CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ LUẬN BÀN
4.3. Phân tích nhân tố khám phá (EFA)
4.3.5. Phân tích hồi quy đa tuyến tính
Phân tích hồi quy sẽ xác định mối quan hệ giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập. Mơ hình phân tích hồi quy sẽ mơ tả hình thức của mối quan hệ và qua đó giúp ta dự đốn được mức độ của biến phụ thuộc khi biết trước giá trị của các biến độc lập.
Theo Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), khi chạy hồi quy cần quan tâm đến các thông số sau:
Hệ số Beta: hệ số hồi quy chuẩn hóa cho phép so sánh trực tiếp giữa các hệ số dựa trên mối quan hệ giải thích của chúng với biến phụ thuộc.
Hệ số R2: đánh giá phần biến động của biến phụ thuộc được giải thích bởi các biến dự báo hay biến độc lập. Hệ số này có thể thay đổi từ 0 đến 1.
Kiểm định ANOVA: để kiểm tra tính phù hợp của mơ hình với tập dữ liệu gốc. Nếu mức ý nghĩa của kiểm định < 0.05 thì ta có thể kết luận mơ hình hồi quy phù hợp với tập dữ liệu.
a. Đánh giá mức độ giải thích bởi các biến độc lập trong mơ hình Model Summaryb Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin-Watson 1 .775a .600 .588 .34592 1.930
Nguồn: Phân tích dữ liệu từ SPSS
Theo kết quả hệ số R2 hiệu chỉnh (R Square) = 0.600, điều này có nghĩa là 60% sự biến động của biến phụ thuộc sẽ được giải thích bởi 5 biến độc lập YTSX, DDHND, TT, HTDN, HTNN còn lại 40% do sự ảnh hưởng của biến ngồi mơ hình
chưa tìm được hoặc do sai số.
b. Kiểm định độ phù hợp của mơ hình
Kết quả phân tích hồi quy ANOVA ANOVAa Model (Mơ hình) Sum of Squares (Tổng bình phương) Df (Bậc tự do) Mean Square ( Trung bình bình phương) F Sig. 1 Regression 29.448 5 5.890 49.219 .000b Residual 19.624 164 .120 Total 49.073 169
Nguồn: Phân tích dữ liệu từ SPSS
Kết quả kiểm định ANOVA với mức ý nghĩa sig = 0.000 < 0.05 cho thấy mơ hình hồi quy tuyến tính bội đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu và sử dụng được.
Căn cứ vào mơ hình đã được hiệu chỉnh sau khi phân tích nhân tố khám phá, ta có mơ hình hồi quy tuyến tính bội như sau:
ĐTPT = β0 + β1 * YTSX + β2 * DDHND+ β3 * TT + β4 * HTDN+ β5 * HTNN + ε
Trong đó:
Biến phụ thuộc: ĐTPT SXNN của hộ nông dân theo tiêu chuẩn VietGap (ĐTPT)
Biến độc lập: ĐTPT: ĐTPT SXNN của hộ nông dân theo tiêu chuẩn VietGap tại huyện Đô Lương tỉnh Nghệ An
Biến độc lập:
YTSX: Nhân tố về yếu tố sản xuất
DDHND: Nhân tố về đặc điểm hộ nơng dân
TT: Nhân tố về thị trường
HTDN: Nhóm nhân tố về hỗ trợ đầu tư của Doanh nghiệp
HTNN: Nhóm nhân tố về chính sách hỗ trợ của nhà nước KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH HỒI QUY
Coefficientsa
Model (Mơ hình)
Unstandardized Coefficients (Hệ số hồi quy chưa
chuẩn đoán) Standardized Coefficients (Hệ số hồi quy chuẩn đoán) t Sig. Collinearity Statistics (Thống kê đa cộng tuyến) B Std. Error Beta Tolerance VIF 1 (Constant) -.188 .266 -.705 .482 YTSX .166 .034 .244 4.904 .000 .988 1.013 DDHND .145 .031 .233 4.673 .000 .981 1.019 TT .222 .031 .353 7.149 .000 .999 1.001 HTDN .257 .031 .421 8.367 .000 .962 1.039 HTNN .236 .033 .360 7.137 .000 .958 1.044
Nguồn: Phân tích dữ liệu từ SPSS
Tất cả 5 biến độc lập đều tác động có ý nghĩa thống kê. Giá trị Sig của các biến độc lập đều nhỏ hơn 0.05. Chỉ tiêu nhân tử phóng đại phương sai (VIF) của tất cả các biến độc lập đều nhỏ hơn 2 nên hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình được đánh giá là khơng nghiêm trọng.
Trong phạm vi nghiên cứu mức độ tác động của các nhân tố đến ĐTPT SXNN của hộ nông dân theo tiêu chuẩn VietGap tại huyện Đô Lương tỉnh Nghệ An tác giả sử dụng phương trình hồi quy chuẩn hóa để xác định mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập đến biến phụ thuộc. Hệ số hồi quy chuẩn hóa của các biến từ cao đến thấp như sau: Hỗ trợ doanh nghiệp (HTDN) là 0.421; Hỗ trợ nhà nước (HTNN) là 0.36; Nhân tố về thị trường (TT) là 0.353; Yếu tố sản xuất (YTSX) là 0.244; Đặc điểm hộ nông dân (DDHND) là 0.233. Lúc này ta có thể viết được phương trình hồi quy chuẩn hóa cho mơ hình này như sau:
Phương trình hồi quy đã chuẩn hóa:
ĐTPT = 0.244*YTSX + 0.233*DDHND + 0.353*TT + 0.421*HTDN + 0.36*HTNN
Căn cứ vào hệ số hồi quy chuẩn hóa, giá trị tuyệt đối của hệ số càng lớn thì mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đó đối với ĐTPT SXNN của hộ nông dân theo tiêu chuẩn VietGap tại huyện Đô Lương tỉnh Nghệ An càng nhiều. Kết quả từ mô hình hồi quy chuẩn hóa cho thấy các hệ số hồi quy chuẩn hóa beta mang dấu (+) cùng dấu với biến phụ thuộc, độ lớn beta theo thứ tự: HTDN > HTNN > TT >
YTSX > DDHND. Do đó mức độ tác động của các biến theo thứ tự từ mạnh đến
yếu như sau:
Bảng 4. 4 Kết quả hệ số hồi quy tác động cùng chiều
Số TT Biến Hệ số Beta Tỷ lệ % Thứ tự mức độ tác động 1 Hỗ trợ doanh nghiệp (HTDN) 0.421 26.13 1 2 Hỗ trợ nhà nước (HTNN) 0.36 22.35 2 3 Nhân tố về thị trường (TT) 0.353 21.91 3 4 Yếu tố sản xuất (YTSX) 0.244 15.46 4 5 Đặc điểm hộ nông dân
(DDHND) 0.233 14.15 5
Tổng 1.611 100%
Qua phân tích trên tác giả thấy được rằng, hỗ trợ của doanh nghiệp đến người dân có tác động và ý nghĩa quan trọng nhất đối với ĐTPT SXNN của hộ nông dân theo tiêu chuẩn VietGap tại huyện Đô Lương tỉnh Nghệ An với tỷ lệ ảnh hưởng của nhân tố này chiếm cao nhất là 26.13%; Nhân tố tác động mạnh thứ 2 đến việc ĐTPT SXNN của hộ nông dân theo tiêu chuẩn VietGap là Hỗ trợ nhà nước với tỷ lệ ảnh hưởng 22.35%; Nhân tố về thị trường tác động mạnh thứ 3 đến vận dụng ĐTPT SXNN của hộ nông dân theo tiêu chuẩn VietGap với tỷ lệ ảnh hưởng 21.91%; Nhân tố có tác động mạnh thứ 4 là Yếu tố sản xuất đến ĐTPT SXNN của hộ nông dân theo tiêu chuẩn VietGap với tỷ lệ ảnh hưởng là 15.46%; Nhân tố Đặc điểm hộ nơng dân có tác động thấp nhất đến ĐTPT SXNN của hộ nông dân theo tiêu chuẩn VietGap với tỷ lệ ảnh hưởng 14.15%
Qua việc phân tích đánh giá mức độ ảnh hưởng của các nhân tố nêu trên giúp cho tác giả nhận định được các yếu tố nào có tác động mạnh nhất đến ĐTPT SXNN của hộ nơng dân theo VietGAp. Từ đó có thể các giải pháp đưa ra cụ thể để phát huy các thế mạnh lợi thế của từng nhân tố nhằm gia tăng ĐTPT SXNN theo tiêu chuẩn VietGap của hộ nông dân.