6. Cấu trúc của đề tài
2.2. Thực trạng các yếu tố ảnh hƣởng đến phát triển thị trƣờng của các cơ sở
xuất rau an toàn
2.2.1. Mô tả mẫu và kết quả nghiên cứu định lượng nghiên cứu
Mẫu nghiên cứu đƣợc thể hiện chi tiết trong bảng dƣới đây:
Bảng 1: Mẫu nghiên cứu
Tiêu chí Số lƣợng Tỷ lệ (%) Tiêu chí Số lƣợng Tỷ lệ (%)
Tuổi doanh nghiệp 136 100% Quy mô lao động 136 100%
< 1 năm 7 5,15 Dƣới 10 LĐ 85 42,93
1 – 3 năm 58 42,65 10-99 LĐ 44 22,22
4 – 5 năm 48 35,29 100-299 LĐ 40 20,20
5 – 10 năm 20 14,71 300-999 LĐ 29 14,65
> 10 năm 3 2,21 1000 LĐ trở lên 0 0
Lĩnh vực chủ yếu 136 100% Doanh thu bình quân 136 100%
Sản xuất rau an toàn 66 48,53 Dƣới 20 tỷ 79 39,9 Thu gom bán buôn 34 25,00 20 – dƣới 100 tỷ 48 24,24 Thu gom bán lẻ RAT 29 21,32 100 - dƣới 300 tỷ 40 20,2 Hoạt động khác liên
quan đến rau an toàn 7 5,15
300 – dƣới 1000 tỷ 29 14,65 từ 1000 tỷ trở lên 2 1,01
Nguồn: Kết quả khảo sát Đa số các doanh nghiệp tham gia khảo sát có thời gian hoạt động từ 01 đến 03 năm, chiếm tỷ trọng 42,65%. Số doanh nghiệp có thời gian hoạt động từ 04 đến 05 năm cũng chiếm tỷ lệ khá cao, đạt 35,29%. Có đến 48,53% hoạt động trong lĩnh vực sản xuất rau an toàn. Các doanh nghiệp thu gom bán buôn và thu gom bán lẻ rau an toàn có tỷ trọng gần tƣơng đƣơng nhau, lần lƣợt là 25,00% và 21,32%. Về quy mô lao động, phần lớn doanh nghiệp tham gia khảo sát có quy mô dƣới 10 lao động, chiếm 42,93%. Doanh thu bình quân của các doanh nghiệp chủ yếu dƣới 20 tỷ (39,9%). Số doanh nghiệp có quy mô doanh thu từ 1000 tỷ trở lên chiếm tỷ trọng thấp nhất, chỉ 1,01%.
2.2.1.1. Kiểm định thang đo nghiên cứu
Sử dụng phƣơng pháp phân tích thành tố chính (Principal Component Analysis) với phép xoay varimax, tác giả thực hiện phân tích EFA để đánh giá độ hội tụ của các biến quan sát theo từng thành phần của mô hình nghiên cứu lý thuyết.
Kết quả phân tích thành tố khám phá (EFA) đối với 22 biến quan sát thu đƣợc giá trị KMO = 0,810 (> 0,5) với mức ý nghĩa Sig = 0,000 (<0,05), cho thấy phân tích EFA của nghiên cứu là thích hợp. Tại các Eigenralue >1, phân tích EFA đã trích đƣợc 5 thành tố chính với phƣơng sai lũy kế đạt 70,020% (> 0,5). Điều này có nghĩa là 5 thành tố chính giải thích đƣợc 70,02% tổng số thông tin của 22 biến quan sát, nên phân tích thành tố đạt yêu cầu.
Bảng 2: Kết quả phân tích thành tố khám phá (EFA) đối với các biến độc lập
Rotated Component Matrixa
Component 1 2 3 4 5 Q9 0,849 Q7 0,749 Q8 0,736 Q11 0,727 Q6 0,713 Q10 0,631 Q24 0,909 Q25 0,862 Q27 0,850 Q26 0,703 Q20 0,701 Q16 0,905 Q15 0,855 Q13 0,850 Q12 0,630 Q19 0,855 Q22 0,815 Q23 0,759 Q21 0,675 Q17 0,888 Q18 0,885 Q14 0,855
Trên cơ sở các biến quan sát (câu hỏi), 5 thành tố hay 5 biến độc lập hình thành phân bổ nhƣ sau:
Giả thuyết 1 tƣơng ứng với biến độc lập X1 gắn với 6 biến quan sát là 6 câu hỏi trong bảng hỏi từ Q6 đến Q11;
o Biến độc lập X2 gắn với 4 biến quan sát là 4 câu hỏi bảng hỏi, gồm: Q12, Q13, Q15 và Q16;
o Biến độc lập X3 gắn với 3 biến quan sát là 3 câu hỏi bảng hỏi, gồm: Q14, Q17 và Q18;
Giả thuyết 3 đƣợc giải thích với 2 biến độc lập:
o Biến độc lập X4 gắn với 4 biến quan sát là 4 câu hỏi bảng hỏi, gồm: Q19, Q21, Q22 và Q23;
o Biến độc lập X5 gắn với 5 biến quan sát là 5 câu hỏi bảng hỏi, gồm: Q20, từ Q24 và Q27;
Tổng hợp phân tích EFA và Cronbach Alpha
Sau khi tiến hành các kiểm định EFA, phƣơng pháp kiểm định hệ số Cronbach Alpha đƣợc áp dụng nhằm kiểm tra độ tin cậy của thang đo nghiên cứu. Kết quả chính của phân tích EFA và Cronbach Alpha đƣợc mô tả ở Bảng 3.
Bảng 3: Tổng hợp phân tích EFA và Cronbach Alpha
STT Tên biến Kí hiệu Cronb ach’s Alpha Kaiser- Meyer- Olkin Sig. Giá trị cộng dồn cột trụ đầu (%) 1. Các yếu tố môi trƣờng vĩ mô và hợp tác quốc tế X1 0,869 0,831 0,000 60,792 2. Các yếu tố môi trƣờng
ngành sản xuất kinh doanh (nhóm 1)
X2 0,851 0,703 0,000 70,405
3. Các yếu tố môi trƣờng ngành sản xuất kinh doanh (nhóm 2)
X3 0,878 0,729 0,000 80,518
4. Các yếu tố nguồn lực của các cơ sở sản xuất kinh doanh
X4 0,845 0,707 0,000 68,718
5. Các yếu tố năng lực của các
cơ sở sản xuất kinh doanh X5 0,877 0,798 0,000 67,917 6. Kết quả phát triển thị
trƣờng Y 0,881 0,860 0,000 68,335
Hệ số Cronbach’s Alpha lớn hơn 0,7 và các chỉ số Cronbach Alpha loại biến nhỏ hơn Cronbach Alpha biến tổng, các hệ số tƣơng quan biến tổng lớn hơn 0,3 nên đạt các ngƣỡng tin cậy (Hair và cộng sự 2014); các hệ số kiểm định Kaiser-Meyer-
Olkin cũng đạt ngƣỡng thống kê 95% (Sig.) và đều có giá trị KMO lớn hơn 0,7. Điều này cho phép khẳng định độ tin cậy của các thang đo sử dụng đối với các biến độc lập và phụ thuộc trong nghiên cứu này.
Phân tích tƣơng quan hồi quy Pearson
Phân tích tƣơng quan Pearson đƣợc áp dụng để đánh giá mối quan hệ giữa các cặp yếu tố đƣợc rút trích từ phân tích EFA. Kết quả cho thấy các giá trị Sig nhỏ hơn 0,05. Các giá trị tƣơng quan nhỏ hơn 0,6. Vì vậy các vấn đề về đa cộng tuyến đƣợc dự báo không xảy ra trong nghiên cứu này.
Bảng 4: Kết quả phân tích tƣơng quan Pearson Correlations X1 X2 X3 X4 X5 Y X1 Pearson Correlation 1 .304 ** .265** .505** .241** .579** Sig. (2-tailed) .000 .002 .000 .005 .000 N 136 136 136 136 136 136 X2 Pearson Correlation .304 ** 1 .095 .310** .078 .425** Sig. (2-tailed) .000 .273 .000 .365 .000 N 136 136 136 136 136 136 X3 Pearson Correlation .265 ** .095 1 .241** .209* .433** Sig. (2-tailed) .002 .273 .005 .015 .000 N 136 136 136 136 136 136 X4 Pearson Correlation .505 ** .310** .241** 1 .209* .477** Sig. (2-tailed) .000 .000 .005 .015 .000 N 136 136 136 136 136 136 X5 Pearson Correlation .241 ** .078 .209* .209* 1 .378** Sig. (2-tailed) .005 .365 .015 .015 .000 N 136 136 136 136 136 136 Y Pearson Correlation .579 ** .425** .433** .477** .378** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .000 .000 .000 N 136 136 136 136 136 136
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). *. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
Nguồn: Xử lý dữ liệu điều tra bằng SPSS 22 2.2.1.2. Kết quả hồi quy và kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Để đánh giá mức độ tác động của các yếu tố đến hiệu quả phát triển thị trƣờng của các cơ sở sản xuất rau an toàn phƣơng pháp phân tích hồi quy bội đƣợc áp dụng. Kết quả phân tích hồi quy bội theo phƣớng pháp Enter đƣợc tổng hợp trong bảng dƣới.
Bảng 5: Kết quả phân tích hồi quy bội
Model Hệ số chƣa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig. Đa cộng tuyến B Độ lệch chuẩn Beta
Dung sai VIF 1 (Constant) 0,000 0,059 0,000 1,000 X1 0,386 0,072 0,311 4,314 0,000 0,675 1,481 X2 0,259 0,064 0,264 4,156 0,000 0,872 1,147 X3 0,255 0,063 0,235 3,744 0,000 0,895 1,118 X4 0,162 0,071 0,140 1,983 0,049 0,702 1,424 X5 0,202 0,062 0,204 3,276 0,001 0,905 1,105 R = 0,734; R2 = 0,522; Giá trị F = 30,448***, Sig (F) = 0,000
Ghi chú: * mức ý nghĩa thống kê p < 0,05 ** mức ý nghĩa thống kê p < 0,01 *** mức ý nghĩa thống kê p < 0,001 Nguồn: Xử lý dữ liệu điều tra bằng SPSS 22
Từ kết quả phân tích SPSS hồi quy bội thu đƣợc, cho phép kết luận nhƣ sau: - Hệ số VIF đều < 2; khẳng định không có hiện tƣợng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mô hình hồi quy bội (Rogerson, 2001); nói cách khác kết quả giải thích và dự báo của mô hình hồi quy bội không bị làm sai lệch bởi sự tƣơng quan không đáng kể giữa các biến độc lập.
- Hệ số R2 = 52,2% (> 50%) có nghĩa mô hình hồi quy bội giải thích hay phản ảnh đƣợc 52,2% thực tế hay tổng thông tin của 5 biến độc lập đƣa vào mô hình. Nhƣ vậy, mô hình hồi quy bội này phù hợp với bộ dữ liệu đã thu thập và phản ảnh đảm bảo thực tế nghiên cứu về tác động của các yếu tố ảnh hƣởng đến phát triển thị trƣờng của các cơ sở sản xuất kinh doanh rau an toàn Việt Nam.
- Đại lƣợng thống kê F = 30,448 với Sig = 0,000 cho thấy mô hình hồi quy có ý nghĩa về mặt tổng thể, nói cách khác có thể sử dụng để giải thích và dự báo đƣợc thực tế về tác động của các yếu tố ảnh hƣởng đến phát triển thị trƣờng của các cơ sở sản xuất kinh doanh rau an toàn Việt Nam.
Trên cơ sở kết quả phân tích hồi quy bội, tác giả tiến hành kiểm định các giả thuyết đối với từng biến độc lập, cụ thể:
Biến X1 - Các yếu tố môi trường vĩ mô và hợp tác quốc tế có tác động tích cực cùng chiều (B = 0,311) đến hiệu quả phát triển thị trƣờng của các cơ sở sản xuất kinh doanh rau an toàn Việt Nam 99% (Sig. = 0,000).
Biến X2 - Các yếu tố môi trường ngành sản xuất kinh doanh (nhóm 1) có tác động tích cực cùng chiều (B = 0,264) đến hiệu quả phát triển thị trƣờng của các cơ sở sản xuất kinh doanh rau an toàn Việt Nam 99% (Sig. = 0,000). Biến X3 - Các yếu tố môi trường ngành sản xuất kinh doanh (nhóm 2) có tác
động tích cực cùng chiều (B = 0,235) đến hiệu quả phát triển thị trƣờng của các cơ sở sản xuất kinh doanh rau an toàn Việt Nam 99% (Sig. = 0,000). Biến X4 - Các yếu tố nguồn lực của các cơ sở sản xuất kinh doanh có tác
động tích cực cùng chiều (B = 0,140) đến hiệu quả phát triển thị trƣờng của các cơ sở sản xuất kinh doanh rau an toàn Việt Nam 95% (Sig. = 0,045). Biến X5 - Các yếu tố năng lực của các cơ sở sản xuất kinh doanh có tác
động tích cực cùng chiều (B = 0,204) đến hiệu quả phát triển thị trƣờng của các cơ sở sản xuất kinh doanh rau an toàn Việt Nam 99% (Sig. = 0,001). Từ kết quả phân tích hồi quy, phƣơng trình hồi quy chuẩn hóa đƣợc xác định nhƣ sau:
Y= 0.311*X1 + 0.264*X2 + 0.235*X3 + 0.140*X4 + 0.204*X5
2.2.2. Thực trạng các nhóm yếu tố ảnh hưởng đến phát triển thị trường của các cơ sở sản xuất kinh doanh rau an toàn
2.2.2.1. Thực trạng ảnh hưởng của các yếu tố môi trường vĩ mô và hợp tác quốc tế
Kết quả khảo sát điều tra về thực trạng ảnh hƣởng của các yếu tố môi trƣờng vĩ mô và hợp tác quốc tế đến phát triển thị trƣờng của các cơ sở sản xuất kinh doanh rau an toàn tại Việt Nam đƣợc thể hiện chi tiết trong bảng dƣới đây:
Bảng 6: Kết quả khảo sát điều tra thực trạng ảnh hưởng của các yếu tố môi trường vĩ mô và hợp tác quốc tế
Mã Yếu tố Trung
bình
Độ lệch chuẩn
Q6 Môi trƣờng quốc tế và khu vực 4,05 0,930 Q7 Môi trƣờng thể chế, chính sách kinh tế 4,19 1,000
Q8 Môi trƣờng kinh tế 4,14 0,967
Q9 Môi trƣờng dân cƣ nhân khẩu học 3,99 0,977 Q10 Môi trƣờng văn hóa - xã hội 3,73 1,007 Q11 Môi trƣờng khoa học - công nghệ 3,63 1,148
Môi trường thể chế chính sách
Môi trƣờng thể chế chính sách tại Việt Nam trong những năm gần đây có tính ổn định và ngày càng minh bạch, rõ ràng, từ đó tạo điều kiện thuận lợi cho phát triển thị trƣờng của các cơ sở sản xuất kinh doanh rau an toàn. Cụ thể, Nhà nƣớc và các địa phƣơng luôn quan tâm và ban hành nhiều chính sách nhằm cải thiện tình hình, đáp ứng yêu cầu của thực tiễn đặt ra liên quan đến sản xuất và tiêu thụ RAT. Chính phủ đã xây dựng và ban hành đƣợc hệ thống pháp luật tƣơng đối đồng bộ để phục vụ quản lý an toàn thực phẩm nói chung và chất lƣợng RAT nói riêng. Hệ thống chính sách quản lý an toàn thực phẩm bƣớc đầu đã đƣợc hoàn thiện từ trung ƣơng đến địa phƣơng.
Từ năm 1994, Chính phủ đã có định hƣớng và ban hành các chính sách liên quan đến an toàn thực phẩm, trong đó có RAT. Năm 2008, Việt Nam có tiêu chuẩn VietGAP là một tiêu chuẩn chất lƣợng quan trọng trong chính sách an toàn thực phẩm của Chính phủ. Năm 2012, Thông tƣ 59/2012/BNNPTNT đã mở rộng khái niệm rau an toàn và quy định 3 hình thức sản xuất rau đƣợc công nhận an toàn tại Việt Nam. Gần đây, Quyết định số 738/QĐ-BNN-KHCN ngày 14/3/2017 của Bộ trƣởng Bộ Nông nghiệp và PTNT đƣa ra tiêu chí xác định chƣơng trình, dự án nông nghiệp ứng dụng công nghệ cao, nông nghiệp sạch, danh mục công nghệ cao ứng dụng trong nông nghiệp. Ngoài ra, hệ thống chính sách về hỗ trợ tài chính cho các cơ sở sản xuất RAT tại Việt Nam cũng rất đƣợc chú trọng. Nghị quyết 30/NQ-CP ngày 7/3/2017 đã giao Ngân hàng Nhà nƣớc triển khai chƣơng trình cho vay khuyến khích phát triển nông nghiệp công nghệ cao, nông nghiệp sạch (chƣơng trình 100.000 tỷ đồng). Đồng thời, Ngân hàng Nhà nƣớc đã ban hành Quyết định 813/QĐ-NHNN ngày 24/4/2017 hƣớng dẫn các tổ chức tín dụng cho vay, Bộ Nông nghiệp và Phát triển nông thôn đã ban hành Quyết định số 738/QĐ-BNN-KHCN ngày 14/3/2017 về quy định tiêu chí xác định chƣơng trình, dự án nông nghiệp ứng dụng công nghệ cao, nông nghiệp sạch.
Theo kết quả khảo sát điều tra, với điểm trung bình đạt 4,19 điểm, môi trƣờng thể chế chính sách là yếu tố có ảnh hƣởng lớn nhất đến phát triển thị trƣờng của các cơ sở sản xuất RAT hiện nay tại Việt Nam. Với những điều kiện thuận lợi về thể chế chính sách kể trên, việc phát triển thị trƣờng của các cơ sở này ngày càng đƣợc chú trọng và mang lại hiệu quả cao. Tuy nhiên, trong thời gian tới, Việt Nam cần sớm khắc phục một số hạn chế về thể chế chính sách nhƣ hệ thống chính sách, pháp luật còn còn thiếu tính cập nhật, thiếu cụ thể, chồng chéo, tính khả thi chƣa cao; công tác chỉ đạo, điều hành, tổ chức thực hiện chính sách còn kém hiệu quả … để nâng cao hơn nữa để thúc đẩy phát triển thị trƣờng RAT tại nƣớc ta.
Môi trường quốc tế
Môi trƣờng quốc tế những năm gần đây có nhiều tăng trƣởng đáng kể và phát triển theo hƣớng thuận lợi, đã phần nào tác động tích cực đến phát triển thị trƣờng rau quả nói chung và RAT nói riêng của các cơ sở sản xuất kinh doanh tại Việt Nam. Năm 2019, tổng kim ngạch xuất nhập khẩu hàng hóa của Việt Nam vƣợt mốc 500 tỉ USD. Đồng thời, ngành rau quả Việt Nam đang có nhiều tiềm năng phát triển và mở rộng thị trƣờng xuất khẩu sang khu vực Á – Âu. Theo Bộ Nông nghiệp và Phát triển nông thôn, năm 2019, xuất khẩu rau quả của Việt Nam đạt hơn 3,7 tỷ USD. Trung Quốc vẫn tiếp tục là thị trƣờng tiêu thụ nhiều nhất các loại rau quả của Việt Nam, chiếm tới 64,8% trong tổng kim ngạch xuất khẩu rau quả của cả nƣớc. Đáng chú ý, theo Tổng cục Hải quan, kim ngạch nhập khẩu rau quả vào Việt Nam trong tháng 12/2019 tăng mạnh 26,8% so với tháng 11/2019, đạt 151,57 triệu USD; tính chung cả năm 2019 kim ngạch đạt 1,78 tỷ USD, tăng nhẹ 1,9% so với năm 2018.
Nhờ tiềm năng về mở rộng và phát triển thị trƣờng rau quả nói chung và RAT nói riêng không chỉ ở trong nƣớc mà còn cả nƣớc ngoài, các cơ sở sản xuất RAT tại Việt Nam thời gian qua đã nhanh chóng nắm bắt điều kiện thuận lợi từ môi trƣờng quốc tế hiện nay để phát triển thị trƣờng một cách mạnh mẽ. Nhiều cơ sở chế biến và xuất khẩu RAT đã tập trung vào nâng cao chất lƣợng sản phẩm, truy xuất nguồn gốc,