Component 1 2 3 4 5 6 TC2 .910 TC3 .927 TC4 .843 TC5 .851 DN1 .766 DN2 .827 DN3 .759 DN4 .792 DN5 .663 QT1 .785 QT2 .824 QT3 .829 QT4 .819
VC1 .750 VC2 .883 VC3 .905 VC4 .717 TT1 .803 TT2 .833 TT3 .769 TT4 .766 NL1 .848 NL2 .728 NL3 .703 NL4 .750 Hệ số phương sai trích 12.942 24.918 36.286 47.539 58.023 67.666
KMO and Bartlett's
Test 0.723 Sig. 0.000
Nguồn: Tác giả phân tích tổng hợp dữ liệu SPSS 22
Như vậy sau khi phân tích nhân tố khám phá cho biến giải thích, tác giả đã loại thêm biến TC1, các biến cịn lại có hệ số KMO and Bartlett's Test và Sig. đều thoã mãn yêu cầu, hệ số phương sai trích bằng 67.666 có nghĩa rằng các nhân tố giải thích 67.666% ý nghĩa của biến phụ thuộc. Kết quả cuối cùng của phân tích nhân tố như bảng bên dưới đây bao gồm: 06 nhóm nhân tố độc lập, 25 biến giải thích diễn giải các nhân tố tác động đến QLRR hàng hóa XNK tại Cục hải quan Bình Định.
4.4. Phân tích hồi quy tuyến tính và kiểm định giả thuyết 4.4.1. Phân tích tương quan 4.4.1. Phân tích tương quan
Trước khi phân tích tương quan tác giả tiến hành thống kê mô tả hiệu quả cơng tác quản lý rủi ro hàng hóa XNK dựa trên hai tiêu chí sự tuân thủ và kiểm soát
rủ ro. Kết quả đo lường dựa trên hai tiêu chí này lần lượt đạt 3.64 và 3.45 điều này cho thấy rằng cơng tác quản lý rủi ro đối với hàng hóa XNK tại cục Hải quan Bình Định cịn nhiều khó khăn hạn chế, những khó khăn hạn chế cụ thể đã nêu rõ trong phần thực trạng như quy trình quản lý rủi ro hàng hóa XNK, yếu tố bất cập từ thể chế quản lý pháp luật- chính sách của nhà nước, chất lượng nguồn nhân lực hải quan, cơ sở vật chất kỹ thuật, nguyên nhân từ sự tuân thủ của DN và ảnh hưởng của thị trường trong nước và quốc tế.
Bảng 4.5. Đánh giá hiệu quả quản trị rủi ro hàng hóa xuất nhập khẩu Đo lường hiệu quả quản lý rủi ro hàng hóa
XNK
Giá trị trung
bình Độ lệch chuẩn
Sự tuân thủ của các DN trong lĩnh vực hải quan
ngày càng cao 3.64 1.034
Kiểm soát chặt chẽ các rủi ro nhằm giảm thất thu ngân sách và tạo thuận lợi cho hoạt động thương mại quốc tế
3.45 1.135
Nguồn: Tác giả phân tích tổng hợp dữ liệu SPSS 22
Luận văn sử dụng hệ số tương quan tuyến tính r theo Karl Pearson (1897) để kiểm định sự tương quan giữa các biến độc lập là và biến phụ thuộc: Quy trình QLRR (QT), Thể chế (TC), Chất lượng nguồn nhân lực (NL), Cơ sở vật chất kỹ thuật (VC), Mức tuân thủ pháp luật của DN (DN), Thị trường trong nước và quốc tế (TT) và Hiệu quả QLRR hàng hóa XNK tại Cục hải quan Bình Định (HQ). Thực hiện mã hóa lại theo thứ tự tương ứng Quytrinh, Theche,Vatchat, Nhanluc, Doanhnghiep, Thitruong và hieuqua là các giá trị trung bình của nhóm nhân tố được điều chỉnh là giá trị dùng để thực hiện phân tích sự tương quan, kiểm định mơ hình hồi quy và các kiểm định khác. Sử dụng phần mềm SPSS 22 Kiểm định Linear:
Bảng 4.6: Phân tích tương quan
Hieuqua Quytrinh Thitruong Nhanluc Doanhnghiep Vatchat Theche
Hieuqua 1 .481 ** .246** .467** .366** .302** .195* .000 .005 .000 .000 .000 .026 Quytrinh .481** 1 .038 .217* .124 .150 .095 .000 .665 .013 .159 .090 .282 Thitruong .246** .038 1 .103 .099 .030 -.188* .005 .665 .245 .264 .731 .032 Nhanluc .467 ** .217* .103 1 .148 .137 .097 .000 .013 .245 .092 .121 .271 Doanhnghiep .366 ** .124 .099 .148 1 .160 .014 .000 .159 .264 .092 .068 .871 Vatchat .302** .150 .030 .137 .160 1 -.089 .000 .090 .731 .121 .068 .317 Theche .195* .095 -.188* .097 .014 -.089 1 .026 .282 .032 .271 .871 .317
Nguồn: Tác giả phân tích tổng hợp dữ liệu SPSS 22
Các hệ số tương quan cho thấy mối tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc QLRR hàng hóa XNK tại Cục hải quan Bình Định. Các giá trị sig đều nhỏ hơn 0,05 nên ta có thể kết luận rằng chúng đều có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên, do trong phân tích nhân tố khám phá EFA tác giả đã chọn phương pháp Principal Component với phép xoay Varimax, vì vậy các biến độc lập trong mơ hình khơng tương quan nhau vì nếu tương quan sẽ xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Ngồi ra để đảm bảo mơ hình có ý nghĩa, ta cần tiến hành kiểm tra thêm về đa cộng tuyến và tự tương quan. Để dị tìm hiện tượng đa cộng tuyến ta căn cứ trên độ chấp nhận của biến (Tolerance) và hệ số VIF. Kết quả phân tích hồi quy sử dụng phương pháp Enter, cho thấy hệ số phóng đại phương sai VIF nhỏ hơn 10 và độ chấp nhận của biến (Tolerance) lớn hơn 0,1. Hệ số VIF nhỏ hơn 10 và độ chấp nhận
của biến (Tolerance) lớn hơn 0,1 nên có thể bác bỏ giả thuyết mơ hình bị đa cộng tuyến.
Tra bảng thống kê Durbin-Watson với số mẫu quan sát bằng 130 và số biến độc lập là 06 ta có du = 1,71. Như vậy, đại lượng d nằm trong khoảng (du, 4 - du) hay trong khoảng (1.51, 2.29) thì ta có thể kết luận các phần dư là độc lập với nhau. Kết quả kiểm định Durbin-Waston cho giá trị d = 2.127 nằm trong khoảng cho phép. Ta có thể kết luận khơng có hiện tượng tự tương quan trong mơ hình biến phụ thuộc Hiệu quả QLRR hàng hóa XNK tại Cục hải quan Bình Định.
Bảng 4.7. Kiểm tra đa cộng tuyến
Mơ hình
Thống kê đa cộng tuyến
Độ chấp nhậncủa biến Hệ số phóng đạiphương sai (VIF) Quytrinh .924 1.082 Thitruong .942 1.062 Nhanluc .913 1.096 Doanhnghiep .945 1.058 Vatchat .937 1.068 Theche .932 1.073 Nguồn: Xử lý số liệu bằng SPSS
Như vậy mơ hình hồi quy xây dựng là đảm bảo độ phù hợp, các biến độc lập có thể giải thích tốt cho biến phụ thuộc trong mơ hình.
4.4.2. Phân tích hồi quy
Nhằm kiểm định sự phù hợp của mơ hình đề nghị trong chương 3, tác giả tiến hành chạy hồi quy với biến phụ thuộc (Dependent) là Quytrinh, Theche,Vatchat, Nhanluc, Doanhnghiep, Thitruong và hieuqualà các giá trị trung
bình của các nhóm nhân tố sử dụng phương pháp phân tích hồi quy tuyến tính Enter/Remove bằng phần mềm SPSS IBM 22 kết quả như sau:
Kiểm định sự phù hợp của mơ hình: Để đánh giá sự phù hợp của mơ hình
ta sử dụng hệ số R2 hiệu chỉnh thay cho hệ số xác định R2. Bởi lẽ, giá trị R2 sau khi hiệu chỉnh sẽ nhỏ hơn và phản ánh thực tế hơn hệ số xác định R2.Kết quả phân tích
cho thấy hệ số R2 hiệu chỉnh = 0.503 tức là 50.3% sự biến thiên của nhân tố phụ thuộc QLRR hàng hóa XNK tại Cục hải quan Bình Định được giải thích bởi các biến độc lập trong mơ hình.
Kiểm định độ phù hợp của mơ hình:Để kiểm định độ phù hợp của mơ hình
ta sử dụng các công cụ kiểm định F và kiểm định t. Để có thể suy mơ hình này thành mơ hình của tổng thể ta cần phải tiến hành kiểm định F thơng qua phân tích phương sai.
Giả thuyết H0 là βk = 0. Ta có Sig. của F = 0,00 < 0,05 nên bác bỏ giả thuyết H0. Dựa vào bảng kết quả hồi quy sử dụng phương pháp enter, ta có mức giá trị Sig của các nhân tốcó giá trị sig < 0,05 nên bác bỏ giả thiết H0: 08 nhân tố này khơng giải thích được cho biến phụ thuộc.
Kiểm định về liên hệ tuyến tính phương sai bằng nhau
Chúng ta xem xét đồ thị phân tán giữa giá trị phần dư đã chuẩn hóa và giá trị dự đốn đã chuẩn hóa mà hồi quy cho ra để kiểm tra giả định liên hệ tuyến tính và phương sai khơng đổi có thỏa mãn hay khơng.
Hình 4.1. Biểu đồ phân tán phần dư
Nguồn: Xử lý số liệu bằng SPSS
Dựa vào Hình 4.1, có thể nhận thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đường đi qua tung độ 0 chứ khơng tạo thành một hình dạng nào cả. Do đó giả định về liên hệ tuyến tính và phương sai bằng nhau của hồi quy thứ nhất không bị vi phạm.
Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư
Phần dư có thể khơng tn theo phân phối chuẩn vì những lý do như sử dụng sai mơ hình, phương sai khơng phải hằng số, số lượng các phần dư không đủ nhiều để phân tích… Vì vậy, tác giả nghiên cứu quyết định tiến hành khảo sát phân phối của phần dư bằng phương pháp xây dựng biểu đồ tần số của các phần dư Histogram.
Hình 4.2. Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa
Nguồn: Xử lý số liệu bằng SPSS
Dựa vào Hình 4.2, có thể nhận thấy, biểu đồ có dạng hình chng. Giá trị trung bình mean gần bằng 0 và độ lệch chuẩn Std.Dev là 0,989 gần bằng 1. Như vậy có thể kết luận phân phối của phần dư là xấp xỉ chuẩn.
Giải thích mơ hình
Bảng 4.8 Hệ số của mơ hình hồi quy
Mơ hình
Phương sai chưa chuẩn
hóa
Phương sai
chuẩn hóa Sig.
B Beta
(Constant) -1.054 .017
Quytrinh .269 .335 .000
Nhanluc .275 .296 .000 Doanhnghiep .253 .228 .001 Vatchat .159 .186 .005 Theche .132 .187 .004 R bình phương hiệu chỉnh 0.503 Dubinwaston 2.127 F-Stastics 22.773 Sig. F 0.0000
Nguồn: Tác giả phân tích tổng hợp dữ liệu SPSS 22
Qua bảng hệ số của mơ hình hồi quy (bảng 4.8), ta thấy mối quan hệ tuyến tính giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc của mơ hình được thể hiện trong phương trình sau:
Hieuqua=0.269quytrinh+0.223thitruong+0.275Nhanluc+0.253doanhnghiep+0. 159vatchat+0.132theche-1.054
Theo phương trình trên cho thấy 06 nhân tố đều có tác động đến QLRR hàng hóa XNK tại Cục hải quan Bình Định. Trong đó, nhân tố ảnh hưởng nhiều nhất là Chất lượng nguồn nhân lực(nhanluc) giải thích 27.5% ý nghĩa của mơ hình hồi quy với β3=0.275, yếu tố Quy trình QLRR(quytrinh) giải thích mức ý nghĩa 26.9% cao thứ hai với (β1=0.269), còn nhân tố tuân thủ của DN (doanhnghiep) tác động mạnh thứ ba sau sự tin cậy đến QLRR hàng hóa XNK tại Cục hải quan Bình Địnhvới β4=0.253. Nhân tố thị trường trong nước và thế giới tác động tích cực đến mơ hình hồi quy với β3=0.223 đồng thời nhân tố giải thích 22.3% ý nghĩa tác động đến biến phụ thuộc. Yếu tố cơ sở vật chất, kỹ thuật và yếu tốthể chế tác động đến tích cực đến mơ hình hồi quy ở mức tương đương nhau lần lượt là β5=0.159 và β6=0.132. Đồng thời, kết quả phân tích cho thấy sig của 06 thành phần đều nhỏ hơn 0,05 nên ta có thể kết luận 06thành phần này tất cả có ý nghĩa thống kê. Các nhân tố trên giải thích 50.3% ý nghĩa của mơ hình hồi quy các nhân tố ảnh hưởng đến QLRR hàng hóa XNK tại Cục hải quan Bình Định.
Với các nhân tố từ 1 đến 6 đã được mơ tả giải thích ở chương 2 phương pháp nghiên cứu; để xem xét các nhân tố của mơ hình có thực sự tác động đến hành vi nhân tố tạo động lực hay không, tác giả tiến hành kiểm định cặp giả thiết sau với
mức ý nghĩa 5%. Kết quả kiểm định cho các giá trị như sau:
Bảng 4.9: Kết quả kiểm định cặp giả thiết
STT Nhân tố B Sig. Kết luận Dấu tác
động 1. Quytrinh .269 .000 < 5%, Chấp nhận Ho => Nhân tố 1 tác động + 2. Thitruong .223 .001 < 5%, Chấp nhận Ho => Nhân tố 2 tác động + 3. Nhanluc .275 .000 <5%, chấp nhận Ho => Nhân tố 3 tác động + 4. Doanhnghiep .253 .001 < 5%, chấp nhận Ho => Nhân tố 4 tác động + 5. Vatchat .159 .005 <5%, chấp nhận Ho => Nhân tố 5 tác động + 6. Theche .132 .004 <5%, chấp nhận Ho => Nhân tố 6 tác động +
Nguồn: kết quả nghiên cứu của tác giả
4.5 Kiểm định sự khác biệt:
Sau khi thực hiện phân tích hồi quy mơ hình các nhân tố ảnh hưởng đến QLRR hàng hóa XNK tại Cục hải quan Bình Định. Tác giả kiểm định One Way Anova sự khác biệt về nơi cơng tác, trình độ, vị trí cơng tác, kinh nghiệm đối với QLRR hàng hóa XNK tại Cục hải quan Bình Định và các yếu tố ảnh hưởng.Điều kiện để có sự khác biệt là Sig nhỏ hơn 0.05.
Bảng 4.10. Kiểm định One Way Anova
Nhân tố Nơi cơng tác Trình độ Thâm niên
cơng tác
Vị trí cơng tác
F Sig. F Sig. F Sig. F Sig.
hieuqua 0.215 0.807 1.182 0.319 0.267 0.766 2.399 0.071 Quytrinh 0.151 0.86 0.755 0.522 1.258 0.288 2.073 0.107 Thitruong 0.600 0.55 1.72 0.166 0.314 0.731 4.183 0.007 Nhanluc 0.537 0.586 1.047 0.374 4.57 0.012 0.669 0.572 Doanhnghiep 0.495 0.611 1.084 0.358 0.223 0.8 3.719 0.013 Vatchat 0.825 0.441 1.427 0.238 0.839 0.434 0.858 0.465 Theche 0.233 0.793 1.965 0.123 0.13 0.878 0.64 0.591
Qua kết quả tổng hợp bảng phân tích cho thấy các đối tượng điều tra có độ tuổi khác nhau thì đánh giá vềcác yếu tố ảnh hưởng tới QLRR hàng hóa XNK tại Cục hải quan Bình Định khơng có sự khác biệt. Đối với trình độ chun mơn, các đối tượng đánh giá khơng có sự khác biệt quan điểm khi đánh giá về hiệu quả QLRR hàng hóa xuất nhập khẩu, đối với tuổi tác thì có sự khác biệt về đánh giá nhân tố ảnh hưởng tới QLRR với mức ý nghĩa 5%. Trong khi đó các đối tượng điều tra theo tiếp cận thủ tục hành chính, kinh nghiệm khơng có sự khác nhau có quan điểm khác nhau đối với các yếu tố ảnh hưởng đến QLRR hàng hóa XNK tại Cục hải quan Bình Định. Như vậy có thể nói các đối tượng khác nhau có quan điểm khác chỉ có phân loại mẫu điều tra theo tuổi tác đánh giá về các nhân tố của mơ hình các nhân tố ảnh hưởng đến QLRR hàng hóa XNK tại Cục hải quan Bình Định.
4.6. Kết quả nghiên cứu 4.6.1. Phát hiện nghiên cứu 4.6.1. Phát hiện nghiên cứu
Từ kết quả phân tích dữ liệu nghiên cứu ta thấy khi áp dụng mơ hình cho nghiên cứu các thang đo (bàng phỏng vấn)130 chuyên gia đến từ Tổng cục Hải quan, Cục Hải quan Bình Định cho thấy khơng hình thành những khái niệm khác so với mơ hình gốc lý thuyết được tác giả xây dựng. Có thể thấy trong nghiên cứu này đối với những mơi trường văn hóa, giới tính, trình độ nhận thức khác nhau, kinh nghiệm, thời điểm nghiên cứu khác nhau, nơi làm việc khác nhau, vị trí làm việc… Có thể có những ảnh hưởng đánh giá của chuyên gia đối với các nhân tố ảnh hưởng và hiệu quả QLRR hàng hóa XNK tại Cục hải quan Bình Định. Và qua quá trình kiểm định thang đo Cronh’s bach Alpha, phân tích nhân tố khám phá EFA, kiểm định hồi quy như kiểm định tương quan, đa cộng tuyến, kiểm định sự phù hợp, kiểm định về liên hệ tuyến tính phương sai bằng nhau, kiểm định phân phối chuẩn phần dư cho thấy:Mơ hình nghiên cứu lý thuyết của tác giả phù hợp với thực tiễn QLRR hàng hóa XNK tại Cục hải quan Bình Định bao gồm 06biến độc lập: Quy trình QLRR, Thể chế, Chất lượng nguồn nhân lực, Cơ sở vật chất kỹ thuật, Mức tuân thủ pháp luật của DN, Thị trường trong nước và quốc tếvà biến phụ thuộc: Hiệu quả QLRR hàng hóa XNK tại Cục hải quan Bình Định. Dưới đây là bảng tóm tắt kết quả
4.6.2. Kết quả nghiên cứu
Kết quả nghiên cứu đã giúp tác giả trả lời được hai câu hỏi đặt ra ở phần mục đích nghiên cứu:
(1) Xác định mơ hình các nhân tố ảnh hưởng đến QLRR hàng hóa XNK tại Cục hải quan Bình Định.
(2) Mức độ ảnh hưởng của từng nhân tố đến QLRR hàng hóa XNK tại Cục hải quan Bình Định.
Đối với câu hỏi thứ nhất, kết quả nghiên cứu cho thấy trong điều kiện nghiên cứu tại cơ quan hành chính nhà nước như cục Hải quan Bình Định, các nhân tố trong mơ hình gốc khơng hình thành những khái niệm khác so với các nghiên cứu trước đó của Widdowson (2005, Geourjon, Laporte & Rota Graziozi (2010); Laporte (2011). Biljan và Trajkov (2012), Desiderio & Bergami (2014). Cụ thể trong nghiên cứu QLRR hàng hóa XNK tại Cục hải quan Bình Định chịu ảnh hưởng trực tiếp của 06 nhân tố: Quy trình QLRR, Thể chế , Chất lượng nguồn nhân lực, Cơ
sở vật chất kỹ thuật, Mức tuân thủ pháp luật củaDN, Thị trường trong nước và quốc tế.
Đối với câu hỏi thứ hai, kết quả nghiên cứu cho thấy tất cả các nhân tố đều ảnh hưởng tích cực đến QLRR hàng hóa XNK tại Cục hải quan Bình Định, tuy nhiên mức độ ảnh hưởng của chúng là khác nhau.
Trong đó, nhân tố ảnh hưởng nhiều nhất là chất lượng nguồn nhân lực