Tác động của phát triển bền vững đến ý định khởi nghiệp của sinh viên hiện nay

TS. Nguyễn Văn Tân (Tác giả chính); Email: [email protected]

Trường Đại học Lạc Hồng

Qua Minh Luân (Tác giả liên hệ); Email: [email protected]

Học viên sau đại học, Trường Đại học Lạc Hồng; Khoa Kinh tế - Luật, trường Đại học Phan Thiết

Ngô Vũ Đăng Khoa (Đồng tác giả); Email: [email protected]

MBA Trường Đại học Mở Malaysia - OUM

Tóm tắt

Trong bối cảnh phát triển bền vững ngày càng được chú trọng, nghiên cứu này phân tích tác động của nhận thức xanh, trải nghiệm xanh và giáo dục khởi nghiệp đến ý định khởi nghiệp bền vững của sinh viên, dựa trên lý thuyết hành vi có kế hoạch mở rộng (Ajzen, 1991). Dữ liệu khảo sát từ 305 sinh viên được xử lý qua hai bước: kiểm định độ tin cậy và phân tích nhân tố khám phá bằng SPSS, sau đó ước lượng mô hình cấu trúc bằng kỹ thuật bình phương tối thiểu từng phần (PLS-SEM). Kết quả cho thấy cả 6 giả thuyết nghiên cứu đều được chấp nhận: thái độ, chuẩn chủ quan và nhận thức kiểm soát hành vi tác động tích cực đến ý định khởi nghiệp; nhận thức xanh và trải nghiệm xanh tác động tích cực đến thái độ; đáng chú ý, giáo dục khởi nghiệp chỉ tác động gián tiếp đến ý định thông qua chuỗi trung gian nhận thức xanh và thái độ. Trên cơ sở đó, nghiên cứu đề xuất giải pháp lồng ghép nội dung bền vững vào giáo dục khởi nghiệp và tăng cường trải nghiệm thực tế cho sinh viên.

Từ khóa: Khởi nghiệp bền vững, lý thuyết hành vi có kế hoạch, nhận thức xanh, phát triển bền vững, ý định khởi nghiệp.

Abstract

As sustainable development gains growing attention, this study examines the impact of green awareness, green experience, and entrepreneurship education on students’ sustainable entrepreneurial intention, based on an extended Theory of Planned Behavior (Ajzen, 1991). Survey data from 305 students were processed in two stages: reliability testing and exploratory factor analysis using SPSS, followed by structural model estimation using Partial Least Squares Structural Equation Modeling (PLS-SEM). Results support all six hypotheses: attitude, subjective norm, and perceived behavioral control positively affect entrepreneurial intention, while green awareness and green experience positively affect attitude. Notably, entrepreneurship education influences intention only indirectly, through the mediating chain of green awareness and attitude. Based on these findings, the study proposes integrating sustainability content into entrepreneurship education and enhancing experiential learning opportunities for students.

Keywords: Entrepreneurial intention, green awareness, sustainable development, sustainable entrepreneurship, theory of planned behavior.

GIỚI THIỆU

Phát triển bền vững đã trở thành định hướng trung tâm của các quốc gia kể từ báo cáo Our Common Future (WCED, 1987). Trên nền tảng đó, khởi nghiệp bền vững nổi lên như một hướng đi kết hợp kinh doanh với bảo vệ môi trường và xã hội (Shepherd và Patzelt, 2011).

Đối với sinh viên, lực lượng khởi nghiệp tiềm năng của nền kinh tế, ý định khởi nghiệp bền vững chịu ảnh hưởng bởi nhận thức, trải nghiệm xanh và giáo dục khởi nghiệp (Agu và cộng sự, 2021; Barba-Sánchez và cộng sự, 2022). Tại Việt Nam, các nghiên cứu về ý định khởi nghiệp của sinh viên còn khá phong phú nhưng phần lớn chưa gắn kết chặt chẽ với khía cạnh phát triển bền vững (Pham và Le, 2023).

Xuất phát từ khoảng trống đó, nghiên cứu phân tích tác động của nhận thức xanh, trải nghiệm xanh và giáo dục khởi nghiệp đến ý định khởi nghiệp bền vững của sinh viên, thông qua vai trò trung gian của thái độ, dựa trên khung lý thuyết hành vi có kế hoạch mở rộng.

CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Cơ sở lý thuyết

Nền tảng lý thuyết cốt lõi của nghiên cứu là lý thuyết hành vi có kế hoạch (Theory of Planned Behavior - TPB) do Ajzen (1991) phát triển từ lý thuyết hành động hợp lý. Theo TPB, ý định thực hiện một hành vi cụ thể, trong đó có ý định khởi nghiệp, được quyết định bởi 3 yếu tố gồm thái độ đối với hành vi, chuẩn chủ quan và nhận thức kiểm soát hành vi; ý định này cùng với nhận thức kiểm soát hành vi tiếp tục dự báo hành vi thực tế.

Nhiều nghiên cứu thực nghiệm gần đây đã mở rộng mô hình TPB truyền thống bằng cách bổ sung các yếu tố liên quan đến môi trường và giáo dục nhằm giải thích tốt hơn ý định khởi nghiệp bền vững. Cụ thể, nhận thức xanh, tức là sự hiểu biết và quan tâm của cá nhân đối với các vấn đề môi trường, được xác nhận có tác động tích cực đến thái độ và ý định khởi nghiệp xanh trong nghiên cứu của nhóm tác giả tại Hồng Kông và Đài Loan (Ip, 2026), cũng như trong nghiên cứu về ý định khởi nghiệp xanh của sinh viên tại Ấn Độ (Mishra và cộng sự, 2024). Trải nghiệm thực tế liên quan đến lối sống và kinh doanh xanh cũng được xem là một tiền tố quan trọng hình thành thái độ tích cực đối với khởi nghiệp bền vững, phù hợp với phát hiện của Barba-Sánchez và cộng sự (2022) khi phân tích ý định khởi nghiệp của sinh viên từ góc độ môi trường.

Về vai trò của giáo dục khởi nghiệp, các nghiên cứu tại Việt Nam gần đây cho thấy giáo dục khởi nghiệp có tác động tích cực đến ý định khởi nghiệp của sinh viên, đặc biệt khi được trung gian bởi các yếu tố tâm lý và nhận thức, thay vì tác động trực tiếp (Pham và Le, 2023). Kết quả tương tự cũng được ghi nhận trong nghiên cứu về khởi nghiệp bền vững của sinh viên tại Hà Nội, trong đó giáo dục khởi nghiệp cùng với vốn tâm lý được xác nhận là những yếu tố thúc đẩy ý định khởi nghiệp bền vững (Nguyen và cộng sự, 2022).

Trên cơ sở tổng hợp các lập luận lý thuyết và thực nghiệm nêu trên, nghiên cứu đề xuất mô hình gồm 7 khái niệm là giáo dục khởi nghiệp (EE), nhận thức xanh (GA), trải nghiệm xanh (GE), thái độ đối với khởi nghiệp bền vững (ATE), chuẩn chủ quan (SN), nhận thức kiểm soát hành vi (PBC) và ý định khởi nghiệp bền vững (EI), với 6 giả thuyết nghiên cứu H1 đến H6 (Hình 1).

Hình 1: Mô hình nghiên cứu đề xuất

Nguồn: Nhóm tác giả đề xuất

Phương pháp nghiên cứu

Nghiên cứu sử dụng phương pháp định lượng thông qua khảo sát bằng bảng hỏi. Đối tượng khảo sát là sinh viên đã tham gia ít nhất một hoạt động về môi trường/phát triển bền vững và một hoạt động khởi nghiệp nhằm bảo đảm có đủ trải nghiệm để đánh giá các thang đo. Mẫu được chọn theo phương pháp thuận tiện kết hợp sàng lọc theo tiêu chí trên, thu được 305 phiếu hợp lệ.

Bảng hỏi gồm hai phần: thông tin nhân khẩu học và nội dung khảo sát với 28 biến quan sát thuộc 7 khái niệm nghiên cứu, sử dụng thang đo Likert 5 mức. Các thang đo được kế thừa và hiệu chỉnh từ Ajzen (1991), Agu và cộng sự (2021), Barba-Sánchez và cộng sự (2022).

Dữ liệu được phân tích theo hai giai đoạn: (1) kiểm định Cronbach’s Alpha và EFA bằng SPSS; (2) đánh giá mô hình đo lường và mô hình cấu trúc bằng PLS-SEM (Hair và cộng sự, 2019). Giá trị phân biệt được kiểm định bằng tiêu chí Fornell-Larcker và HTMT, các giả thuyết được kiểm định bằng bootstrap ở mức ý nghĩa 5%.

KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN

Kết quả nghiên cứu

Đặc điểm mẫu nghiên cứu

Sinh viên nữ chiếm đa số (58,4%), tập trung nhiều ở năm 3 (34,8%) và ngành Kinh tế - Quản trị kinh doanh (32,5%). Toàn bộ 305 đáp viên đều đã từng tham gia hoạt động phát triển bền vững và khởi nghiệp theo tiêu chí chọn mẫu.

Thống kê mô tả các biến quan sát

Kết quả thống kê mô tả 28 biến quan sát thuộc bảy nhân tố được trình bày trong Bảng 1.

Bảng 1: Thống kê mô tả các biến quan sát

Nguồn: Phân tích của nhóm tác giả

Hầu hết các biến quan sát có trung bình từ 3,37 đến 3,55, nghiêng về mức đồng ý; một số biến (ATE2, GA2, GA3, EI1, EI2, PBC3) đạt trung bình cao hơn (3,88-4,06), phản ánh thái độ và nhận thức tích cực của sinh viên đối với môi trường và khởi nghiệp bền vững.

Kiểm định độ tin cậy và phân tích nhân tố khám phá (EFA)

Hệ số Cronbach’s Alpha được sử dụng để đánh giá tính nhất quán nội tại của từng thang đo, kết quả trình bày trong Bảng 2.

Bảng 2: Kết quả kiểm định Cronbach’s Alpha của các thang đo

Nguồn: Phân tích của nhóm tác giả

Cả bảy thang đo đều có Cronbach’s Alpha lớn hơn 0,7 (từ 0,778 đến 0,801); hệ số tương quan biến - tổng của tất cả biến quan sát đều lớn hơn 0,3 (thấp nhất là GE1 với 0,486). Không biến nào bị loại, 28 biến được giữ lại cho bước phân tích EFA.

Bảng 3: Kết quả kiểm định KMO và Bartlett

Nguồn: Phân tích của nhóm tác giả

Hệ số KMO đạt 0,779 và Sig. của kiểm định Bartlett bằng 0,000, khẳng định dữ liệu phù hợp để phân tích nhân tố khám phá.

Bảy nhân tố được trích theo tiêu chí Eigenvalue lớn hơn 1, giải thích được 51,769% tổng phương sai, vượt ngưỡng 50%.

Toàn bộ 28 biến quan sát hội tụ đúng về 7 nhân tố như thiết kế ban đầu, hệ số tải đều lớn hơn 0,5, không có hiện tượng tải chéo, khẳng định cấu trúc thang đo ổn định.

Đánh giá mô hình đo lường bằng PLS-SEM

Do nghiên cứu sử dụng PLS-SEM, bước kiểm định khẳng định thang đo được thay thế bằng việc đánh giá mô hình đo lường trong PLS, gồm hệ số tải ngoài, độ tin cậy, giá trị hội tụ và giá trị phân biệt.

Bảng 4: Hệ số tải ngoài (Outer Loadings)

Nguồn: Phân tích của nhóm tác giả

Toàn bộ 28 hệ số tải ngoài đều lớn hơn 0,7, dao động từ 0,713 (GE4) đến 0,899 (SN3), cho thấy các biến quan sát đo lường tốt khái niệm đại diện.

Bảng 5: Độ tin cậy và giá trị hội tụ của thang đo

Nguồn: Phân tích của nhóm tác giả

Độ tin cậy tổng hợp (rho_c) của cả bảy thang đo đều lớn hơn 0,7 (0,856-0,882); phương sai trích trung bình (AVE) đều lớn hơn 0,5 (thấp nhất là GE với 0,548), đạt yêu cầu về độ tin cậy tổng hợp và giá trị hội tụ.

Bảng 6: Chỉ số HTMT giữa các thang đo

Nguồn: Phân tích của nhóm tác giả

Theo tiêu chí HTMT (Henseler và cộng sự, 2015), toàn bộ các cặp thang đo đều có giá trị nhỏ hơn ngưỡng 0,85, cao nhất là cặp GA-EE (0,390), khẳng định các khái niệm phân biệt tốt với nhau.

Bảng 7: Tiêu chí Fornell-Larcker

Nguồn: Phân tích của nhóm tác giả

Căn bậc hai AVE của mỗi thang đo (đường chéo) đều lớn hơn hệ số tương quan với các thang đo khác, thấp nhất là GE (0,741), tiếp tục khẳng định giá trị phân biệt đạt yêu cầu theo tiêu chí Fornell và Larcker (1981).

Bảng 8: Hệ số VIF của các biến quan sát

Nguồn: Phân tích của nhóm tác giả

Toàn bộ hệ số VIF đều nhỏ hơn 3 (từ 1,311 đến 2,045), không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến quan sát trong cùng thang đo.

Ước lượng mô hình cấu trúc

Hình 2: Sơ đồ đường dẫn PLS-SEM

Nguồn: Phân tích của nhóm tác giả

Các hệ số VIF của mô hình cấu trúc (inner model) đều xấp xỉ 1,0 (1,000-1,004), khẳng định không có đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong từng quan hệ cấu trúc.

Bảng 9: Hệ số R bình phương và f bình phương

Nguồn: Phân tích của nhóm tác giả

Mô hình giải thích được 19,0% phương sai của ý định khởi nghiệp bền vững (EI), 12,5% phương sai của thái độ (ATE) và 10,8% phương sai của nhận thức xanh (GA). Quan hệ EE → GA có f² lớn nhất (0,121); toàn bộ các quan hệ đều ở mức tác động nhỏ theo tiêu chuẩn f².

Bảng 10: Các chỉ số đánh giá độ phù hợp của mô hình

Nguồn: Phân tích của nhóm tác giả

Chỉ số SRMR của mô hình ước lượng đạt 0,060, nhỏ hơn ngưỡng 0,08, cho thấy mô hình có độ phù hợp chấp nhận được.

Bảng 11: Kết quả PLSpredict

Nguồn: Phân tích của nhóm tác giả

Chỉ số Q² predict của cả 3 biến nội sinh đều > 0, cho thấy mô hình có khả năng dự báo ngoài mẫu; kết quả kiểm định CVPAT cũng khẳng định mô hình PLS có sức dự báo tốt hơn các mô hình cơ sở (p = 0,000) (Bảng 11).

Kiểm định giả thuyết

Bảng 12: Kết quả kiểm định các giả thuyết (tác động trực tiếp)

Nguồn: Phân tích của nhóm tác giả

Kết quả Bảng 12 cho thấy, cả 6 quan hệ trực tiếp đều có p = 0,000, T lớn hơn 1,96, hệ số dương và khoảng tin cậy 95% không chứa 0, do đó các giả thuyết H1 đến H6 đều được chấp nhận. Quan hệ EE → GA mạnh nhất (0,328), tiếp theo là ATE → EI (0,297) và PBC → EI (0,280); SN → EI có hệ số thấp nhất nhưng vẫn có ý nghĩa thống kê (0,195).

Bảng 13: Kết quả kiểm định các tác động gián tiếp

Nguồn: Phân tích của nhóm tác giả

Cả 4 tác động gián tiếp đều có ý nghĩa thống kê. Đáng chú ý, giáo dục khởi nghiệp (EE) tác động đến ý định (EI) hoàn toàn thông qua chuỗi trung gian gồm nhận thức xanh (GA) và thái độ (ATE), với hệ số gián tiếp 0,023 (p = 0,003), do mô hình không có đường dẫn trực tiếp EE → EI (Bảng 13).

Bảng 14: Tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết

Nguồn: Phân tích của nhóm tác giả

Thảo luận kết quả nghiên cứu

Kết quả cho thấy toàn bộ 6 giả thuyết đều được chấp nhận, khẳng định mô hình TPB mở rộng với các yếu tố xanh phù hợp với dữ liệu thu thập từ sinh viên (Bảng 14). Trong ba yếu tố trực tiếp của lý thuyết gốc, thái độ đối với khởi nghiệp bền vững (ATE) có tác động mạnh nhất đến ý định (hệ số 0,297), phù hợp với lập luận của TPB rằng thái độ là yếu tố gần nhất với ý định hành vi (Ajzen, 1991). Nhận thức kiểm soát hành vi (PBC) đứng thứ hai (0,280), cho thấy sự tự tin vào năng lực bản thân đóng vai trò quan trọng không kém thái độ, một phát hiện tương đồng với các nghiên cứu về ý định khởi nghiệp xanh gần đây (Mishra và cộng sự, 2024). Trong khi đó, chuẩn chủ quan (SN) tuy có ý nghĩa thống kê nhưng tác động yếu hơn (0,195), phản ánh đặc điểm của sinh viên là nhóm mà ý định khởi nghiệp phụ thuộc nhiều vào đánh giá cá nhân hơn là kỳ vọng từ người xung quanh.

Về các yếu tố xanh, cả nhận thức xanh (GA) và trải nghiệm xanh (GE) đều tác động tích cực đến thái độ với mức độ gần tương đương (0,240 và 0,250), cho thấy cả hiểu biết lý thuyết lẫn trải nghiệm thực tế về môi trường đều góp phần định hình thái độ tích cực đối với khởi nghiệp bền vững, phù hợp với các phát hiện về vai trò của nhận thức xanh trong nghiên cứu tại Hồng Kông và Đài Loan (Ip, 2026).

Phát hiện đáng chú ý nhất của nghiên cứu là giáo dục khởi nghiệp (EE) không tác động trực tiếp mà tác động hoàn toàn gián tiếp đến ý định khởi nghiệp bền vững, thông qua chuỗi trung gian nhận thức xanh và thái độ. Đây cũng là quan hệ mạnh nhất trong toàn mô hình (EE → GA = 0,328). Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu tại Việt Nam cho thấy giáo dục khởi nghiệp phát huy hiệu quả chủ yếu thông qua các yếu tố trung gian tâm lý và nhận thức, hơn là tạo ra ý định một cách trực tiếp (Pham và Le, 2023; Nguyen và cộng sự, 2022). Điều này hàm ý rằng vai trò của nhà trường thể hiện chủ yếu ở việc nâng cao nhận thức và định hình thái độ, do đó chương trình giáo dục khởi nghiệp cần được lồng ghép cùng nội dung phát triển bền vững để phát huy hiệu quả.

Tuy nhiên, khả năng giải thích của mô hình còn ở mức khiêm tốn, với R² của ý định khởi nghiệp bền vững chỉ đạt 0,190 và các hệ số f² đều ở mức tác động nhỏ. Điều này có thể xuất phát từ đặc điểm mẫu nghiên cứu, khi toàn bộ đáp viên đều đã có trải nghiệm về phát triển bền vững và khởi nghiệp nên mức độ khác biệt giữa các cá nhân bị thu hẹp, đồng thời ý định khởi nghiệp còn chịu ảnh hưởng của nhiều yếu tố ngoài mô hình như nguồn vốn, chính sách hỗ trợ, mạng lưới quan hệ hay đặc điểm tính cách cá nhân, những khía cạnh mà các nghiên cứu tương lai có thể bổ sung để nâng cao khả năng giải thích.

KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ GIẢI PHÁP

Kết quả nghiên cứu khẳng định thái độ, chuẩn chủ quan và nhận thức kiểm soát hành vi đều tác động tích cực đến ý định khởi nghiệp bền vững của sinh viên; nhận thức xanh và trải nghiệm xanh tác động tích cực đến thái độ; đáng chú ý, giáo dục khởi nghiệp chỉ tác động gián tiếp đến ý định thông qua chuỗi trung gian nhận thức xanh và thái độ.

Trên cơ sở đó, nghiên cứu đề xuất một số giải pháp: (1) lồng ghép nội dung phát triển bền vững vào chương trình giáo dục khởi nghiệp; (2) tăng cường hoạt động trải nghiệm thực tế như dự án môi trường, mô hình kinh doanh xanh, cuộc thi khởi nghiệp bền vững; (3) đầu tư huấn luyện kỹ năng, cố vấn khởi nghiệp và không gian ươm tạo để củng cố sự tự tin của sinh viên; (4) khai thác vai trò của cựu sinh viên khởi nghiệp thành công như một kênh ảnh hưởng xã hội bổ sung.

Nghiên cứu còn hạn chế về mẫu khảo sát thuận tiện và khả năng giải thích mô hình còn khiêm tốn (R² = 0,190), gợi ý các nghiên cứu tiếp theo nên bổ sung thêm biến số để tăng tính khái quát của kết quả.

Tài liệu tham khảo:

1. Agu, A. G., Kalu, O. O., Esi-Ubani, C. O., & Agu, P. C. (2021). Drivers of sustainable entrepreneurial intentions among university students: an integrated model from a developing world context. International Journal of Sustainability in Higher Education, 22(3), 659-680.

2. Ajzen, I. (1991). The theory of planned behavior. Organizational behavior and human decision processes, 50(2), 179-211.

3. Barba-Sánchez, V., Mitre-Aranda, M., & del Brío-González, J. (2022). The entrepreneurial intention of university students: An environmental perspective. European research on management and business economics, 28(2), 100184.

4. Fornell, C., & Larcker, D. F. (1981). Evaluating structural equation models with unobservable variables and measurement error. Journal of marketing research, 18(1), 39-50.

5. Hair, J. F., Risher, J. J., Sarstedt, M., & Ringle, C. M. (2019). When to use and how to report the results of PLS-SEM. European business review, 31(1), 2-24.

6. Henseler, J., Ringle, C. M., & Sarstedt, M. (2015). A new criterion for assessing discriminant validity in variance-based structural equation modeling. Journal of the academy of marketing science, 43(1), 115-135.

7. Ip, C. Y. (2026). Determinants of green entrepreneurial intentions and nascent behaviours in Hong Kong and Taiwan: extending the theory of planned behaviour. Asia Pacific Journal of Management, 1-30.

8. Mishra, M. K., Sharma, N., Kumar, S., & Shah, M. A. (2024). Catalyzing green entrepreneurial behavior: the role of intentions and selective factors. Cogent Business & Management, 11(1), 2337959.

9. Nguyen, X. H., Do, N. U., Nguyen, D. K., Le, T. H. T., & Tran, T. V. (2022). The effects of psychological capital and entrepreneurship education on the sustainable entrepreneurship intention of university students in Hanoi. International Journal of Research and Review, 9(5), 224-235.

10. Pham, H. H., & Le, T. L. (2023). Entrepreneurial education and entrepreneurial intention among higher education students in Vietnam: do entrepreneurial self-efficacy and family support matter?. Higher Education, Skills and Work-Based Learning, 13(2), 403-422.

11. Shepherd, D. A., & Patzelt, H. (2011). The new field of sustainable entrepreneurship: Studying entrepreneurial action linking “what is to be sustained” with “what is to be developed”. Entrepreneurship theory and practice, 35(1), 137-163.

12. World Commission on Environment and Development (WCED). (1987). Our Common Future. Oxford University Press.