Căn cứ vào kết quả của bảng 3.13 (Các hệ số) cho thấy độ chấp nhận của biến (Tolerance) cao và hệ số phóng đại phương sai (Variance inflation factor – VIF) đều nhỏ. Do vậy, các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu không có dấu hiệu của đa cộng tuyến.
Phân phối tích lũy của phần dư Biến phụ thuộc: Năng suất thu hoạch
P h ân p h ối t íc h l ũ y k ỳ v ọn g
Bảng 3.13: Các hệ số Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa Kiểm định đa cộng tuyến Mô hình B Sai số Beta Kiểm định (t) Mức ý nghĩa
(Sig.) Dung sai VIF
(1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) Số vốn bỏ ra trong mỗi ha (trđ/ha)) 0.057 0.033 0.223 1.711 0.089 0.59 1.699 Diện tích ao nuôi (m2 -0.009 0.013 -0.407 -0.734 0.464 0.151 6.635 Hệ số thức ăn -0.927 0.097 -1.152 -9.541 0.000 0.155 6.435 Mật độ nuôi (con/m2) -0.024 0.023 -0.539 -1.016 0.311 0.137 7.299 Lao động -0.018 0.024 -0.089 -0.754 0.452 0.064 15.562 Độ trong ao nuôi (cm) -0.062 0.028 -0.995 -2.229 0.027 0.206 4.866 Độ mặn ao nuôi (‰) 0.12 0.02 1.845 6.141 0.000 0.545 1.835 1 Chất lượng tôm 0.03 0.009 0.283 3.424 0.001 0.13 7.688 Số vốn bỏ ra trong mỗi ha (trđ/ha) 0.043 0.027 0.167 1.584 0.116 0.64 1.562 Hệ số thức ăn -0.909 0.094 -1.128 -9.702 0.000 0.188 5.312 Mật độ nuôi (con/m2) -0.035 0.018 -0.797 -2.008 0.047 0.162 6.177 Lao động -0.017 0.024 -0.084 -0.721 0.472 0.064 15.526 Độ trong ao nuôi (cm) -0.064 0.027 -1.031 -2.327 0.021 0.255 3.914 Độ mặn ao nuôi (‰) 0.115 0.018 1.766 6.304 0.000 0.568 1.762 2 Chất lượng tôm 0.029 0.009 0.268 3.351 0.001 0.138 7.236 Số vốn bỏ ra trong mỗi vụ (trđ/vụ) 0.027 0.015 0.104 1.761 0.08 0.686 1.457 Hệ số thức ăn -0.904 0.093 -1.123 -9.692 0.000 0.242 4.125 Mật độ nuôi(con/m2) -0.037 0.017 -0.843 -2.155 0.033 0.219 4.571 Độ trong ao nuôi(cm) -0.065 0.027 -1.043 -2.36 0.02 0.335 2.989 Độ mặn ao nuôi(‰) 0.117 0.018 1.798 6.505 0.000 0.679 1.472 3 Chất lượng tôm 0.029 0.009 0.269 3.365 0.001 0.138 7.236
Kết quả phân tích ở bảng 3.13 tác giả nhận thấy mô hình 03 với 6 biến độc lập có kiểm định (t) khá lớn từ 1,762 đến 9,692 hay mức ý nghĩa khá nhỏ, từ 0,000 đến 0,080; thỏa mãn độ tin cậy 90% hoặc 95%. Do đó, có thể nói rằng việc tăng năng suất tôm thẻ chân trắng nuôi thâm canh của các hộ nuôi phụ thuộc khá chặt chẽ vào các nhân tố: Số vốn bỏ ra trong vụ (trđ/vụ), hệ số thức ăn, mật độ nuôi (con/m2), độ trong ao nuôi (cm), độ mặn ao nuôi (‰) và chất lượng tôm giống.
Bảng 3.14 : Các biến bị loại sau khi phân tích.
Đa cộng tuyến
Mô hình Beta In Kiểm
định (t)
Mức ý nghĩa (Sig.)
Tương quan
riêng phần Dung sai VIF
2 Diện tích ao nuôi (m2) -.407 a -.734 .464 -.062 .151 6.635 Diện tích ao nuôi (m2) -.387 b -.700 .485 -.059 .156 6.410 3 Số lao động -.084b -.721 .472 -.060 .064 15.562
a. Dự đoán: Số vốn bỏ ra trong ha (trđ/ha), hệ số thức ăn, diện tích ao nuôi (m2), mật độ nuôi (con/m2), Lao động, độ trong ao nuôi (cm), độ mặn ao nuôi (‰), chất lượng tôm giống;
b. Dự đoán: Số vốn bỏ ra trong ha (trđ/ha), hệ số thức ăn, mật độ nuôi (con/m2), Lao động, độ trong ao nuôi (cm), độ mặn ao nuôi (‰) ,chất lượng tôm giống;
c. Dự đoán: Số vốn bỏ ra trong ha (trđ/ha), hệ số thức ăn , mật độ nuôi (con/m2), độ trong ao nuôi (cm), độ mặn ao nuôi (‰), chất lượng tôm giống;
d. Biến phụ thuộc: năng suất thu hoach (kg/m2).
Căn cứ vào kết quả, bảng 3.13 ta thấy các nhân tố của mô hình 03 đều có sig < 0,05 (chỉ có nhân tố số vốn bỏ ra trong vụ có sig = 0,80> 0,05; tuy nhiên vẫn nhỏ hơn 0,1) do vậy các nhân tố được chọn đều có ý nghĩa thống kê. Hệ số Beta của từng nhân tố cho thấy ảnh hưởng của tốc độ tăng của 1 % trong từng nhân tố sẽ làm tốc độ tăng trưởng của năng suất thu hoạch tăng lên bao nhiêu phần trăm khi loại trừ ảnh hưởng của các nhân tố khác và phù hợp với giả thuyết đặt ra.
Căn cứ vào hệ số Beta ứng với từng nhân tố của mô hình 03, tác giả xác định phương trình thể hiện năng suất tôm thẻ chân trắng nuôi thâm canh dự đoán theo tất cả các biến độc lập được đưa ra trong đề tài nghiên cứu là:
Ln_NS = 0,027Ln_Sovon - 0,904 Ln_Hsta - 0,037 Ln_Mdn - 0,065 Ln_Dotrong + 0,117Ln_Doman +0,029Dclgtom
Trong đó:
- NS: Năng Suất thu hoạch tôm thẻ chân trắng nuôi thâm canh của hộ nuôi thứ i (kg/m2);
- Sovon: Số vốn đầu tư cho một ha nuôi của hộ nuôi thứ i (triệu đồng);
- Hsta: Hệ số thức ăn cho 1 vụ nuôi của hộ nuôi thứ i (lần);
- Mdn: Mật độ nuôi của hộ nuôi thứ i (con/m2); - Dotrong: Độ trong ao nuôi của hộ nuôi thứ i (cm);
- Doman: Độ mặn ao nuôi của hộ nuôi thứ i (‰);
- Dclgtom: Chất lượng tôm giống thả trong vụ của hộ nuôi thứ i;
Tóm lại, từ kết quả ước lượng của mô hình 03 bảng 3.13 và từ phương trình cho thấy các nhân tố trên có ảnh hưởng tích cực đến năng suất thu hoạch tôm thẻ chân trắng nuôi thâm canh.
Ý nghĩa của phương trình trên cho biết rằng
Trong điều kiện các biến khác không thay đổi, năng suất thu hoạch của các hộ nuôi tôm thẻ chân trắng thâm canh sẽ tăng lên 0,027% khi hộ nuôi tăng vốn đầu tư lên 1% cho mỗi vụ/ha, đây hoàn toàn hợp lý khi thực tế cho thấy rằng những hộ có kết quả kinh tế cao thì chắc chắn là những hộ có xu hướng đầu tư đáng kể vào các loại chi phí;
Từ mô hình 03 ta cũng thấy được năng suất thu hoạch của các hộ nuôi tôm thẻ chân trắng thâm canh sẽ giảm đi 0,904% nếu hệ số thức ăn tăng thêm 1%, điều này cũng hợp lý với thực tế bởi vì bằng cả những lý thuyết nghiên cứu trước và thực tế các hộ nuôi đã chỉ ra rằng, khi cho tôm ăn, lượng thức ăn có thể được tôm nuôi hấp thụ hoặc có thể bị thải ra môi trường bên ngoài; như vậy, nếu tôm càng hấp thụ được nhiều thì trọng lượng tôm càng tăng (và ít tốn thức ăn hơn) nghĩa là với 1 đơn vị trọng lượng tôm tăng lên sẽ cần 1 hệ số thức ăn ít hơn nếu tôm hấp thụ được nhiều thức ăn; hệ số
Beta = -0,904 là rất cao cũng cho ta biết việc chọn thức ăn và cách thức cho ăn cũng như tiết kiệm lượng thức ăn dư thừa một mặt ảnh hưởng rất lớn đến năng suất tôm nuôi của các hộ nuôi tôm thẻ chân trắng thâm canh, một mặt sẽ giảm mức độ gây ô nhiễm môi trường ra bên ngoài do sự đào thải thức ăn.
Kết quả từ mô hình chỉ ra rằng, năng suất thu hoạch của các hộ nuôi tôm thẻ chân trắng thâm canh sẽ tăng thêm nếu mật độ nuôi tôm trong ao thưa hơn, điều này khác với một số nghiên cứu về các đối tượng nuôi hải sản trước đây, thực tế cho thấy, trước đây với diện tích nuôi thường bị khống chế nên các hộ nuôi muốn cố gắng tăng sản lượng trên 1 đơn vị diện tích bằng cách tăng mật độ nuôi và khi điều kiện về môi trường ao nuôi được đảm bảo thì có thể thực hiện được, tuy nhiên với mức độ ô nhiễm môi trường trầm trọng như hiện nay thì việc tăng mật độ nuôi đôi khi lại làm giảm năng suất, nghiên cứu thực tế trên 150 mẫu điều tra chỉ ra rằng với mật độ nuôi hiện nay của các hộ đang bị tác động ngược, tức là cứ tăng thêm 1% mật độ nuôi trong vụ lại làm giảm đi 0.037% năng suất tôm thu hoạch . Do đó, vấn đề này sẽ được thảo luận rõ hơn ở phần sau.
Năng suất thu hoạch của các hộ nuôi tôm thẻ chân trắng thâm canh sẽ tăng thêm 0,065% khi các hộ nuôi tôm giảm đi 1% độ trong ao nuôi, thực tế điều này cho thấy nếu độ trong ao nuôi quá cao có nghĩa là các loài phiêu sinh trong ao phát triển không tốt (nghèo dinh dưỡng). Thông thường màu ao tốt nhất là có màu vàng nâu hoặc nâu lục khoảng 25 – 40cm.
Trong điều kiện các biến khác không thay đổi, năng suất thu hoạch của các hộ nuôi tôm thẻ chân trắng thâm canh sẽ tăng lên 0,117% khi độ mặn trong ao nuôi tăng lên 1‰ điều này cũng hợp lý với thực tiễn. Qua tìm hiểu thực tế mặc dù so với tôm sú, tôm thẻ chân trắng có khả năng chịu được sự thay đổi độ mặn lớn hơn từ 0,5 – 4‰ và độ mặn thích hợp cho tôm thẻ là 10 – 15 ‰. Tuy nhiên, trong thời gian qua thời tiết thay đổi phức tạp, lượng mưa không ổn định nên độ mặn cũng tăng giảm thất thường. Các hộ nuôi thường phải điều hòa và tăng độ mặn khi gặp trời mưa lớn và kéo dài.
Từ mô hình 03 ta cũng thấy được, năng suất thu hoạch của các hộ nuôi tôm thẻ chân trắng thâm canh ảnh hưởng bởi nhân tố chọn giống ban đầu. Và theo lẽ thuận là nếu chất lượng tôm giống tốt sẽ là nhân tố góp phần làm tăng năng suất tôm nuôi. Kết quả hồi quy cho trường hợp tôm giống thả nuôi đạt chất lượng là:
Ln_NS = 0,027Ln_Sovon - 0,904Ln_Hsta - 0,037 Ln_Mdn- 0,065 Ln_Dotrong + 0,117Ln_Doman +0,029*1
= 0,027Ln_Sovon - 0,904 Ln_Hsta - 0,037 Ln_Mdn - 0,065Ln_Dotrong + 0,117Ln_Doman +0,029
Có nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu chọn tôm giống thả nuôi đạt yêu cầu thì năng suất tôm sẽ cao hơn so với những hộ chọn tôm giống nuôi không đạt chất lượng là: Ln_NS = 0,029 hay NS = e 0,029 = 1,029
Thực tế, qua khảo sát tại 150 hộ nuôi thì nguồn tôm giống được cung cấp bởi rất nhiều nguồn khác nhau và chất lượng cũng không đảm bảo, thậm chí hiện nay các nhà sản xuất tôm giống vì chạy theo lợi nhuận họ thường đưa những hóa chất giúp cho tôm giống sinh trưởng nhanh giai đoạn đầu nhưng qua một thời gian thả nuôi thì tỉ lệ hao hụt, chậm lớn và kháng yếu với môi trường là rất lớn.
Tóm tắt chương 3
Chương 3 trình bày về kết quả nghiên cứu. Ở chương này, người nghiên cứu thống kê mô tả mẫu nghiên cứu, đưa ra cách xác định cỡ mẫu dựa trên công thức xác định cỡ mẫu của Bartlett, Kotrlik & Higgins (2001), quy mô mẫu nghiên cứu và đưa ra bảng phân bổ mẫu điều tra. Trên cơ sở bảng khảo sát điều tra, người nghiên cứu sử dụng phần mềm SPSS để xây dựng mô hình hồi qui tuyến tính lôgarít, xác định các biến trong mô hình. Đồng thời dựa trên số liệu thực tế điều tra và phỏng vấn, người nghiên cứu loại bỏ một số biến ra khỏi mô hình ban đầu như: nhiệt độ ao nuôi, bệnh tôm do số liệu không đủ đảm bảo ước lượng cho mô hình; và đưa ra mô hình nghiên cứu điều chỉnh sau khi loại biến (Hình 3.2).
Từ mô hình nghiên cứu điều chỉnh, người nghiên cứu xây dựng ma trận tương quan giữa biến phụ thuộc (năng suất tôm thu hoạch, kg/m2) với các biến độc lập trong mô hình như: Số vốn bỏ ra trong vụ (trđ/vụ), hệ số thức ăn , mật độ nuôi (con/m2), độ trong ao nuôi (cm), độ mặn ao nuôi (‰) và chất lượng tôm giống – Qua ma trận tương quan, người nghiên cứu đã xác định được sự tương quan giữa các biến trong mô hình (thể hiện ở bảng 3.4 - ma trận tương quan).
Để phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến năng suất thu hoạnh tôm thẻ chân trắng nuôi thâm canh của các hộ nuôi tại tỉnh Khánh Hòa, tác giả sử dụng phương pháp phân
tích tương quan và hồi qui tuyến tính lôgarít giữa các biến; thực hiện các bước phân tích đưa ra bảng, thủ tục chọn biến trong phân tích hồi qui OLS (bảng 3.5). Bằng phương pháp backward (đã giải thích ở phần thủ tục chọn biến), tác giả đưa tất cả các biến ở mô hình nghiên cứu điều chỉnh vào thì có 2 biến: diện tích ao nuôi (m2) và số lao động bình quân bị loại khỏi mô hình do không thỏa mãn điều kiện (F>=0,1). Sau khi loại biến, người nghiên cứu xác định được các nhân tố còn lại trong mô hình hồi qui là: Số vốn bỏ ra trong vụ (trđ/vụ), hệ số thức ăn , mật độ nuôi (con/m2), độ trong ao nuôi (cm), độ mặn ao nuôi (‰) và chất lượng tôm giống. Từ đó đưa ra mô hình tổng quát trong phân tích hồi qui thể hiện ở bảng 3.6 - ở bảng này thể hiện các tham số thống kê của mô hình khi tất cả các biến được đưa vào và dần loại bỏ các biến ít có quan hệ. Kết quả cho thấy mối quan hệ giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập trong cả 3 mô hình đều có hệ số tương quan khá cao khi R2 nhận các giá trị 0,935; 0,935; 0,934 và mức ý nghĩa giảm rất bé khi các biến độc lập được đưa ra khỏi mô hình. Điều này có nghĩa là các biến bị loại bỏ là những biến ít có mối quan hệ với biến phụ thuộc. Đồng thời, hệ số xác định điều chỉnh R2 (1) = 0,868; R2 (2) = 0,868; R2 (3) = 0,869 cho thấy mô hình hồi qui tuyến tính lôgarít trên đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến 86,9% hay sự thay đổi của năng suất thu hoạch tôm thẻ chân trắng nuôi thâm canh có thể được giải thích bởi sự phụ thuộc tuyến tính lôgarít vào các yếu tố như: Số vốn bỏ ra trong vụ (trđ/vụ), hệ số thức ăn , mật độ nuôi (con/m2), độ trong ao nuôi (cm), độ mặn ao nuôi (‰) và chất lượng tôm giống; 13,1% còn lại phụ thuộc vào các yếu tố khác. Cũng từ mô hình tổng quát trong phân tích hồi qui, người nghiên cứu đi kiểm định sự phù hợp của mô hình thông qua bảng phân tích ANOVA (bảng 3.11) và dò tìm các vi phạm giả định cần thiết như: giả định liên hệ tuyến tính – tác giả sử dụng phương pháp đồ thị phân tán giữa các phần dư và giá trị dự đoán (tất cả đều được chuẩn hóa) – Hình 3.2; giả định phương sai của sai số không đổi – tác giả sử dụng ma trận tương quan hạng của từng biến độc lập với trị tuyệt đối của phần dư (bảng 3.12); giả định vể phân phối chuẩn của phần dư – tác giả sử dụng biểu đồ Histogram (tần số) của phần dư chuẩn hóa – hình 3.3; giả định về tính độc lập của sai số (không có tương quan giữa các phần dư) – tác giả căn cứ vào hệ số kiểm định Dubin – Waston (bảng 3.10 – Mô hình tổng quát trong phân tích hồi qui); giả định không có mối tương quan giữa các biến độc lập (đo lường đa cộng tuyến) – tác giả sử dụng kết quả phân tích của
bảng 3.13 (bảng các hệ số) để xác định độ chấp nhận của biến (Tolerance) và hệ số phóng đại phương sai (Variance inflation factor – VIF) để đưa ra kết luận.
Quá trình xây dựng mô hình hồi qui và phân tích mô hình, dò tìm các giả định vi phạm cần thiết đã giúp người nghiên cứu xác định được phương trình thể hiện năng suất thu hoạch tôm thẻ chân trắng nuôi thâm canh dự đoán theo tất cả các biến độc lập được đưa ra trong đề tài nghiên cứu là:
Ln_NS = 0,027Ln_Sovon - 0,904Ln_Hsta - 0,037Ln_Mdn- 0,065Ln_Dotrong + 0,117Ln_Doman + 0,029Dclgtom
Trong đó:
- NS: Năng suât thu hoạch tôm thẻ chân trắng nuôi thâm canh của hộ nuôi thứ i (kg); - Sovon: Số vốn đầu tư cho một ha nuôi của hộ nuôi thứ i (triệu đồng);
- Hsta: Hệ số thức ăn cho 1 vụ nuôi của hộ nuôi thứ i (lần); - Mdn: Mật độ nuôi của hộ nuôi thứ i (con/m2);
- Dotrong: Độ trong ao nuôi của hộ nuôi thứ i (cm); - Doman: Độ mặn ao nuôi của hộ nuôi thứ i (‰);
CHƯƠNG 4
GIẢI PHÁP NÂNG CAO NĂNG SUẤT TÔM THẺ CHÂN TRẮNG THÂM CANH TẠI TỈNH KHÁNH HÒA.