Phân tích thống kê hoạt động sản xuất kinh doanh của Công ty Sách Giáo dục Hà Nội

Các công cụ phân tích thống kê có thể hỗ trợ các nhà kinh tế phân tích các thông tin về hoạt động của công ty trong quá khứ để tìm ra các quy luật ẩn chứa trong dữ liệu, từ đó tư vấn cho

ĐẠI HỌC QUỐC GIA HÀ NỘI

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KHOA HỌC TỰ NHIÊN

-

ĐÀO VĂN THÁI

PHÂN TÍCH THỐNG KÊ HOẠT ĐỘNG SẢN XUẤT KINH DOANH CỦA CÔNG TY SÁCH GIÁO DỤC HÀ NỘI

LUẬN VĂN THẠC SĨ KHOA HỌC

Hà Nội - Năm 2013

ĐẠI HỌC QUỐC GIA HÀ NỘI

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KHOA HỌC TỰ NHIÊN

-

ĐÀO VĂN THÁI

PHÂN TÍCH THỐNG KÊ HOẠT ĐỘNG SẢN XUẤT KINH DOANH CỦA CÔNG TY SÁCH GIÁO DỤC HÀ NỘI

Chuyên ngành: Xác suất thống kê

Mã số: 60 46 15

LUẬN VĂN THẠC SĨ KHOA HỌC

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS.TS HỒ ĐĂNG PHÚC

Hà Nội - Năm 2013

Mục lục

Mở đầu ……… 1

Chương 1 HỒI QUY LOGISTIC ……… 3

1.1 Mô hình hồi quy logistic ……… 3

1.1.1 Ước lượng các tham số của mô hình hồi quy logistic …… 5

1.1.2 Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy logistic…… 6

1.2 Mô hình hồi quy logistic bội ……… 9

1.2.1 Ước lượng mô hình hồi quy logistic bội……… 14

1.2.2 Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy logistic bội 16

1.3 Ý nghĩa hệ số của mô hình hồi quy logistic……… 18

1.3.1 Mô hình có biến độc lập là nhị phân……… 19

1.3.2 Mô hình có biến độc lập là biến nhận nhiều giá trị… 21

1.3.3 Mô hình có biến độc lập là liên tục ……… 23

Chương 2 PHÂN TÍCH SỐ LIỆU KINH DOANH SÁCH………… 24

2.1 Nguồn gốc số liệu……… 24

2.2 Mô tả số liệu……… 26

2.3 Ảnh hưởng các nhân tố lên khả năng in mới, tái bản và nối bản 34

A Phân tích ảnh hưởng của các nhân tố lên khả năng in mới …… 35

B Phân tích ảnh hưởng của các nhân tố lên khả năng tái bản … 38

C Phân tích ảnh hưởng của các nhân tố lên khả năng nối bản … 41

2.4 Bàn Luận ……… 42

KỂT LUẬN ……… 24

Tài liệu tham khảo ………

Mở Đầu

Trong thời đại ngày nay, kinh tế trên toàn thế giới đang phát triển nhanh Ở Việt nam, nền kinh tế đang phắt triển rất mạnh mẽ, kéo theo sự ra đời thường xuyên của hàng loạt các công ty Nhưng chính sự phát triển ngày càng mạnh mẽ đó thì tính cạnh tranh của các công ty ngày càng gay gắt và khốc liệt dẫn đến hàng năm ở Việt nam có tới hành nghìn công ty được thành lập, đồng thời cũng có hàng nghìn công ty bị phá sản và giải thể

Một công ty muốn tồn tại và phát triền thì vai trò của hoạt động sản xuất và kinh doanh là then chốt Muốn hoạt động và sản xuất và kinh doanh của công ty đem lại hiệu quả ổn định, bền vững và lâu dài, công ty phải có kế hoạch xây dựng chiến lược đúng đắn, định hướng các hoạt động của mình

Các công cụ phân tích thống kê có thể hỗ trợ các nhà kinh tế phân tích các thông tin về hoạt động của công ty trong quá khứ để tìm ra các quy luật ẩn chứa trong dữ liệu, từ đó tư vấn cho lãnh đạo công ty thiết lập chiến lược hoạt động của công ty trong tương lai

Mục tiêu của luận văn này là sử dụng các phương pháp thống kê thích hợp để phân tích các số liệu liên quan đến hoạt động của Công ty Cổ phần Sách giáo dục Hà Nội trong những năm gần đây nhằm đưa ra các kết luận về một số nhân tố ảnh hưởng đến các hoạt động sản xuất kinh doanh của Công

ty, làm bằng chứng khuyến nghị Công ty đưa ra những định hướng mới giúp cải thiện hiệu quả hoạt động của Công ty trong những năm sau

Chương 1 của luận văn giới thiệu cơ sở lý thuyết của phương pháp hồi quy logistic, là phương pháp thống kê cơ bản được sử dụng trong phần sau của luận văn Dựa trên cơ sở lý thuyết đó, Chương 2 của luận văn trình bày các kết quả và phân tích thống kê được tiến hành thông qua việc sử dụng phần mềm SSPS, đưa ra các kết luận về những yếu tố ảnh hưởng đến khả năng một

đầu sách được in ra là sách in mới, sách tái bản, hay sách nối bản Các kết luận đó có thể hỗ trợ các nhà điều hành sản xuất đưa ra các quyết định hợp lý, nhằm đem lại hiệu quả cao nhất cho Công ty

Luận văn được hoàn thành dưới sự hướng dân trực tiếp của PGS.TS

Hồ Đăng Phúc, Viện Toán học, Viện Khoa học và Công nghệ Việt Nam Tôi xin bày tỏ long biết ơn chân thành và sâu sắc nhất tới thầy, người đã tận tình hướng dẫn, chỉ bảo và giúp đỡ tôi trong suốt quá trình làm luận văn này

Tôi xin chân thành gửi lời cảm ơn sâu sắc tới các thầy cô giáo, các anh chị thành viên trong seminar “Thống kê toán học”, Viện Toán học về những ý kiến đóng góp quý báu sự giúp đỡ tận tình và sự cổ vũ hết sức to lớn trong thời gian qua

Nhân đây tôi cũng trân trọng gửi lời cảm ơn tới các thầy cô khoa Toán -

Cơ - Tin học trường Đại học Khoa học Tự nhiên, Đại học Quốc gia Hà Nội đối với công lao dậy dỗ trong suốt quá trình giáo dục và đào tạo của nhà trường

Cho phép tôi gửi tới ban lãnh đạo Công ty Cổ phần Sách giáo dục Hà nội Đặc biệt là ông Hà Sĩ Tuyển, thành viên hội đồng quản trị công ty, lời cảm ơn chân thành về những điều kiện thuận lợi dành cho tôi trong quá trình thu thập số liệu hướng dẫn những kiến thức chuyên môn về sản xuất và kinh doanh sách

Hà nội, tháng 4 năm 2013 Học viên

Đào Văn Thái

Chương 1

HỒI QUY LOGISTIC

1.1 Mô hình hồi quy logistic

Phân tích hồi quy nghiên cứu mối quan hệ phụ thuộc của một biến (gọi là biến phụ thuộc hoặc biến được giải thích) với một hay nhiều biến khác (được gọi

là (các) biến độc lập hay biến giải thích) Ta sử dụng các ký hiệu

* Y là biến phụ thuộc (hay biến được giải thích),

* Xi là biến độc lập (hay biến giải thích thứ i)

Một trong các vấn đề phân tích hồi quy giải quyết là ước lượng giá trị

trung bình của biến phụ thuộc ứng với giá trị đã cho của biến độc lập E(Y/X i ) Nói chung, E(Y/X i ) là một hàm của Xi:

E(Y/X i ) = f(X i ), trong đó f(X i ) được gọi là hàm hồi quy tổng quát Khi đó

• Nếu hàm hồi quy tổng quát có một biến độc lập thì được gọi là hàm

hồi quy đơn

• Nếu hàm hồi quy tổng quát có nhiều hơn một biến độc lập thì được

gọi là hàm hồi quy bội

Nếu hàm hồi quy tổng quát có dạng

f(X i )= β0 + β 1 X i

trong đó β0,β1 là các hệ số chưa biết nhưng cố định, thì f(X i ) được gọi là hàm

hồi quy tuyến tính đơn và β0,β1 gọi là hệ số hồi quy

Trong các mô hình hồi quy quen biết, biến phụ thuộc thường là biến dịnh lượng (biến liên tục) Tuy nhiên trong thực tế người ta hay bắt gặp những trường hợp mà biến được giải thích lại không phải là biến liên tục

Do vậy cần xây dựng các mô hình hồi quy thích hợp cho các trường hợp

đó

Phổ biến nhất là mô hình với biến phụ thuộc là một biến định tính chỉ nhận hai giá trị đối lập nhau (có – không có, đau ốm – khỏe mạnh, thất nghiệp – được tuyển dụng, …)

Mô hình hồi quy logictis là một trong những mô hình được xây dựng tương ứng với biến phụ thuộc là biến định tính nhận hai giá trị, còn các biến độc lập có thể là các biến định lượng hoặc / và các biến định tính

Để thuận tiện trong tính toán, ta thường mã hoá hai giá trị của biến phụ thuộc là 1 và 0 Lúc ấy, biến đó được gọi là biến nhị phân Nếu không

có ghi chú gì đặc biệt, trong luận văn này chúng ta luôn xét biến phụ thuộc là biến nhị phân

Mô hình hồi quy logistic là một mô hình hồi quy phi tuyến, trong đó các biến độc lập là định tính hoặc định lượng, đồng thời biến phụ thuộc là một biến định tính nhị phân

Định nghĩa 1.1.1 Hàm hồi quy logistic đơn dùng để ước lượng giá trị của

biến phụ thuộc nhị phân Y theo một biến độc lập X có dạng

là kỳ vọng có điều kiện của biến phụ thuộc Y cho bởi giá trị x của biến độc lập

(i) g(x)= β 0 + β 1 x là hàm tuyến tính của x với x (−∞,+∞)

(ii) 0  π(x)  1 với mọi giá trị của X

(iii) Giả sử giá trị quan sát y của biến phụ Y có dạng y = π(x)+, trong đó 

gọi là sai số (hiệu giá trị quan sát và kì vọng có điều kiện của biến phụ thuộc) Khi đó  nhận hai giá trị sau:

* Nếu y =1 thì  =1 − π(x) với xác suất π(x)

* Nếu y = 0 thì  = −π(x) với xác suất 1 − π(x)

Từ đó,  có phân phối nhị thức với

E()=0 và Var()= Var(Y)= π(x)[1 − π(x)]

1.1.1 Ước lượng các tham số của mô hình hồi quy logistic

Để xác định được mô hình, ta cần ước lượng các tham số của mô hình qua số liệu thu được trong mẫu quan sát Có nhiều phương pháp ước lượng tham số

Ta hãy xét phương pháp ước lượng hợp lý cực đại

Giả sử mẫu có n quan sát độc lập (x i ,y i ),i = 1, n ,với y i là giá trị của biến phụ thuộc và x i là giá trị của biến độc lập tại quan sát thứ i Việc ước lượng

các tham số của mô hình bằng phương pháp hợp lý cực đại được thực hiện theo quy trình như sau:

a Theo (1.1) ta có P(Y =1/x)= π(x), do đó P(Y =0/x)=1 − π(x)

Như vậy Y nhận giá trị 1 với xác suất bằng π(x i ) và nhận giá trị 0 với xác suất bằng 1 − π(x i ), i = 1, n , Với mỗi cặp (x i ,y i ), i = 1, n, đặt

i i

d Giải hệ (1.5) ta có nghiệm của hệ phương trình hợp lý là ước lượng hợp lý

cực đại của các tham số β =(β 0 ,β 1 ) Ta ký hiệu  ˆ là ước lượng hợp lý cực đại

của β

1.1.2 Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy logistic

Việc kiểm định sự phù hợp của mô hình, nhằm trả lời câu hỏi: "Mô hình chứa biến độc lập cho chúng ta thông tin về biến phụ thuộc nhiều hơn một cách đáng kể (có ý nghĩa thống kê) so với mô hình không chứa biến độc lập hay không?"

a Kiểm định tỷ lệ hàm hợp lý

Đánh giá ý nghĩa sự có mặt của biến độc lập trong mô hình ta đi xét sự thay đổi độ lệch của hai mô hình khi không có biến độc lập và khi có biến độc lập

Định nghĩa 1.1.3 Độ lệch của mô hình hồi quy logistic, ký hiệu là D, có dạng

Ký hiệu  ˆi  ˆ( )x i Từ (1.3) ta thấy (1.6) có dạng

1 1 1

Như vậy, độ lệch D của mô hình hồi quy logistic là giá trị so sánh giữa logarit

hàm hợp lý của mô hình hồi quy logitstic và logarit hàm hợp lý bão hòa (mô hình bão hoà là mô hình có số hệ số bằng số quan sát)

Định nghĩa 1.1.4 Hiệu độ lệch của hai mô hình không có và có biến độc lập

được gọi là tiêu chuẩn tỷ lệ hợp lý, ký hiệu là G:

G = D(Mô hình không có biến độc lập) − D(Mô hình có biến độc lập)

Vì hai mô hình này có chung hàm hợp lý bão hòa nên ta có:

Ta kiểm tra sự phù hợp của mô hình hồi quy logistic đơn bằng cách

kiểm định giả thuyết H: β1 =0, với đối thuyết K: β1  0, tức là ta xét xem biến

độc lập X thực sự có tác động tới biến phụ thuộc Y hay không

Xét mẫu có n quan sát, giải phương trình hợp lý khi mô hình không có

biến độc lập (tức là β1 =0) ta có

 

1 0

1

ˆ ln

1

n i i n

i i

y y

n n

  Khi đó giá trị của G có dạng

0 1

0 1

(1 ) 1

2 ln

ˆ i(1 ˆ ) i

n n

Với hiệu lực của định lý trên, để thực hiện kiểm định sự phù hợp của

mô hình hồi quy logistic đơn ta có thể tiến hành các bước như sau:

• Tính tiêu chuẩn tỷ lệ hợp lý G và giá trị -2logarit hàm hợp lý của mô

hình có 1 0, đặt giá trị ấy bằng -2l

• Với 𝜒2(1)là biến ngẫu nhiên có phân phối khi bình thường 1 bậc tự

do, tính xác xuất ý nghĩa  = P[𝜒2

(1) >2l]

• So sánh α với mức ý nghĩa α 0 cho trước (thường được ấn định bằng

0.01 hoặc bằng 0.05)

* Nếu α  α0, ta bác bỏ H (với mức ý nghĩa α0)

* Nếu α > α0, ta chấp nhận H (với độ tin cậy 100(1 − α0)%)

b Kiểm định theo tiêu chuẩn Wald

Bên cạnh phương pháp kiểm định tỷ lệ hàm hợp lý ta có thể sử dụng

phép kiểm định thống kê Wald (đơn)

Định nghĩa 1.1.5 Tiêu chuẩn thống kê Wald là tỷ số

1 1

• Tính tiêu chuẩn thông kê W

• Với Z là biến ngẫu nhiên có phân phối chuẩn N(0,1), tính xác suất ý

nghĩa  = P[|Z| > |W|]

• So sánh  với mức ý nghĩa 0 cho trước

* Nếu α  α0, ta bác bỏ H (với mức ý nghĩa α0)

* Nếu α > α0, ta chấp nhận H (với độ tin cậy 100(1 − α0)%)

1.2 Mô hình hồi quy logistic bội

Xét tập p biến độc lập X 1 ,X 2 , ,X p Kí hiệu vectơ X = (X 1 ,X 2 , , X p) Xác

suất điều kiện của biến phụ thuộc Y theo các giá trị của biến độc lập X có dạng

P(Y =1/x)= π(x) P(Y =0/x)=1 − π(x)

Khi đó hàm logit của mô hình hồi quy logistic bội được biểu diễn qua các biến độc lập bằng phương trình

g(x)= β 0 + β 1 x 1 + β 2 x 2 + + β p x p (1.8)

trong đó β i ,i = 1, p , là các hệ số chưa biết còn β 0 là số hạng chắn

Định nghĩa 1.2.1 Mô hình hồi quy logistic bội có dạng

( ) ( )

e

Trong một số trường hợp, biến độc lập là rời rạc hoặc là biến định tính,

ví dụ như địa chỉ, nghề nghiệp của sản phụ, sản phụ sinh vào mùa nào trong năm, v.v Để đưa những biến này vào mô hình ta sử dụng phương pháp thiết

kế biến (lập biến giả)

Giả sử biến độc lập thứ j là định tính có k j khả năng, khi đó có k j −1 biến giả Dju với u = 1, k  1 Ta gọi hệ số của các biến giả này trong mô hình

hồi quy là β ju Lúc đó, hàm logit của mô hình hồi quy logistic tương ứng có dạng

ju ju p p u

1.2.1 Ước lượng mô hình hồi quy logistic bội

Để ước lượng mô hình hồi quy logistic bội ta phải ước lượng vectơ hệ số β = (β 0 ,β 1 , , β p ) Tương tự như trong mô hình hồi quy logistic đơn, ta sử dụng

phương pháp ước lượng hợp lý cực đại

Giả sử (x i ,y i ); x i =(x i1 ,x i2 , ,x in ), I = 1, p, là mẫu gồm n quan sát độc lập Quy trình tiến hành ước lượng vectơ hệ số của mô hình được thực hiện như sau:

a Lập hàm hợp lý và logarit hàm hợp lý của mẫu n có dạng

1 1

b Đạo hàm logarit hàm hợp lý theo p +1 tham số β 0 ,β 1 , , β p, ta có hệ phương

trình hợp lý gồm p +1 phương trình

1

1 1

1

[y - (X )] 0

x [y - (X )] 0

x [y - (X )] 0

n

i n

i

n

ip i i i

c Giải hệ phương trình hợp lý trên, ta nhận được nghiệm là ước lượng hợp lý

cực đại của vectơ hệ số β =(β 0 ,β 1 , ,β p ), kí hiệu ˆ ( ˆ ˆ0, 1, , ˆ )

p

     Lấy đạo hàm riêng cấp 2 của logarit hàm hợp lý theo các biến

β 0 ,β 1 , ,β p , ta có

2

2 ij 2

( )

(1 )

n

iu i i i

Khi đó, ma trận hiệp phương sai của các hệ số ước lượng được xác định bởi phương trình

() = I-1[] trong đó

( , ) ( , ) ( )

P P

1.2.2 Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy logistic bội

Để kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy logistic bội, ta tiến hành việc kiểm định giả thuyết

H: β 1 = β 2 = = β p = 0, với đối thuyết

K: Một trong số các tham số β 1 ; β 2 ; ; β p khác 0

 

   

 

Định lý 1.2.1 [8] Nếu giả thuyết H đúng thì đại lượng thống kê G có phân

phối tiệm cận phân phối 𝜒2

với p bậc tự do

Với hiệu lực của định lý trên, để thực hiện kiểm định sự phù hợp của

mô hình hồi quy logistic bội ta có thể tiến hành các bước như sau:

• Tính tiêu chuẩn tỷ số hợp lý G và giá trị -2logarit hàm hợp lý của mô hình ứng với đối thuyết K Ta gọi giá trị này là −2l

• Với 𝜒2

(p) là biến ngẫu nhiên có phân phối khi bình phương p bậc tự

do, tính xác suất ý nghĩa α = P[𝜒 2 (p) > −2l]

• So sánh α với mức ý nghĩa α0 cho trước

* Nếu α  α0, ta bác bỏ H (với mức ý nghĩa α0)

* Nếu α > α0, ta chấp nhận H (với độ tin cậy 100(1 − α0) %)

b Kiểm định theo tiêu chuẩn Wald

Định nghĩa 1.2.2 Trong mô hình hồi quy logistic bội, tiêu chuẩn thống kê

Wald xác định như sau:

' 1 ' '

Theo tài liệu [8] ta có định lý sau:

Định lý 1.2.2 Khi giả thuyết H đúng thì thống kê W có phân phối tiệm cận

phân phối Khi – bình phương với p +1 bậc tự do

Thực hiện phép kiểm định theo tiêu chuẩn Wald trong mô hình hồi quy logistic bội được thực hiện theo các bước sau:

• Tính tiêu chuẩn thống kê W

• Với Z là biến ngẫu nhiên có phân phối 𝜒 2

(p+1), tính xác suất ý nghĩa

α = P[Z > W]

• So sánh α với mức ý nghĩa α0 cho trước

* Nếu α  α0, ta bác bỏ H (với mức ý nghĩa α0)

* Nếu α > α0, ta chấp nhận H (với độ tin cậy 100(1 − α0) %)

1.3 Ý nghĩa hệ số của mô hình hồi quy logistic

Sau khi ước lượng và kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy logistic, chúng ta đi đánh giá ý nghĩa, tầm quan trọng của các hệ số trong mô hình, tức

là chúng ta đi trả lời câu hỏi: "Với các hệ số đã được ước lượng thì biến độc lập tương ứng có tác động như thế nào tới mô hình nghiên cứu?"

Trước khi đi đánh giá ý nghĩa hệ số của mô hình hồi quy, ta giả sử mô hình đã được ước lượng và kiểm định sự phù hợp Đầu tiên ta xác định hàm

của biến phụ thuộc cho bởi một hàm tuyến tính của biến độc lập Đối với một

số mô hình gần với mô hình tuyến tính, hàm này được gọi là hàm liên kết

Đối với mô hình hồi quy tuyến tính, hàm liên kết cũng chính là hàm hồi quy y

= ax + b Như vậy, khi biến độc lập tăng thêm một đơn vị thì biến phụ thuộc trong mô hình tuyến tính tăng thêm a đơn vị

Trong mô hình hồi quy logistic hàm liên kết là hàm biến đổi logit

g(x)= ln{π(x)/[1 − π(x)]} = β 0 + β 1 x

Khi đó ta có hệ số dốc β 1 = g(x +1) − g(x)

Ý nghĩa của mỗi hệ số trong mô hình hồi quy logistic được lý giải tuỳ thuộc kiểu của biến độc lập tương ứng Sau đây ta sẽ xét mô hình chứa từng loại biến độc lập cụ thể

1.3.1 Mô hình có biến độc lập là nhị phân

Trong khuôn khổ luận văn ta chỉ xét trường hợp biến độc lập X nhị phân nhận

hai giá trị 0 và 1 Khi đó ta có bảng các giá trị hồi quy của mô hình như sau:

Bảng 1.1: Giá trị hồi quy logistic với biến độc lập là nhị phân

0 1

(1)1

e e

e e

1 e 

1(0)

1 e



Độ chênh (odds) giá trị hồi quy giữa hai giá trị của biến phụ thuộc tại x

=1 là π(1)/[1 − π(1)] Tương tự độ chênh giá trị hồi quy giữa hai giá trị của biến phụ thuộc tại x = 0 là π(0)/[1 − π(0)] Khi đó ta có logarit các độ chênh này là

g(1) = ln{π(1)/[1 − π(1)]} = β 0 + β 1,

g(0) = ln{π(0)/[1 − π(0)]} = β 0

Tỷ số chênh (odds ratio), kí hiệu là ψ, là tỷ lệ giữa hai độ chênh giá trị hồi quy tại x =1 và tại x =0 Ta có phương trình

   1

1

ln  ln e 

Như vậy log-tỷ số chênh bằng β 1 Từ Định lý 1.1.2 ta có khoảng ước

lượng của β 1 với độ tin cậy 100(1 − α)% là

Nhận xét Tỷ số chênh ψ khác 1 một cách có ý nghĩa (khi 1 không thuộc

khoảng tin cậy của tỷ số chênh) khi tham số β 1 khác 0 một cách có ý

nghĩa(khi 0 không thuộc khoảng tin cậy của β 1) Lúc đó xác suất xảy ra sự cố giữa nhóm thử và nhóm chứng khác nhau một cách có ý nghĩa thống kê.

Ví dụ 1 Để mô tả mối liên hệ giữa khả năng tái bản của một cuốn sách với việc

ruột sách được in đen – trắng hay in nhiều màu, ta dùng mô hình hồi quy locgictic với biến phụ thuộc nhận giá trị 1 nếu sách được in là sách tái bản, nhận giá trị 0 nếu sách được in không phải là sách tái bản Biến độc lập trong mô hình nhận giá trị 1nếu ruột in đen trắng, nhận giá trị 0 trong trường hợp ngược lại

Bảng 1.2: Hồi quy logistic khả năng tái bản theo màu in ruột của sách

Kết quả tính toán trong Bảng 1.2 cho thấy mô hình có hệ số hồi quy, 𝛽1 =

- 0.119 với xác suất ý nghĩa bằng 0.243 Khi đó tỷ số chênh có giá trị bằng 0.887 với khoảng tin cậy 95% là (0.726 ; 1.084) Như vậy, tỷ số chênh không khác 1 một cách có ý nghĩa thông kê, chính tỏ khả năng sách được tái bản không phụ thuộc vào việc sách được in đen trắng hay in nhiều màu

1.3.2 Mô hình có biến độc lập là biến nhận nhiều giá trị

Tương tự như trong mục 1.3.1, chúng ta đã xét biến độc lập X là một biến định tính nhận k giá trị với k > 2 Ta xét trường hợp biến độc lập X có 3 giá trị có thể, khi đó ta cần 2 biến giả D 1 ,D 2 thay thế cho X Các giá trị hồi quy

của mô hình được trình bày trong Bảng 1.2

e e

e e

1 e 

1(0, 0)

Khoảng ước lượng của tỷ số chênh ψ(·,·) với độ tin cậy 100(1 −α)% là

Ví dụ 2 Mối liên hệ giữa khả năng tái bản của một cuốn sách với loại khổ sách

được mô tả bằng mô hình hồi quy locgictic với biến phụ thuộc nhận giá trị 1 nếu sách được in là sách tái bản, nhận giá trị 0 nếu sách được in không phải là sách tái bản Có ba loại khổ sách là loại nhỏ, loại vừa và loại lớn Như vậy trong mô

hình ta dùng hai biến độc lập nhị phân D 1 ,D 2 ứng loại sách khổ nhỏ và loại sách khổ lớn, nhóm sách khổ vừa được lấy làm nhóm chứng

Bảng 1.4: Hồi quy logistic khả năng tái bản theo các loại khổ sách

Như vậy, cả hai tỷ số chênh đều khác 1 một cách có ý nghĩa thống kê, chính tỏ khả năng sách được tái bản của các sách khổ nhỏ chỉ bằng 67,5% khả năng tái bản sách khổ vừa, khả năng sách được tái bản của các sách khổ lớn cũng chỉ bằng 69,2% khả năng tái bản sách khổ vừa

1.3.3 Mô hình có biến độc lập là liên tục

Trong trường hợp biến độc lập X là liên tục, ta đã biết hàm logit g(x)= β 0 +

β 1 x cũng là log-tỷ số chênh của mô hình Từ đó ta có hệ số dốc β 1 = g(x +1) − g(x) với mọi giá trị của x Có nghĩa là khi biến độc lập thay đổi 1 đơn vị thì tỷ

số chênh sẽ thay đổi exp1đơn vị

Log-tỷ số chênh khi x thay đổi c đơn vị là: g(x+c)−g(x)= cβ 1,từ đó tỷ

Ví dụ 3 Để mô tả mối liên hệ giữa khả năng tái bản của một cuốn sách với số

lượng bản sách được in, ta dùng mô hình hồi quy locgictic với biến phụ thuộc nhận giá trị 1 nếu sách được in là sách tái bản, nhận giá trị 0 nếu sách được in không phải là sách tái bản Biến độc lập trong mô hình nhận là một biến định lượng

Bảng 1.5: Hồi quy logistic tỷ lệ tái bản theo số lượng bản in (1000 cuốn)

Các kiến thức về hồi quy logistic được xem trong các tài liệu [5, 6, 7, 8] Ngoài ra, các vấn đề liên quan đến xác suất và thống kê toán học nói chung thì có thể tham khảo các tài liệu [1, 2, 3, 4]

Chương 2

PHÂN TÍCH SỐ LIỆU KINH DOANH SÁCH 2.1 Nguồn gốc số liệu

Số liệu dùng trong luận văn này do Công ty Cổ phần Sách giáo dục Thành

phố Hà Nội cung cấp Công ty này có trụ sở nằm trên đường Nguyễn Khánh Toàn, Nghĩa Tân, Cầu Giấy, Hà Nội Công ty có chức năng xuât bản các loại sách giáo khoa, sách tham khảo, sách bồi dưỡng, truyện thiếu nhi, các ấn phẩm giáo dục và các sách khác

Tiền thân của Công ty là Trung tâm phát hành sách tham khảo, một đơn

vị thành viên của Nhà xuất bản giáo dục, với nhiệm vụ là tổ chức in và phát hành sách tham khảo của Nhà xuất bản giáo dục Chính vì thế công ty có rất nhiều lợi thế trong việc đấu thầu sách tham khảo, và kế thừa được thương hiệu, đầu vào và đầu ra ổn định Ngoài ra, so với một số công ty khác trực thuộc Nhà xuất bản giáo dục, Công ty còn được chủ động về việc in sách tham khảo, khai thác các bản thảo tạo điều kiện tốt cho công tác phát hành

Thương hiệu Nhà xuất bản giáo dục có uy tín rất lớn trên thị trường sách trong nước, do đó Công ty có hệ thống bạn hàng ổn định Hệ thống phân phối qua các đại lý của Công ty cũng rộng khắp các miền với thị phần đáng kể tại khu vực miền Bắc

Trong những năm tới công ty vẫn xác định phát hành sách tham khảo của Nhà xuất bản giáo dục là sản phẩm chính Bên cạnh đó công ty sẽ đẩy mạnh việc khai thác các đề tài mới để chủ động hơn trong kinh doanh bao gồm: Mở rộng tủ sách gia đình; tủ sách di sản văn hoá thế giới; mảng sách dịch, sách mua bản quyền nước ngoài; việc liên kết với các nhà xuất bản trong

và ngoài nước

Đa dạng hoá đề tài, không chỉ bó gọn trong các đề tài sách tham khảo

bổ trợ cho giáo viên và học sinh như hiện nay, đưa ra được các đề tài phong phú để có thể hoà nhập cùng khu vực đặc biệt là các bộ sách lớn có giá trị khoa học và thực tiễn xã hội cao, phục vụ nhu cầu xã hội hoá giáo dục hiện nay

Tuy nhiên hiện nay Công ty phải đối mặt với sự cạnh tranh từ các nhà xuất bản trên địa bàn Mặc dù theo quy định, những sách tham khảo bổ trợ sách giáo khoa chỉ có Nhà xuất bản giáo dục được quyền xuất bản, nhưng một số nơi vẫn tìm cách xuất bản các loại sách ”ăn theo” sách giáo khoa

Hơn nữa, nguyên vật liệu chính của sách là giấy in ruột và giấy in bìa luôn có biến động về giá cả Giấy in ruột biến động là do bột giấy phải nhập khẩu và giấy in bìa cũng phải nhập khẩu do trong nước chưa sản xuất được, phụ thuộc vào biến động giá của thị trường thế giới

Trước những tình hình trên, cần có những chiến lược điều hành các hoạt động sản xuất của Công ty một cách khoa học nhất, khai thác tối đa các lợi thế của Công ty, đồng thời hạn chế đến mức thấp nhất các ảnh hưởng tiêu cực từ bên ngoài Như vậy, cần xác định được những yếu tố quan trọng có khả năng ảnh hưởng đến hiệu quả sản xuất trong quá trình in ấn – phát hành sách Chẳng hạn như chỉ ra được những yếu tố nào tác động đến khả năng tái bản, nối bản, in mới đối với một đầu sách

Mục tiêu của luận văn này là sử dụng các phương pháp thống kê thích hợp để phân tích các số liệu liên quan đến hoạt động của Công ty trong những năm gần đây nhằm đưa ra các kết luận về một số nhân tố ảnh hưởng đến các hoạt động sản xuất kinh doanh của Công ty, làm bằng chứng khuyến nghị Công ty đưa ra những định hướng mới giúp cải thiện hiệu quả hoạt động của Công ty trong những năm sau

Việc phân tích được tến hành dựa trên các số liệu lưu trữ tại văn phòng của Công ty liên quan đến các hoạt động kinh doanh của Công ty trong hai năm 2007, 2008 và quý 1 năm 2009 Số liệu bao gồm hai mảng chính:

Mảng thứ nhất chứa các thông tin từng mã sách nhập kho sau khi in, cho biết tên sách; mã số sách; số trang; khổ sách; màu in ruột; màu in bìa; số lượng sách in; giá bìa; ngày nhập kho; là sách tái bản, nối bản, hay bản in mới

Mảng thứ hai chứa các thông tin liên quan đến các hóa đơn xuất kho, bao gồm tên sách; mã số sách; giá bìa; giá vốn; số lượng hợp đống; tỷ lệ chiết khấu

2.2 Mô tả số liệu

Vì các biến trong mảng thứ hai của dữ liệu đã chứa hầu hết trong mảng thứ nhất, phần các biến còn lại khá sơ sài và không chứa nhiều thông tin có ý nghĩa đối với mục tiêu nghiên cứu, nên trong luận văn này việc phân tích chỉ dựa vào mảng thứ nhất của số liệu Trong mảng này thông tin được ghi chép lại từ ngày 16/01/2007 đến ngày 26/03/2009

Mảng số liệu đó chứa thông tin của tất cả 2259 mã số sách nhập kho, gồm 951 mã sách của năm 2007, 918 mã sách của năm 2008 và 390 mã sách của quý một năm 2009 Trên tổng số 2259 mã số sách nhập kho, tài liệu/ sách

có số trang trung bình là 145.45, với số trung vị là 136, số trang bé nhất là 4

và số trang lớn nhất là 1108 Phân bố số trang của các mã sách được mô tả bằng biểu đồ thân – lá trong Hình 2.1

Để thực hiện mục tiêu nghiên cứu của luận văn nêu ra trên đây, trước tiên ta cần xác định các nhân tố có khả năng ảnh hưởng đến hoạt động sản xuất kinh doanh của Công ty Ở đây các nhân tố liên quan đến một số đặc điểm riêng của các mã sách như nội dung, hình thức (bao gồm kích cỡ sách, kiểu sách, mầu in ruôt, mầu in bìa), độ dầy của sách…