The impact of factors related to psychological capital, culture, and education on entrepreneurial decisions in Vietnam: The moderating role of risk perception
ThS. Trần Xuân Hoàng Hải
Trường Đại học Hùng Vương Thành phố Hồ Chí Minh
NCS Trường Đại học Kinh tế – Tài chính Thành phố Hồ Chí Minh
PGS. TS. Trần Văn Hưng
Trường Đại học Hùng Vương Thành phố Hồ Chí Minh
Email: haitxh24dba@uef.edu.vn; hungtv@dhv.edu.vn
(Quanlynhanuoc.vn) – Bài viết đánh giá tác động của các yếu tố lạc quan, khả năng phục hồi, sự đổi mới và môi trường khởi nghiệp đến ý định và quyết định khởi nghiệp tại Việt Nam; đồng thời, kiểm định vai trò điều tiết của nhận thức rủi ro. Dữ liệu gồm 598 bảng trả lời hợp lệ và được phân tích bằng mô hình phương trình cấu trúc dựa trên bình phương bé nhất từng phần. Kết quả cho thấy, các thang đo đạt độ tin cậy, giá trị hội tụ và giá trị phân biệt. Sự đổi mới tác động mạnh nhất đến ý định khởi nghiệp (β = 0,394), trong khi khả năng phục hồi tạo tác động trực tiếp lớn nhất đến quyết định khởi nghiệp (β = 0,367). Lạc quan và môi trường khởi nghiệp đều ảnh hưởng tích cực đến cả ý định và quyết định; ý định tác động tích cực đến quyết định (β = 0,187) nhưng nhận thức rủi ro làm suy yếu mối quan hệ này (β = -0,069; p = 0,020). Bốn tác động gián tiếp thông qua ý định đều có ý nghĩa được nêu trong bài viết, từ đó cung cấp căn cứ cho chính sách phát triển nguồn lực tâm lý, tạo không gian đổi mới và giảm bất định.
Từ khóa: Vốn tâm lý; văn hóa khởi nghiệp; giáo dục khởi nghiệp; nhận thức rủi ro; ý định khởi nghiệp; quyết định khởi nghiệp.
Abstract: This article examines the effects of optimism, resilience, innovativeness, and the entrepreneurial environment on entrepreneurial intentions and decisions in Vietnam, while also testing the moderating role of risk perception. The dataset comprises 598 valid responses and was analyzed using partial least squares structural equation modeling (PLS-SEM). The results indicate that the measurement scales demonstrate satisfactory reliability, convergent validity, and discriminant validity. Innovativeness has the strongest effect on entrepreneurial intention (β = 0.394), whereas resilience exerts the largest direct effect on entrepreneurial decisions (β = 0.367). Both optimism and the entrepreneurial environment positively influence entrepreneurial intention and entrepreneurial decisions. Entrepreneurial intention has a positive effect on entrepreneurial decisions (β = 0.187), but risk perception weakens this relationship (β = −0.069; p = 0.020). All four indirect effects through entrepreneurial intention reported in the article are statistically significant, thereby providing a basis for policies aimed at developing psychological resources, creating space for innovation, and reducing uncertainty.
Keywords: Psychological capital; entrepreneurial culture; entrepreneurship education; risk perception; entrepreneurial intention; entrepreneurial decisions.
1. Đặt vấn đề
Khởi nghiệp là quá trình nhận diện và khai thác cơ hội để tạo giá trị mới, nhưng quyết định thành lập hoặc triển khai hoạt động kinh doanh không xuất hiện ngay khi cá nhân nhìn thấy cơ hội. Người khởi nghiệp còn phải đánh giá năng lực, nguồn lực và mức độ chấp nhận tổn thất (Shane và Venkataraman, 2000). Vì vậy, cần phân biệt ý định – trạng thái cam kết nhận thức – với quyết định – lựa chọn cận hành vi gắn với trách nhiệm thực tế.
Các nghiên cứu trước đây đã khẳng định vai trò của vốn tâm lý, văn hóa và giáo dục, song thường xem xét từng nhóm biến riêng biệt hoặc tập trung chủ yếu vào ý định. Cách tiếp cận này chưa giải thích đầy đủ vì sao một cá nhân có ý định mạnh vẫn có thể trì hoãn hành động. Lý thuyết hành vi có kế hoạch xác định ý định là tiền đề gần nhất của hành vi, nhưng khả năng chuyển hóa còn phụ thuộc vào điều kiện kiểm soát và bối cảnh (Ajzen, 1991; Shirokova & cộng sự, 2016). Trong khởi nghiệp, nhận thức rủi ro có thể làm tăng ngưỡng hành động, khiến cá nhân yêu cầu thêm thông tin hoặc thu hẹp cam kết dù ý định đã hình thành (Nabi & Liñán, 2013).
Nghiên cứu này tích hợp bốn yếu tố đại diện cho ba nhóm nguồn lực: (1) Lạc quan và khả năng phục hồi thuộc vốn tâm lý; (2) Sự đổi mới thuộc văn hóa khởi nghiệp; (3) Môi trường khởi nghiệp thuộc giáo dục và hệ sinh thái hỗ trợ. Mô hình kiểm định tác động đến ý định, tác động trực tiếp đến quyết định, vai trò trung gian của ý định và vai trò điều tiết của nhận thức rủi ro. Đóng góp của bài viết tập trung làm rõ các cơ chế khác nhau giữa giai đoạn hình thành cam kết và giai đoạn ra quyết định, từ đó cung cấp bằng chứng phù hợp hơn cho quản lý nhà nước về khởi nghiệp.
2. Cơ sở lý thuyết và giả thuyết nghiên cứu
2.1. Vốn tâm lý, ý định và quyết định khởi nghiệp
Vốn tâm lý là trạng thái phát triển tích cực có thể bồi dưỡng, trong đó lạc quan phản ánh kỳ vọng kết quả thuận lợi và khả năng lý giải khó khăn theo hướng có thể điều chỉnh; khả năng phục hồi phản ánh năng lực thích ứng và tiếp tục hành động sau nghịch cảnh (Luthans & cộng sự, 2007; Luthans & Youssef-Morgan, 2017). Trong bối cảnh bất định, lạc quan thực tế giúp cá nhân duy trì sự chú ý đến cơ hội, còn khả năng phục hồi làm giảm chi phí tâm lý của thất bại và hỗ trợ duy trì lựa chọn. Các nguồn lực này vì vậy có thể tác động không chỉ đến ý định mà còn trực tiếp đến quyết định (Newman & cộng sự, 2014).
H1: Lạc quan tác động tích cực đến ý định khởi nghiệp.
H2: Lạc quan tác động tích cực đến quyết định khởi nghiệp.
H3: Khả năng phục hồi tác động tích cực đến ý định khởi nghiệp.
H4: Khả năng phục hồi tác động tích cực đến quyết định khởi nghiệp.
2.2. Văn hóa, giáo dục và quá trình khởi nghiệp
Văn hóa khởi nghiệp tạo tính chính đáng cho đổi mới, tự chủ và theo đuổi thành tựu. Ở cấp cá nhân, sự đổi mới thể hiện khuynh hướng tìm góc nhìn mới, thử nghiệm phương án khác biệt và phát triển giải pháp có giá trị. Khi khuynh hướng này phù hợp với bản sắc nghề nghiệp, cá nhân sẽ đánh giá khởi nghiệp hấp dẫn hơn và sẵn sàng chấp nhận thử nghiệm có kiểm soát (Law & Breznik, 2017; Stephan, 2020).
H5: Sự đổi mới tác động tích cực đến ý định khởi nghiệp.
H6: Sự đổi mới tác động tích cực đến quyết định khởi nghiệp.
Môi trường khởi nghiệp phản ánh khả năng tiếp cận hạ tầng, cố vấn, mạng lưới, thông tin và nguồn lực hỗ trợ. Giáo dục và hệ sinh thái hiệu quả không chỉ cung cấp kiến thức mà còn làm rõ lộ trình triển khai, giảm chi phí tìm kiếm và tăng cảm nhận khả thi (Bae & cộng sự, 2014; Shao & cộng sự, 2024). Do đó, môi trường có thể củng cố ý định và trực tiếp hỗ trợ quyết định.
H7: Môi trường khởi nghiệp tác động tích cực đến ý định khởi nghiệp.
H8: Môi trường khởi nghiệp tác động tích cực đến quyết định khởi nghiệp.
2.3. Ý định, quyết định và vai trò điều tiết của nhận thức rủi ro
Theo lý thuyết hành vi có kế hoạch, ý định là biến dự báo gần nhất của hành vi có chủ đích (Ajzen, 1991). Ý định khởi nghiệp phản ánh mức độ cá nhân xem khởi nghiệp là mục tiêu nghề nghiệp và sẵn sàng đầu tư nỗ lực; quyết định khởi nghiệp thể hiện việc xác lập lựa chọn và chấp nhận trách nhiệm triển khai (Ajzen, 1991). Vì vậy, ý định được kỳ vọng vừa tác động trực tiếp đến quyết định, vừa truyền dẫn ảnh hưởng của các nguồn lực tiền đề.
H9: Ý định khởi nghiệp tác động tích cực đến quyết định khởi nghiệp.
Nhận thức rủi ro là đánh giá chủ quan về xác suất tổn thất và mức độ nghiêm trọng của hậu quả (Slovic, 1987). Khi rủi ro được cảm nhận cao, cùng một mức ý định có thể tạo ra quyết định yếu hơn do cá nhân trì hoãn, yêu cầu thêm bảo đảm hoặc thu hẹp quy mô cam kết. Vì vậy, nhận thức rủi ro được xem là điều kiện biên của khoảng cách ý định – quyết định.
H10: Nhận thức rủi ro điều tiết theo hướng làm suy yếu tác động của ý định khởi nghiệp đến quyết định khởi nghiệp.
Hình 1. Mô hình nghiên cứu đề xuất
Nguồn: Đề xuất của tác giả
3. Phương pháp nghiên cứu
Thứ nhất, thiết kế nghiên cứu và thu thập dữ liệu. Bộ thang đo được kế thừa từ Chuyên đề 2, sau đó, chuyển ngữ, rà soát nội dung và hiệu chỉnh thông qua phỏng vấn sâu, thảo luận chuyên gia và khảo sát sơ bộ. Bản khảo sát chính thức sử dụng thang đo năm mức, từ hoàn toàn không đồng ý đến hoàn toàn đồng ý. Các cấu trúc gồm sự đổi mới (3 biến quan sát), lạc quan (3), môi trường khởi nghiệp (4), khả năng phục hồi (4), nhận thức rủi ro (3), ý định khởi nghiệp (4) và quyết định khởi nghiệp (4). Dữ liệu được thu thập trực tuyến từ các cá nhân đang hoặc đã có trải nghiệm khởi nghiệp. Sau khi loại các phiếu thiếu thông tin, trả lời theo mẫu lặp hoặc không phù hợp với tiêu chí sàng lọc, 598 quan sát hợp lệ được sử dụng. Mẫu bao phủ TP. Hồ Chí Minh, Hà Nội, Huế, Đà Nẵng, Cần Thơ và một số địa bàn khác, với nhiều lĩnh vực và mức kinh nghiệm khác nhau.
Thứ hai, kỹ thuật phân tích. Dữ liệu được phân tích bằng mô hình phương trình cấu trúc dựa trên bình phương bé nhất từng phần. Mô hình đo lường được đánh giá qua hệ số tải ngoài, hệ số alpha của Cronbach, rho_A, độ tin cậy tổng hợp, phương sai trung bình được trích và tỷ số tương quan khác đặc tính – cùng đặc tính. Mô hình cấu trúc được kiểm tra bằng hệ số phóng đại phương sai, hệ số đường dẫn, quy mô tác động f², hệ số xác định R² và mức độ phù hợp dự báo Q². Ý nghĩa thống kê của tác động trực tiếp, gián tiếp và điều tiết được xác định bằng lấy mẫu lặp 5.000 lần theo hướng dẫn báo cáo PLS-SEM (Hair &cộng sự, 2019; Henseler & cộng sự, 2015).
4. Kết quả nghiên cứu
4.1. Đặc điểm mẫu nghiên cứu
Trong 598 người trả lời, nam chiếm 61,5%. Hai nhóm tuổi 23-28 và 29-34 chiếm 77,4% mẫu; TP. Hồ Chí Minh và Hà Nội đóng góp 52,0% quan sát. Nhóm có trình độ đại học chiếm 46,2%, còn số người có từ hai đến ba năm kinh nghiệm khởi nghiệp chiếm 61,7%.
Bảng 1. Đặc điểm mẫu nghiên cứu (n = 598)
| Tiêu chí | Phân bố mẫu |
| Giới tính | Nam: 368 (61,5%); Nữ: 230 (38,5%) |
| Độ tuổi | 18-22: 81 (13,5%); 23-28: 240 (40,1%); 29-34: 223 (37,3%); trên 35: 54 (9,0%) |
| Địa bàn | TP. Hồ Chí Minh: 166 (27,8%); Hà Nội: 145 (24,2%); Huế: 71 (11,9%); Đà Nẵng: 114 (19,1%); Cần Thơ: 74 (12,4%); khác: 28 (4,7%) |
| Lĩnh vực | Kỹ thuật: 93 (15,6%); thực phẩm và dịch vụ ăn uống: 203 (33,9%); thời trang: 85 (14,2%); đồ gia dụng: 126 (21,1%); khác: 91 (15,2%) |
| Trình độ | Trung học phổ thông: 121 (20,2%); cao đẳng/trung cấp: 126 (21,1%); đại học: 276 (46,2%); sau đại học: 75 (12,5%) |
| Số năm kinh nghiệm | Dưới 2 năm: 119 (19,9%); 2-3 năm: 369 (61,7%); trên 3 năm: 110 (18,4%) |
4.2. Đánh giá mô hình đo lường
Hệ số tải ngoài của 25 biến quan sát dao động từ 0,814 đến 0,934, đều vượt ngưỡng 0,70. Hệ số alpha đạt từ 0,845 đến 0,935; độ tin cậy tổng hợp từ 0,900 đến 0,953; phương sai trung bình được trích từ 0,692 đến 0,836. Như vậy, các thang đo đạt độ tin cậy và giá trị hội tụ.
Bảng 2. Độ tin cậy và giá trị hội tụ của thang đo
| Khái niệm | Số biến | Khoảng tải ngoài | Alpha | rho_A | Độ tin cậy tổng hợp | AVE |
| Sự đổi mới (DM) | 3 | 0,877-0,895 | 0,863 | 0,864 | 0,916 | 0,785 |
| Lạc quan (LQ) | 3 | 0,866-0,925 | 0,877 | 0,900 | 0,924 | 0,802 |
| Môi trường khởi nghiệp (MT) | 4 | 0,883-0,934 | 0,935 | 0,939 | 0,953 | 0,836 |
| Khả năng phục hồi (PH) | 4 | 0,877-0,906 | 0,915 | 0,917 | 0,940 | 0,798 |
| Quyết định khởi nghiệp (QD) | 4 | 0,814-0,854 | 0,851 | 0,852 | 0,900 | 0,692 |
| Nhận thức rủi ro (RR) | 3 | 0,843-0,919 | 0,845 | 0,911 | 0,905 | 0,760 |
| Ý định khởi nghiệp (YD) | 4 | 0,865-0,897 | 0,906 | 0,907 | 0,934 | 0,780 |
Giá trị HTMT lớn nhất là 0,704 giữa nhận thức rủi ro và sự đổi mới, thấp hơn ngưỡng 0,90; các cặp còn lại cũng đạt yêu cầu. Kết quả xác nhận giá trị phân biệt giữa các cấu trúc.
Bảng 3. Ma trận giá trị phân biệt theo tỷ số HTMT
| DM | LQ | MT | PH | QD | RR | YD | RR × YD | |
| DM | — | |||||||
| LQ | 0,045 | — | ||||||
| MT | 0,500 | 0,090 | — | |||||
| PH | 0,407 | 0,040 | 0,384 | — | ||||
| QD | 0,492 | 0,277 | 0,499 | 0,648 | — | |||
| RR | 0,704 | 0,131 | 0,608 | 0,380 | 0,528 | — | ||
| YD | 0,680 | 0,303 | 0,511 | 0,633 | 0,669 | 0,680 | — | |
| RR × YD | 0,250 | 0,035 | 0,061 | 0,165 | 0,047 | 0,051 | 0,189 | — |
4.3. Đánh giá mô hình cấu trúc
Các hệ số phóng đại phương sai nằm trong khoảng 1,008-2,668, cho thấy không có đa cộng tuyến nghiêm trọng. Sự đổi mới tác động mạnh nhất đến ý định (β = 0,394), tiếp theo là khả năng phục hồi (β = 0,379), lạc quan (β = 0,241) và môi trường khởi nghiệp (β = 0,140). Đối với quyết định, khả năng phục hồi có tác động trực tiếp lớn nhất (β = 0,367). Ý định tác động tích cực đến quyết định (β = 0,187). Nhận thức rủi ro không có tác động trực tiếp có ý nghĩa (p = 0,080), nhưng tương tác giữa nhận thức rủi ro và ý định mang dấu âm, có ý nghĩa ở mức 5%.
Bảng 4. Kết quả kiểm định mô hình cấu trúc
| Giả thuyết | Quan hệ | β | p | VIF | f² | Kết luận |
| H1 | LQ → YD | 0,241 | < 0,001 | 1,008 | 0,140 | Chấp nhận |
| H2 | LQ → QD | 0,160 | < 0,001 | 1,150 | 0,043 | Chấp nhận |
| H3 | PH → YD | 0,379 | < 0,001 | 1,218 | 0,286 | Chấp nhận |
| H4 | PH → QD | 0,367 | < 0,001 | 1,578 | 0,166 | Chấp nhận |
| H5 | DM → YD | 0,394 | < 0,001 | 1,333 | 0,282 | Chấp nhận |
| H6 | DM → QD | 0,086 | 0,041 | 2,070 | 0,007 | Chấp nhận |
| H7 | MT → YD | 0,140 | < 0,001 | 1,333 | 0,035 | Chấp nhận |
| H8 | MT → QD | 0,139 | < 0,001 | 1,559 | 0,024 | Chấp nhận |
| H9 | YD → QD | 0,187 | < 0,001 | 2,668 | 0,025 | Chấp nhận |
| H10 | RR × YD → QD | -0,069 | 0,020 | 1,148 | 0,010 | Chấp nhận |
4.4. Tác động gián tiếp, tác động tổng và khả năng dự báo
Bốn tác động gián tiếp thông qua ý định đều có ý nghĩa. Do các tác động trực tiếp tương ứng đến quyết định vẫn có ý nghĩa, ý định thực hiện vai trò trung gian một phần. Khả năng phục hồi có tổng tác động lớn nhất đến quyết định (0,437). Hệ số xác định cho thấy mô hình giải thích 58,8% biến thiên của ý định và 48,6% biến thiên của quyết định. Giá trị Q² của ý định là 0,455 và của quyết định là 0,330, đều lớn hơn 0, cho thấy mô hình có giá trị dự báo.
Bảng 5. Tác động gián tiếp, tổng tác động và khả năng giải thích – dự báo
| Nhóm chỉ tiêu | Quan hệ/biến | Hệ số | t | p | Diễn giải |
| Tác động gián tiếp | LQ → YD → QD | 0,045 | 3,216 | 0,001 | Trung gian một phần |
| PH → YD → QD | 0,071 | 3,647 | < 0,001 | Trung gian một phần | |
| DM → YD → QD | 0,073 | 3,412 | 0,001 | Trung gian một phần | |
| MT → YD → QD | 0,026 | 2,562 | 0,010 | Trung gian một phần | |
| Tổng tác động đến QD | LQ → QD | 0,205 | 6,594 | < 0,001 | Có ý nghĩa |
| PH → QD | 0,437 | 12,496 | < 0,001 | Có ý nghĩa | |
| DM → QD | 0,160 | 4,122 | < 0,001 | Có ý nghĩa | |
| MT → QD | 0,165 | 4,322 | < 0,001 | Có ý nghĩa | |
| Khả năng giải thích | YD (R²) | 0,588 | — | — | Giải thích 58,8% biến thiên |
| QD (R²) | 0,486 | — | — | Giải thích 48,6% biến thiên | |
| Khả năng dự báo | YD (Q²) | 0,455 | — | — | Có giá trị dự báo |
| QD (Q²) | 0,330 | — | — | Có giá trị dự báo |
Phân tích độ dốc đơn cho thấy, tác động biên của ý định đến quyết định xấp xỉ 0,256 khi nhận thức rủi ro thấp hơn một độ lệch chuẩn, 0,187 tại mức trung bình và 0,118 khi nhận thức rủi ro cao hơn một độ lệch chuẩn. Hình 2 vì vậy minh họa rõ cơ chế làm suy yếu được giả thuyết H10 dự báo.
Hình 2. Tác động của ý định đến quyết định theo mức nhận thức rủi ro
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả
5. Đánh giá kết quả nghiên cứu
Một là, sự đổi mới là yếu tố mạnh nhất đối với ý định. Kết quả cho thấy, khuynh hướng tìm kiếm cách làm mới và thử nghiệm giải pháp làm khởi nghiệp trở nên phù hợp hơn với bản sắc nghề nghiệp của cá nhân. Phát hiện này phù hợp với lập luận rằng văn hóa đổi mới tạo thái độ thuận lợi và tính chính đáng cho lựa chọn khởi nghiệp (Law và Breznik, 2017; Stephan, 2020). Tuy nhiên, tác động trực tiếp của sự đổi mới đến quyết định khá nhỏ (f² = 0,007), hàm ý ý tưởng sáng tạo cần được chuyển hóa thành cam kết và năng lực triển khai.
Hai là, khả năng phục hồi nổi bật nhất ở giai đoạn quyết định. Hệ số trực tiếp 0,367 và tổng tác động 0,437 cho thấy quyết định khởi nghiệp đòi hỏi nhiều hơn kỳ vọng tích cực; cá nhân phải tin rằng mình có thể ứng phó với áp lực, điều chỉnh phương án và tiếp tục sau thất bại. Lạc quan cũng tác động đến cả ý định và quyết định, nhưng cường độ thấp hơn. Hai kết quả củng cố quan điểm vốn tâm lý là nguồn lực có thể phát triển và các thành phần của nó không đóng vai trò đồng nhất (Luthans và Youssef-Morgan, 2017; Newman & cộng sự, 2014).
Ba là, môi trường khởi nghiệp ảnh hưởng tích cực đến cả hai giai đoạn. Dù quy mô tác động riêng không lớn, môi trường giúp giảm chi phí tìm kiếm thông tin, tạo kết nối với cố vấn và làm rõ lộ trình huy động nguồn lực. Điều này phù hợp với bằng chứng rằng giáo dục khởi nghiệp chỉ hiệu quả khi kết hợp kiến thức với trải nghiệm và hệ sinh thái hỗ trợ (Bae & cộng sự, 2014; Shao & cộng sự, 2024).
Bốn là, định tác động tích cực đến quyết định và trung gian một phần cho cả bốn yếu tố. Kết quả xác nhận ý định là mắt xích gần hành vi, nhưng không phải cơ chế duy nhất. Đáng chú ý, nhận thức rủi ro không ảnh hưởng trực tiếp có ý nghĩa đến quyết định, trong khi tương tác với ý định lại mang dấu âm. Nói cách khác, rủi ro không làm mọi cá nhân giảm quyết định như nhau; nó làm suy yếu khả năng chuyển một mức ý định nhất định thành quyết định. Phát hiện này bổ sung bằng chứng cho khoảng cách ý định – hành vi và nhấn mạnh vai trò của điều kiện biên (Shirokova & cộng sự, 2016; Ngo & cộng sự, 2024).
6. Đề xuất một số giải pháp
Kết quả khảo sát và phân tích mô hình cho thấy, quyết định khởi nghiệp của cá nhân chịu ảnh hưởng đồng thời từ các yếu tố thuộc vốn tâm lý, sự đổi mới, môi trường khởi nghiệp và ý định khởi nghiệp. Trong đó, khả năng phục hồi có tác động trực tiếp và tổng tác động mạnh nhất đến quyết định khởi nghiệp; sự đổi mới có ảnh hưởng mạnh nhất đến ý định khởi nghiệp; trong khi nhận thức rủi ro làm suy yếu quá trình chuyển hóa từ ý định sang quyết định. Trên cơ sở đó, nhóm tác giả đề xuất một số hàm ý quản lý nhà nước như sau:
Thứ nhất, cần chú trọng phát triển khả năng phục hồi của cá nhân trong các chương trình hỗ trợ khởi nghiệp. Đây là hướng đi cần thiết để giúp các doanh nghiệp (nhất là các doanh nghiệp mới khởi nghiệp). Các cơ quan quản lý nhà nước cần phối hợp với trường đại học, hiệp hội doanh nghiệp và các cơ sở hỗ trợ khởi nghiệp xây dựng các chương trình đào tạo, huấn luyện về quản trị thất bại, giải quyết vấn đề, quản trị khủng hoảng và điều chỉnh mô hình kinh doanh. Các chương trình hỗ trợ không nên chỉ tập trung vào kiến thức lập kế hoạch kinh doanh mà cần tăng cường các hoạt động mô phỏng tình huống, cố vấn thực tế và chia sẻ kinh nghiệm từ doanh nhân đã từng khởi nghiệp.
Thứ hai, cần tạo điều kiện để chuyển sự đổi mới từ ý tưởng thành hành động khởi nghiệp cụ thể. Hay nói cách khác là việc chuyển đổi ý tưởng đổi mới sáng tạo thành doanh nghiệp thực tế, cần chuyển từ hình thức sang chiều sâu, đo lường bằng kết quả thực tế qua từng giai đoạn. Cơ quan quản lý, trường đại học và tổ chức hỗ trợ khởi nghiệp có thể phát triển các chương trình tiền ươm tạo, phòng thí nghiệm mô hình kinh doanh, hoạt động thử nghiệm thị trường quy mô nhỏ và chương trình kết nối với nhóm khách hàng đầu tiên. Đồng thời, cơ chế đánh giá và hỗ trợ các dự án khởi nghiệp nên dựa vào mức độ tiến bộ qua từng giai đoạn triển khai thay vì chỉ dựa trên số lượng ý tưởng hoặc kết quả của các cuộc thi khởi nghiệp.
Thứ ba, tiếp tục hoàn thiện môi trường và hệ sinh thái hỗ trợ khởi nghiệp theo hướng dễ tiếp cận và liên kết hiệu quả hơn. Không chỉ riêng các thành phố lớn, như: TP Hồ Chí Minh, Hà Nội, Cần Thơ, Huế, Đà Nẵng mà các địa phương trên cả nước cần xây dựng hoặc hoàn thiện đầu mối hỗ trợ khởi nghiệp theo hướng tích hợp thông tin về chính sách, thủ tục, nguồn vốn, cố vấn, cơ sở ươm tạo và dữ liệu thị trường. Đồng thời, cần công khai rõ tiêu chí, thời hạn và quy trình tiếp cận các chương trình hỗ trợ, đồng thời phát triển mạng lưới chuyên gia và cố vấn liên vùng nhằm hạn chế sự chênh lệch về khả năng tiếp cận hệ sinh thái khởi nghiệp giữa các địa phương.
Thứ tư, cần tăng cường các giải pháp giảm nhận thức về rủi ro không chắc chắn và hỗ trợ quản trị rủi ro trong quá trình khởi nghiệp. Chính sách quản lý nhà nước cần hướng đến giảm bớt những bất định có thể kiểm soát thay vì cố gắng loại bỏ hoàn toàn rủi ro trong hoạt động kinh doanh. Cụ thể, cần tăng cường dịch vụ tư vấn pháp lý, tài chính và thuế cho người khởi nghiệp; xây dựng các công cụ tự đánh giá rủi ro; chuẩn hóa và đơn giản hóa thông tin về thủ tục hành chính; đồng thời cung cấp các hướng dẫn rõ ràng về những rủi ro thường gặp trong giai đoạn thành lập và vận hành doanh nghiệp. Những giải pháp này sẽ giúp cá nhân nhận diện rõ hơn bản chất của rủi ro và có cơ sở để đưa ra quyết định phù hợp.
Thứ năm, cần nâng cao khả năng chuyển hóa ý định khởi nghiệp thành quyết định và hành động thực tế. Các chương trình hỗ trợ cần được thiết kế theo lộ trình từ hình thành ý tưởng, củng cố ý định đến thử nghiệm và triển khai hoạt động kinh doanh. Các trường đại học và tổ chức hỗ trợ khởi nghiệp nên tăng cường hoạt động cố vấn cá nhân, xây dựng kế hoạch hành động, thử nghiệm sản phẩm hoặc dịch vụ và kết nối với khách hàng, đối tác và nhà đầu tư tiềm năng. Về phía cơ quan quản lý nhà nước, hiệu quả của chính sách hỗ trợ khởi nghiệp cần được đánh giá không chỉ thông qua số lượng chương trình, cuộc thi hoặc người tham gia mà còn thông qua các chỉ tiêu phản ánh khả năng chuyển hóa từ ý định sang thử nghiệm, đăng ký thành lập và duy trì hoạt động kinh doanh.
Nhìn chung, kết quả nghiên cứu cho thấy, chính sách thúc đẩy khởi nghiệp cần chuyển từ việc chủ yếu khơi dậy tinh thần khởi nghiệp sang phát triển đồng thời năng lực tâm lý, năng lực đổi mới, điều kiện môi trường và khả năng quản trị rủi ro. Cách tiếp cận này sẽ góp phần thu hẹp khoảng cách giữa mong muốn khởi nghiệp và quyết định hành động, từ đó nâng cao hiệu quả của các chương trình hỗ trợ khởi nghiệp tại Việt Nam.
Tài liệu tham khảo:
Ajzen, I. (1991). The theory of planned behavior. Organizational Behavior and Human Decision Processes, 50(2), 179-211.
Bae, T. J., Qian, S., Miao, C., and Fiet, J. O. (2014). The relationship between entrepreneurship education and entrepreneurial intentions: A meta-analytic review. Entrepreneurship Theory and Practice, 38(2), 217-254.
Hair, J. F., Risher, J. J., Sarstedt, M., and Ringle, C. M. (2019). When to use and how to report the results of PLS-SEM. European Business Review, 31(1), 2-24.
Henseler, J., Ringle, C. M., and 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.
Law, K. M. Y., và Breznik, K. (2017). Impacts of innovativeness and attitude on entrepreneurial intention: Among engineering and non-engineering students. International Journal of Technology and Design Education, 27(4), 683-700.
Luthans, F., Youssef, C. M., and Avolio, B. J. (2007). Psychological capital: Developing the human competitive edge. Oxford University Press.
Luthans, F., và Youssef-Morgan, C. M. (2017). Psychological capital: An evidence-based positive approach. Annual Review of Organizational Psychology and Organizational Behavior, 4, 339-366.
Nabi, G., và Liñán, F. (2013). Considering business start-up in recession time: The role of risk perception and economic context in shaping the entrepreneurial intent. International Journal of Entrepreneurial Behavior & Research, 19(6), 633-655.
Newman, A., Ucbasaran, D., Zhu, F., và Hirst, G. (2014). Psychological capital: A review and synthesis. Journal of Organizational Behavior, 35(S1), S120-S138.
Ngo, T. V. N., Le, T. L., Pham, T. T. H., Nguyen, T. T. T., và Duong, C. D. (2024). Empowering entrepreneurs: Bridging the attitude-intention-behaviour gap through dynamic entrepreneurship education. Asia Pacific Journal of Innovation and Entrepreneurship, 18(4), 355-374.
Shao, L., Miao, Y., Ren, S., Cai, S., and Fan, F. (2024). Designing a framework for entrepreneurship education in Chinese higher education: A theoretical exploration and empirical case study. Humanities and Social Sciences Communications, 11, Article 488.
Shane, S., và Venkataraman, S. (2000). The promise of entrepreneurship as a field of research. Academy of Management Review, 25(1), 217-226.
Shirokova, G., Osiyevskyy, O., và Bogatyreva, K. (2016). Exploring the intention-behavior link in student entrepreneurship: Moderating effects of individual and environmental characteristics. European Management Journal, 34(4), 386-399.
Slovic, P. (1987). Perception of risk. Science, 236(4799), 280-285.
Stephan, U. (2020). Culture and entrepreneurship. M. M. Gielnik, M. S. Cardon và M. Frese, The psychology of entrepreneurship: New perspectives (242-267). Routledge.
