cầu hóa. TRA, được Fishbein và Ajzen (1975) đề xuất, cho rằng hành vi của con người là kết quả của một quá trình suy xét hợp lý và có chủ đích, trong đó ý định hành vi được hình thành từ hai yếu tố: (1) thái độ đối với hành vi và (2) chuẩn chủ quan. Tuy nhiên, TRA giả định, cá nhân luôn có toàn quyền kiểm soát hành vi, điều không thực tế trong nhiều trường hợp - đặc biệt là khởi nghiệp, một hành vi chịu ảnh hưởng bởi nhiều rào cản môi trường và nguồn lực.

Do đó, Ajzen (1991) đã phát triển TPB, bổ sung thêm thành tố nhận thức kiểm soát hành vi nhằm giải thích hành vi trong điều kiện không hoàn toàn tự chủ. Từ đó, TPB trở thành mô hình lý thuyết được sử dụng rộng rãi trong các nghiên cứu quốc tế về ý định khởi nghiệp (Krueger et al., 2000; Liñán & Chen, 2009; Wongnaa & Seyram, 2014). Ba thành tố trong TPB - thái độ, chuẩn chủ quan và nhận thức kiểm soát đã được kiểm định có ảnh hưởng đáng kể đến quyết định khởi nghiệp ở sinh viên tại các quốc gia như Tây Ban Nha, Malaysia, Trung Quốc, Thổ Nhĩ Kỳ... Tuy nhiên, với sự phát triển của các chương trình đào tạo quốc tế, đặc biệt tại các nền kinh tế đang hội nhập mạnh mẽ như Việt Nam, các nhà nghiên cứu đã mở rộng mô hình TPB nhằm phản ánh chính xác hơn bối cảnh giáo dục liên kết quốc tế, nơi sinh viên được đào tạo theo chương trình và phương pháp mang đậm yếu tố nước ngoài.

Cụ thể, hai yếu tố thường được bổ sung trong các nghiên cứu gần đây là:

Môi trường giáo dục: Trong các chương trình quốc tế, sinh viên thường tiếp cận với nội dung đào tạo có định hướng thực tiễn, được truyền cảm hứng từ giảng viên có kinh nghiệm doanh nghiệp và tham gia các hoạt động khởi nghiệp mang tính quốc tế như startup challenge, hội thảo quốc tế. Các yếu tố này có thể nâng cao nhận thức, thái độ và năng lực hành vi khởi nghiệp (Lüthje & Franke, 2003; Wongnaa & Seyram, 2014).

Động lực cá nhân: Đối với sinh viên theo học chương trình quốc tế - những người thường mang tinh thần cầu tiến, ham học hỏi và khát vọng vươn ra toàn cầu - động cơ nội tại như mong muốn tự lập, đam mê đổi mới sáng tạo hay nhu cầu khẳng định bản thân đóng vai trò rất lớn trong việc hình thành ý định khởi nghiệp (Zhang et al., 2014; Nguyễn Hải Quang & Cao Nguyễn Trung Cường, 2014).

Như vậy, lý thuyết TPB vẫn là nền tảng cốt lõi, nhưng cần được điều chỉnh và mở rộng phù hợp với bối cảnh giáo dục quốc tế tại Việt Nam - nơi sinh viên không chỉ chịu ảnh hưởng của các yếu tố truyền thống như áp lực xã hội hay thái độ cá nhân, mà còn chịu tác động mạnh mẽ từ chất lượng môi trường đào tạo quốc tế và khát vọng cá nhân mang tính toàn cầu.

Từ cơ sở lý luận trên, mô hình nghiên cứu đề xuất trong đề tài này được xây dựng trên nền tảng lý thuyết TPB (Ajzen, 1991), kết hợp với các yếu tố mở rộng phù hợp với bối cảnh sinh viên học chương trình quốc tế tại TP.HCM. Cụ thể, mô hình gồm 5 nhân tố độc lập ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp, gồm:

- Thái độ đối với hành vi

- Chuẩn chủ quan

- Nhận thức kiểm soát hành vi

- Môi trường giáo dục

- Động lực cá nhân

Việc tích hợp các yếu tố này giúp mô hình nghiên cứu vừa đảm bảo tính kế thừa lý thuyết quốc tế, vừa phù hợp với thực tiễn giáo dục và đặc điểm sinh viên tại Việt Nam hiện nay. Mô hình này cũng là cơ sở để hình thành các giả thuyết nghiên cứu và tiến hành khảo sát, phân tích định lượng trong các phần tiếp theo. (Hình 1)

2.2. Phương pháp chọn quan sát mẫu

Tổng số người tham gia khảo sát là 325 sinh viên, trong đó tỷ lệ giới tính giữa nam và nữ tương đối cân bằng. Cụ thể, có 168 nam chiếm 51,7% và 157 nữ chiếm 48,3%. Điều này cho thấy mẫu khảo sát có sự phân bố giới tính khá đồng đều, giúp đảm bảo tính khách quan trong đánh giá và phân tích. Xét về năm học, tỷ lệ sinh viên năm thứ nhất và năm thứ hai đều bằng nhau, mỗi nhóm có 88 sinh viên, chiếm cùng 27,1% tổng số mẫu. Sinh viên năm thứ ba chiếm 24,6% với 80 người, trong khi sinh viên năm thứ tư chiếm thấp nhất với 69 người (21,2%). Tỷ lệ phân bố tương đối đồng đều giữa các năm học, tuy nhiên có xu hướng giảm dần từ năm nhất đến năm thứ tư, điều này có thể phản ánh sự sẵn lòng tham gia khảo sát cao hơn ở các sinh viên năm đầu hoặc sự khó tiếp cận hơn với sinh viên năm cuối do lịch học và công việc bận rộn. Về yếu tố trường học, sinh viên đến từ nhiều trường đại học khác nhau, trong đó Đại học Tài chính - Ngân hàng chiếm tỷ lệ cao nhất với 70 người (21,5%), theo sau là Đại học Kinh tế TP.HCM với 69 sinh viên (21,2%), Đại học Ngoại thương với 65 người (20,0%) và Đại học Quốc tế với 59 người (18,2%). Nhóm còn lại gồm sinh viên từ các trường khác, chiếm 19,1% (62 người). Sự đa dạng về trường học giúp mẫu khảo sát mang tính đại diện cao hơn, phản ánh quan điểm của sinh viên đến từ nhiều môi trường đào tạo khác nhau, góp phần tăng độ tin cậy cho kết quả nghiên cứu. (Bảng 1)

2.3. Phương pháp phân tích

Dựa trên lược khảo các lý thuyết nền tảng (TRA, TPB) và các nghiên cứu thực nghiệm trong và ngoài nước, bộ tiêu chí đo lường các nhân tố ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp của sinh viên được đề xuất gồm 24 biến quan sát, được chia thành 6 nhóm nhân tố, bao gồm: thái độ đối với hành vi, chuẩn chủ quan, nhận thức kiểm soát hành vi, môi trường giáo dục, động lực cá nhân và ý định khởi nghiệp.

Cụ thể, nhóm thái độ đối với hành vi gồm 4 câu hỏi, kế thừa và điều chỉnh từ nghiên cứu của Ajzen (1991), Liñán và Chen (2009); nhóm chuẩn chủ quan gồm 4 biến quan sát phản ánh áp lực xã hội và sự kỳ vọng từ người thân, cũng dựa trên TPB; nhóm nhận thức kiểm soát hành vi gồm 4 biến, đo lường mức độ tự tin vào khả năng thực hiện hành vi khởi nghiệp; nhóm môi trường giáo dục gồm 4 biến đo lường mức độ cảm nhận của sinh viên về sự hỗ trợ từ nhà trường trong hoạt động đào tạo khởi nghiệp; nhóm động lực cá nhân gồm 4 biến đo lường các yếu tố nội tại thúc đẩy sinh viên theo đuổi khởi nghiệp. Cuối cùng, thang đo biến phụ thuộc - ý định khởi nghiệp gồm 4 biến quan sát, được sử dụng từ thang đo của Liñán và Chen (2009. Thực hiện kiểm định Bartlett’s về sự tương quan của các biến quan sát cho thấy giá trị mức ý nghĩa thống kê luôn thấp hơn 5% (Sig. = 0,000 < 0,05), điều này chứng tỏ các biến có liên quan chặt chẽ với nhau. Kiểm định tính thích hợp của mô hình luôn cho giá trị KMO nằm trong khoảng cho phép.

Sau khi quá trình thu thập dữ liệu hoàn tất, tác giả tiến hành rà soát và làm sạch dữ liệu nhằm loại bỏ các bảng trả lời không hợp lệ hoặc thiếu thông tin. Tiếp theo, dữ liệu được mã hóa và nhập vào phần mềm SPSS 26.0 để thực hiện các phân tích thống kê theo mục tiêu nghiên cứu đã đề ra.

Các bước xử lý dữ liệu bao gồm:

Đánh giá độ tin cậy của các thang đo thông qua hệ số Cronbach’s Alpha.

Phân tích nhân tố khám phá (EFA) nhằm kiểm định tính hội tụ và phân biệt của các nhóm biến.

Phân tích hồi quy tuyến tính đa biến để xác định mức độ ảnh hưởng của từng nhân tố đến ý định khởi nghiệp của sinh viên.

Việc áp dụng phương pháp định lượng giúp đảm bảo tính khách quan, độ tin cậy và độ chính xác trong việc kiểm định mô hình lý thuyết đã đề xuất.

3. Kết quả và thảo luận

3.1. Kết quả kiểm dịnh Cronbach’Alpha

Theo Nguyễn Đình Thọ (2013), hệ số Cronbach’s Alpha là công cụ được sử dụng để đánh giá mức độ tin cậy của thang đo, áp dụng cho các thang đo có từ ba biến quan sát trở lên. Trong nghiên cứu này, tất cả các thang đo đều thỏa mãn điều kiện trên và được kiểm định bằng phần mềm SPSS 26.

Theo quan điểm của Nunnally và Burnstein (1994), một thang đo được xem là đáng tin cậy khi hệ số Cronbach’s Alpha đạt từ 0,6 trở lên, đồng thời hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát phải lớn hơn 0,3. Những tiêu chí này đảm bảo rằng các biến trong thang đo có mối liên hệ chặt chẽ với nhau và có thể sử dụng để phân tích tiếp theo.

Việc kiểm định độ tin cậy của thang đo nhằm đánh giá mức độ nhất quán của các thành phần trong thang đo, đảm bảo rằng các yếu tố đo lường phản ánh chính xác khía cạnh nghiên cứu. Một thang đo đạt yêu cầu phải thỏa mãn các tiêu chí sau:

- Hệ số Cronbach’s Alpha của từng nhân tố phải lớn hơn 0,6.

- Hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát phải lớn hơn 0,3.

- Nếu loại bỏ từng biến quan sát, giá trị Cronbach’s Alpha của thang đo không được lớn hơn giá trị Cronbach’s Alpha ban đầu.

Những thang đo đáp ứng tiêu chí độ tin cậy sẽ được tiếp tục đưa vào phân tích nhân tố khám phá (EFA) để kiểm tra giá trị hội tụ. Kết quả kiểm định được thể hiện trong Bảng 2.

Bảng 2. Hệ số Cronbach’s Alpha của các thang đo nhân tố ảnh hưởng

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
Thang đo Thái độ đối với hành vi, Cronbach’s alpha = 0,861
TD1	11,14	7,663	,692	,829
TD2	11,13	7,493	,705	,824
TD3	11,15	7,530	,698	,827
TD4	11,19	7,523	,734	,812
Thang đo Chuẩn chủ quan, Cronbach’s alpha = 0,898
CCQ1	11,61	7,418	,728	,885
CCQ2	11,63	7,085	,779	,867
CCQ3	11,64	6,866	,809	,856
CCQ4	11,66	6,984	,780	,867
Thang đo Nhận thức kiểm soát hành vi, Cronbach’s alpha = 0,895
KS1	11,48	7,646	,768	,865
KS2	11,50	7,609	,772	,863
KS3	11,47	7,719	,774	,863
KS4	11,45	7,847	,757	,869
Thang đo Môi trường giáo dục, Cronbach’s alpha = 0,883
GD1	11,38	7,459	,756	,846
GD2	11,38	7,564	,758	,845
GD3	11,32	7,786	,751	,848
GD4	11,41	7,730	,718	,860
Thang đo Động lực cá nhân, Cronbach’s alpha = 0,866
DL1	11,36	7,724	,725	,826
DL2	11,38	7,335	,728	,825
DL3	11,35	7,649	,673	,847
DL4	11,38	7,490	,742	,819
Thang đo Ý định khởi nghiệp của sinh viên, Cronbach’s alpha = 0,887
YD1	12,40	3,018	,759	,853
YD2	12,40	2,993	,757	,854
YD3	12,39	3,140	,733	,862
YD4	12,39	3,005	,763	,851

Nguồn: Tổng hợp kết quả trích từ phần mềm SPSS

Theo kết quả phân tích Cronbach’s Alpha của Bảng 2, ta thấy các thang đo đều có hệ số Cronbach’s Alpha lớn hơn 0,6; hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều lớn hơn 0,3.

Kết luận: Qua công tác đo lường mức độ tin cậy của 6 nhân tố, của các thang đo đều đáp ứng yêu cầu của độ tin cậy và đều được giữ lại vào phân tích ở các bước tiếp theo.

Bảng 2. Ký hiệu diễn giải các biến

Mã hoá	Thang đo
TD1	Việc trở thành chủ doanh nghiệp đối với anh/chị có lợi hơn bất lợi
TD2	Chủ doanh nghiệp là một nghề hấp dẫn đối với anh/chị
TD3	Anh chị sẽ rất hài lòng khi làm chủ doanh nghiệp
TD4	Trong số các lựa chọn công việc khác nhau, anh/chị thích kinh doanh
CCQ1	Gia đình tôi luôn ủng hộ ý định khởi nghiệp của tôi.
CCQ2	Bạn bè tôi bày tỏ sự ủng hộ đối với quyết định khởi nghiệp của tôi.
CCQ3	Những người có ảnh hưởng quan trọng đối với tôi (như người yêu, thầy cô, cố vấn) đều ủng hộ việc tôi lựa chọn con đường khởi nghiệp.
CCQ4	Tôi thường xuyên tìm hiểu và học hỏi từ các doanh nhân thành công để định hướng cho con đường khởi nghiệp của mình.
KS1	Tôi cảm thấy việc bắt đầu một hoạt động kinh doanh là điều hoàn toàn khả thi đối với bản thân.
KS2	Tôi có kiến thức và kỹ năng cần thiết để xây dựng và phát triển một dự án kinh doanh.
KS3	Tôi nắm rõ các bước cụ thể cần thực hiện để khởi sự kinh doanh.
KS4	Tôi tự tin vào khả năng kiểm soát và điều hành hoạt động của một doanh nghiệp mới thành lập.
GD1	Chương trình học tại trường đại học đã trang bị cho tôi những kiến thức cơ bản về kinh doanh.
GD2	Tôi được đào tạo các kỹ năng thực tiễn cần thiết để triển khai hoạt động kinh doanh.
GD3	Nhà trường khuyến khích tôi phát triển và hiện thực hóa các ý tưởng kinh doanh sáng tạo.
GD4	Tôi được khuyến khích tham gia các cuộc thi khởi nghiệp dành cho sinh viên do nhà trường hoặc tổ chức khác phát động.
DL1	Tôi luôn cảm thấy hào hứng với ý tưởng được tự mình khởi nghiệp.
DL2	Tôi muốn khởi nghiệp để đạt được mục tiêu cá nhân và phát triển bản thân.
DL3	Việc trở thành doanh nhân mang lại cho tôi cảm giác tự do và kiểm soát cuộc sống.
DL4	Tôi tin rằng khởi nghiệp sẽ giúp tôi hiện thực hóa những hoài bão cá nhân.
YD1	Tôi có ý định sẽ bắt đầu kinh doanh riêng trong tương lai gần.
YD2	Tôi quyết tâm sẽ trở thành một doanh nhân trong tương lai.
YD3	Tôi thường xuyên suy nghĩ nghiêm túc về việc khởi nghiệp.
YD4	Nếu có cơ hội và nguồn lực, tôi sẵn sàng bắt đầu kinh doanh của riêng mình.

3.2 Phân tích nhân tố khám phá (EFA)

Sau khi thực hiện kiểm định độ tin cậy của thang đo bằng hệ số Cronbach’s Alpha tiếp tục thực hiện bước phân tích nhân tố khám phá (EFA). Kết quả phân tích cho thấy, hệ số KMO = 0,678 > 0,5 (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008); hệ số (Sig. ) = 0,000 < 0,05 có ý nghĩa thống kê (Nguyễn Đình Thọ, 2011). Kết quả trị số phương sai trích hay là phương sai tích lũy của 05 nhân tố được rút trích = 70,652% > 50%, điều này có nghĩaơ 72,189% phương sai toàn bộ được giải thích bởi các nhân tố hay sự thay đổi của các nhân tố được giải thích bởi các biến quan sát, thích hợp cho phân tích nhân tố. Tất cả 5 nhân tố đều thỏa điều kiện với chỉ số Eigenvalue = 1,648 > 1 nhằm hình thành các nhân tố có ý nghĩa thống kê (Hoàng Trọng và Chu nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Kết quả có biến quan sát có hệ số tải nhân tố > 0,5 được gom thành 5 nhóm theo đúng 5 nhóm ban đầu, chứng tỏ các biến quan sát này có độ tin cậy cao (Hair và cộng sự, 1998) (Bảng 3)

Bảng 3. Bảng ma trận xoay nhân tố biến độc lập

SS3	,790
SS1	,784
SS4	,784
SS2	,748
VH1		,786
VH3		,760
VH2		,746
HT1			,694
HT3			,663
HT2			,650
NT3				,697
NT1				,684
NT2				,631
NL3					,673
NL1					,614
NL2					,599

Nguồn: Tổng hợp kết quả trích từ phần mềm SPSS

3.3. Phân tích tương quan và hồi quy

3.3.1. Phân tích tương quan

Bảng 4 trình bày ma trận hệ số tương quan Pearson giữa các biến trong mô hình nghiên cứu, trong đó trọng tâm là mối quan hệ giữa các biến độc lập gồm: Nhận thức về chuyển đổi số (NT), Hạ tầng công nghệ số (HT), Năng lực số của nhân viên (NL), Văn hóa môi trường làm việc số (VH), Sẵn sàng tổ chức và chiến lược số (SS) và biến phụ thuộc Hiệu quả hoạt động kinh doanh (HQ).

Kết quả phân tích cho thấy, tất cả các biến độc lập đều có tương quan thuận chiều và có ý nghĩa thống kê với biến phụ thuộc HQ, với mức ý nghĩa Sig. (2-tailed) < 0,01, tức là đạt độ tin cậy 99%. Cụ thể, biến Nhận thức về chuyển đổi số (NT) có hệ số tương quan r = 0,452, mức ý nghĩa Sig. = 0,000. Điều này cho thấy mối quan hệ tích cực và khá mạnh giữa nhận thức của người lao động về chuyển đổi số với hiệu quả hoạt động kinh doanh của công ty. Khi nhận thức về chuyển đổi số được nâng cao, khả năng cải thiện hiệu quả kinh doanh cũng tăng lên tương ứng. Biến Hạ tầng công nghệ số (HT) có hệ số tương quan r = 0,227, Sig. = 0,009. Mặc dù mức độ tương quan không quá cao, nhưng vẫn đạt ý nghĩa thống kê, cho thấy hạ tầng công nghệ là một yếu tố có tác động tích cực đến hiệu quả hoạt động kinh doanh, dù ở mức vừa phải. Điều này phản ánh công ty cần chú trọng hơn đến việc đầu tư và cải thiện hạ tầng công nghệ để gia tăng hiệu suất hoạt động. Biến Năng lực số của nhân viên (NL) có hệ số tương quan r = 0,339, Sig. = 0,000. Mối quan hệ này thể hiện rõ ràng rằng năng lực công nghệ số của nhân viên có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả hoạt động. Việc đào tạo, nâng cao kỹ năng số cho nhân sự là điều kiện quan trọng để doanh nghiệp tận dụng tốt các cơ hội trong bối cảnh chuyển đổi số. Biến Văn hóa môi trường làm việc số (VH) có hệ số tương quan r = 0,446, Sig. = 0,000. Đây là một trong những biến có hệ số tương quan cao nhất với HQ, cho thấy yếu tố văn hóa – cụ thể là sự thích ứng và hỗ trợ trong môi trường làm việc số - đóng vai trò then chốt trong việc thúc đẩy hiệu quả hoạt động doanh nghiệp. Biến Sẵn sàng tổ chức và chiến lược số (SS) cũng có hệ số tương quan cao r = 0,444, Sig. = 0,000. Mối quan hệ này nhấn mạnh rằng sự chủ động, sẵn sàng về tổ chức và có chiến lược rõ ràng trong chuyển đổi số là yếu tố quan trọng giúp doanh nghiệp đạt hiệu quả cao hơn trong kinh doanh. Như vậy, cả năm biến độc lập đều có mối quan hệ tích cực và có ý nghĩa với hiệu quả hoạt động kinh doanh. Trong đó, Nhận thức về chuyển đổi số (r = 0,452), Văn hóa số (r = 0,446) và Sẵn sàng tổ chức (r = 0,444) là 3 yếu tố có ảnh hưởng mạnh nhất, cho thấy rằng yếu tố con người, môi trường và tầm nhìn chiến lược là ba trụ cột chính trong việc nâng cao hiệu quả hoạt động kinh doanh trong bối cảnh chuyển đổi số. (Bảng 4)

Bảng 4. Ma trận tương quan

		NT	HT	NL	VH	SS	HQ
NT	Pearson Correlation	1	-,103	,032	,038	,038	,452**
	Sig. (2-tailed)		,243	,715	,665	,669	,000
	N	130	130	130	130	130	130
HT	Pearson Correlation	-,103	1	-,106	-,024	,084	,227**
	Sig. (2-tailed)	,243		,229	,783	,344	,009
	N	130	130	130	130	130	130
NL	Pearson Correlation	,032	-,106	1	,165	,003	,339**
	Sig. (2-tailed)	,715	,229		,060	,971	,000
	N	130	130	130	130	130	130
VH	Pearson Correlation	,038	-,024	,165	1	-,013	,446**
	Sig. (2-tailed)	,665	,783	,060		,884	,000
	N	130	130	130	130	130	130
SS	Pearson Correlation	,038	,084	,003	-,013	1	,444**
	Sig. (2-tailed)	,669	,344	,971	,884		,000
	N	130	130	130	130	130	130
HQ	Pearson Correlation	,452**	,227**	,339**	,446**	,444**	1
	Sig. (2-tailed)	,000	,009	,000	,000	,000
	N	130	130	130	130	130	130

Nguồn: Tổng hợp kết quả trích từ phần mềm SPSS

**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).

3.3.2. Phân tích hồi quy

Theo kết quả hồi quy cho thầy rằng hệ số R2 (R Square) = 0,647, điều này có nghĩa là 64,7% sự biến động của biến phụ thuộc sẽ được giải thích bởi 5 biến độc lập DL, GD, KS, TD, CCQ còn lại 35,3% do sự ảnh hưởng của biến ngoài mô hình chưa tìm được hoặc do sai số. (Bảng 5)

Kết quả hồi quy cho thấy tất cả 5 biến độc lập đều có ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê đến biến phụ thuộc với giá trị Sig. < 0.05, chứng minh rằng các yếu tố này thực sự góp phần vào việc hình thành ý định khởi nghiệp của sinh viên. Đồng thời, tất cả các hệ số VIF đều nhỏ hơn 2, cụ thể dao động từ 1.004 đến 1.021, cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến đáng kể trong mô hình.

Xét về hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa, có thể viết được phương trình hồi quy như sau:

YD = –0.322 + 0.267TD + 0.243CCQ + 0.196KS + 0.210GD + 0.247*DL

Tuy nhiên, để đánh giá mức độ ảnh hưởng tương đối giữa các biến độc lập, ta sử dụng phương trình hồi quy chuẩn hóa, với các hệ số beta được sắp xếp theo thứ tự từ cao đến thấp như sau:

TD (Thái độ đối với hành vi): β = 0.419 > DL (Động lực cá nhân): β = 0.388 > CCQ (Chuẩn chủ quan): β = 0.372 > GD (Môi trường giáo dục): β = 0.332 > KS (Nhận thức kiểm soát hành vi): β = 0.284

Như vậy, phương trình hồi quy chuẩn hóa được viết lại như sau:

YD = 0.419TD + 0.388DL + 0.372CCQ + 0.332GD + 0.284*KS

Tất cả các hệ số beta đều mang dấu dương (+), cho thấy mối quan hệ thuận chiều giữa các biến độc lập và ý định khởi nghiệp của sinh viên. Trong đó, "Thái độ đối với hành vi" (TD) là yếu tố có ảnh hưởng lớn nhất (β = 0.419), chứng tỏ việc sinh viên có thái độ tích cực đối với hành vi khởi nghiệp đóng vai trò nền tảng, thúc đẩy mạnh mẽ ý định khởi nghiệp. Tiếp theo là động lực cá nhân (DL) và chuẩn chủ quan (CCQ), nhấn mạnh tầm quan trọng của sự tự thúc đẩy nội tại cũng như sự ủng hộ từ môi trường xung quanh.

Kết quả phân tích hồi quy chuẩn hóa giúp xác định thứ tự mức độ ảnh hưởng tương đối của các nhân tố trong mô hình. Đây là cơ sở để đề xuất các giải pháp phù hợp, trong đó cần tập trung vào việc nâng cao thái độ tích cực đối với hành vi khởi nghiệp, củng cố động lực cá nhân và xây dựng môi trường xã hội ủng hộ nhằm gia tăng ý định khởi nghiệp của sinh viên.

4. Kết luận

Nghiên cứu này được thực hiện nhằm mục tiêu khám phá và đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp của sinh viên, với đối tượng khảo sát cụ thể là sinh viên Trường Đại quốc tế tại Thành phố Hồ Chí Minh. Dựa trên cơ sở lý thuyết hành vi có kế hoạch (Theory of Planned Behavior - TPB) kết hợp với các yếu tố môi trường giáo dục và động lực cá nhân, mô hình nghiên cứu được xây dựng và kiểm định thông qua phương pháp phân tích định lượng với sự hỗ trợ của phần mềm SPSS.

Kết quả phân tích dữ liệu cho thấy, cả 5 nhóm nhân tố gồm: Thái độ đối với hành vi (TD), Chuẩn chủ quan (CCQ), Nhận thức kiểm soát hành vi (KS), Môi trường giáo dục (GD) và Động lực cá nhân (DL) đều có tác động tích cực và có ý nghĩa thống kê đến ý định khởi nghiệp của sinh viên. Trong đó, các yếu tố có ảnh hưởng mạnh nhất lần lượt là Thái độ đối với hành vi, Động lực cá nhân, Chuẩn chủ quan, Môi trường giáo dục và cuối cùng là Nhận thức kiểm soát hành vi. Đây là minh chứng rõ ràng cho việc hành vi khởi nghiệp không chỉ bị ảnh hưởng bởi nhận thức cá nhân mà còn chịu tác động từ môi trường giáo dục và các yếu tố tâm lý nội tại khác. Ngoài ra, kết quả kiểm định mô hình hồi quy tuyến tính bội cũng cho thấy hệ số R² đạt mức tương đối cao, chứng minh rằng mô hình giải thích tốt biến phụ thuộc là “ý định khởi nghiệp”. Không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra, do các chỉ số VIF đều nhỏ hơn 2, đảm bảo độ tin cậy trong kết quả hồi quy.

TÀI LIỆU THAM KHẢO:

Nguyễn Thị Quý (2020). Vốn xã hội và hiệu quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp trường hợp các doanh nghiệp nhỏ và vừa ở Việt Nam. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính - Marketing, 55, 37-48.

Phan Anh Tú, Giang Thị Cẩm Tiên (2015). Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến ý định khởi sự doanh nghiệp: Trường hợp sinh viên Khoa Kinh tế và Quản trị kinh doanh, Trường Đại học Cần Thơ Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ, 40(2015), 59-66.

Thủ tướng Chính phủ. (2016). Quyết định số 844/QĐ-TTg ngày 18 tháng 5 năm 2016 về việc phê duyệt Đề án “Hỗ trợ hệ sinh thái khởi nghiệp đổi mới sáng tạo quốc gia đến năm 2025”. Hà Nội, Việt Nam.

Thủ tướng Chính phủ. (2017). Quyết định số 1665/QĐ-TTg ngày 30 tháng 10 năm 2017 về việc phê duyệt Đề án “Hỗ trợ học sinh, sinh viên khởi nghiệp đến năm 2025”. Hà Nội, Việt Nam.

Nguyên Hạnh (2016). Không nên đánh đồng startup với khởi nghiệp. Truy cập tại http:// tiasang.com.vn/-doi-moi-sang-tao/Khong-nen-danh-dong--startupvoi-khoi-nghiep-10325

Bảo Trung & Nguyễn Thị Tố Loan (2020). Chất lượng dịch vụ giáo dục đại học theo mô hình IPA tại Trường Đại học Tài chính - Marketing. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính - Marketing, 57, 52-64.

Gupta, V.K., & Bhawe, N.M. (2007). The Influence of Proactive Personality and Stereotype Threat on Women’s Entrepreneurial Intentions. Journal of Leadership & Organizational Studies, 13(4), 73- 85. Available at doi: 10.1177/10717919070130040901

Souitaris, V., Zerbinati, S. & Al-Laham, A. (2007). Do entrepreneurship programmes raise entrepreneurial intention of science and engineering students? The effect of learning, inspiration and resources. Journal of Business Venturing, 22(4), 566-591. Available at doi:10.1016/j.jbusvent.2006.05.002

Krueger, N.F. (2003). The cognitive Psychology of entrepreneuship. Handbook of entrepreneuship Research, 105-140.

Kuckertz, A. & Wagner, M. (2010). The influence of sustainability orientation on entrepreneurial intentions – Investigating the role of business experience. Journal of Business Venturing, 25(5), 524-539. Available at doi:10.1016/j.jbusvent.2009.09.001

Schwarz, E.J., Wdowiak, M.A., Almer-Jarz, D.A. & Breitenecker, R.J. (2009). The effects of attitudes and perceived environment conditions on students’ entrepreneurial intent: An Austrian perspective. Education Training, 51(4), 272-291. Available at doi:10.1108/00400910910964566

Suan, C. T., Ai, Y. J., Raman, K., Loon, K. W., & Tanumihardja, J. (2011). Entrepreneurial intentions among university students. Business & Management Quarterly Review, 2(3), 33-38.

Shapero, A., & Sokol, L. (1982). Some social dimensions of entrepreneurship. In C. A. Kent (Ed.), Encyclopedia of entrepreneurship (pp. 72-90). Englewood Cliffs, NJ: Prentice-Hall.

Lüthje, C., & Franke, N. (2003). The ‘making’of an entrepreneur: Testing a model of entrepreneurial intent among engineering students at MIT. R&D Management, 33(2), 135-147.

Zhang, Y., Duysters, G., & Cloodt, M. (2014). The role of entrepreneurship education as a predictor of university students’ entrepreneurial intention. International Entrepreneurship and Management Journal, 10(3), 623- 641.

Sabah, S. (2016). Entrepreneurial intention: Theory of planned behaviour and the moderation effect of start-up experience. In M. Franco (Ed.), Entrepreneurship-practice - Oriented perspectives (pp. 87-101). Available at doi:10.5772/65640

Ajzen, I. (1991). The theory of planned behavior. Organizational Behavior and Human Decision Processes, 50(2), 179-211.

Ambad, S. N. A., & Damit, D. H. D. A. (2016). Determinants of entrepreneurial intention among undergraduate students in Malaysia. Procedia Economics and Finance, 37(2016), 108-114.

Liñán, F., Rodríguez-Cohard, J. C., & Rueda-Cantuche, J. M. (2011). Factors affecting entrepreneurial intention levels: A role for education. International Entrepreneurship and Management Journal, 7(2), 195-218.

Wongnaa, C.A. & Seyram, A.Z.K. (2014). Factor influencing polytechnic student’s decision to graduate as entrepreneurs. Journal of Global Entrepreneurship Research, 2, 1-13.

Haris, N.A., Abdullah, M., Othman, A.T., & Rahman, F.A. (2016). Exploring the Entrepreneurial Intention Among Information Technology Students. Information Technology Journal, 22, 116-122.

Factors influencing entrepreneurial intention among students enrolled in international programs in Ho Chi Minh City

Nguyen Thi Thanh Thuy

Abstract:

This study investigates the factors influencing entrepreneurial intention among students enrolled in international programs in Ho Chi Minh City. Data were collected from 325 students using a convenience sampling method and analyzed through quantitative techniques. The results identify five key determinants of entrepreneurial intention: (1) attitude toward behavior, (2) subjective norms, (3) perceived behavioral control, (4) educational environment, and (5) personal motivation. The findings provide both theoretical and practical implications, offering a foundation for international training institutions to design entrepreneurial programs tailored to student characteristics, thereby fostering entrepreneurial spirit in the context of global economic and educational integration.

[Tạp chí Công Thương - Các kết quả nghiên cứu khoa học và ứng dụng công nghệ, Số 25 năm 2025]

Tạp chí Công Thương