Chương 3: THỰC TRẠNG TÁI CƠ CẤU NGÀNH HÀNG THỦY SẢN XUẤT KHẨU VIỆT NAM ĐỂ THAM GIA VÀO CHUỖI GIÁ TRỊ TOÀN CẦU TRONG THỜI GIAN QUA
3.4. Các nhân tố tác động đến tái cơ cấu ngành hàng thủy sản xuất khẩu Việt
3.4.6. Phân tích hồi quy
- Các nhân tố ảnh hưởng đến tái cơ cấu ngành thuỷ sản xuất khẩu
Như đã trình bày ở trên, để đánh giá tác động của các nhân tố ảnh hưởng đến tái cơ cấu ngành thuỷ sản xuất khẩu, tác giả sử dụng mô hình hồi qui bội. Từ kết quả phân tích nhân tố nêu trên, đã xác định được có 6 nhóm nhân tố ảnh hưởng đến tái cơ cấu ngành thủy sản Việt Nam xuất khẩu nhằm tham gia vào chuỗi giá trị toàn cầu. Mô hình hồi quy được viết như sau:
Y= ò0+ò1X1+ò2X2+ò3X3+ò4X4+ò5X5+ ò6X6
Trong đó
Y: Tái cơ cấu ngành thuỷ sản
X1: Hoạt động đầu vào X2: Hoạt động marketing X3: Sản xuất chế biên X4: Dịch vụ khách hàng X5: Hoạt động hỗ trợ X6: Hoạt động hậu cần
Kết quả ở Bảng 4.14 cho thấy, hệ số R2 hiệu chỉnh (Adjusted R S quare) bằng 0,767 nghĩa là mô hình hồi qui tuyến tính bội đã xây dựng là phù hợp với dữ liệu. Hệ số R2 bằng 76,7% cho thấy sự biến thiên của mức độ ảnh hưởng đến tái cơ cấu ngành thuỷ sản xuất khẩu được giải thích bởi các yếu tố đưa vào mô hình, còn lại là các yếu tố khác chưa được nghiên cứu. Bên cạnh đó, Hệ số Durbin – Watson của mô hình là 1,907 >2, chứng tỏ không có hiện tượng tự tương quan [Mai Văn Nam, 2008].
Ta thấy trong kết quả kiểm định theo Bảng 4.15, phân tích ANOVA với F=
107.601 có mức ý nghĩa Sig. = 0,000<0,01 (α= 0.01) nên cho thấy mô hình hồi quy bội vừa xây dựng là phù hợp với tổng thể nghiên cứu và có thể được sử dụng.
Căn cứ vào Bảng 4.11, ta thấy tất cả các nhân tố đều có hệ số phóng đại VIF
<2, do đó, vấn đề đa cộng tuyến không ảnh hưởng đáng kế đến kết quả hồi quy.
Phương trình hồi quy thể hiện mối quan hệ thể hiện sự hài lòng với các yếu tố tác động được viết như sau:
Y = -1.011+ 0.350X1+ 0.093X2+ 0.284X3+ 0.124X4+ 0.199X5+ 0.160X6
Tất cả các hệ số trong phương trình hồi quy trên đây đều mang dấu dương (hằng số âm), điều đó có nghĩa là cả 6 nhóm nhân tố nghiên cứu đều có tác động tích cực đến tái cơ cấu ngành thuỷ sản xuất khẩu. Bên cạnh đó, độ phóng đại phương sai (VIF) của các biến trong mô hình nhỏ hơn 2 nên ta có thể kết luận các biến đưa vào mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến [Mai Văn Nam, 2008].
Kết quả phân tích trên cho thấy, tất cả 6 biến đưa vào mô hình đều có ý nghĩa thống kê (Sig. <5%). Từ bảng kết quả phân tích hồi quy đa biến với các chỉ số beta, khi cải thiện bất kỳ nhân tố nào đều làm ảnh hưởng đến tái cơ cấu ngành thuỷ sản xuất khẩu. Cụ thể, hiệu quả giá trị gia tăng chịu tác động nhiều nhất của nhân tố Hoạt động đầu vào ò1= 0,350. Điều đú cú nghĩa là, nếu hoạt động đầu vào của doanh nghiệp xuất khẩu thuỷ sản cải thiện được một đơn vị, thì tái cơ cấu ngành thuỷ sản sẽ cải thiện được 0,350 đơn vị. Tiếp theo là nhõn tố sản xuất chế biến với hệ số ò3= 0,284, thứ 3 là nhõn tố hoạt động hỗ trợ (ò5= 0,199), thứ 4 là nhõn tố hoạt động hậu cần (ò6= 0,160), thứ 5 là nhõn tố Dịch vụ khỏch hàng (ò4= 0,124), và cuối cựng là nhõn tố hoạt động marketing (ò2= 0,095).
Bảng 3.15: Kết quả hồi quy các nhân tố ảnh hưởng tới Hoạt động tái cơ cấu ngành thuỷ sản xuất khẩu
Model
Unstandardized Coefficients
Standardized Coefficients
t Sig. VIF
B Std.
Error Beta
1 (Constant) -1.011 .189 -5.352 .000
HDDV .350 .046 .338 7.556 .000 1.664
MARK .093 .045 .080 2.076 .039 1.227
SXCB .284 .037 .328 7.743 .000 1.491
DVKH .124 .040 .124 3.124 .002 1.308
HDHT .199 .043 .198 4.597 .000 1.543
HDHC .160 .049 .142 3.277 .001 1.574
R2/R2hiệu chỉnh .774/.767
F/Sig. 107.601/0.00; Durbin-Watson: 1,907 Dependent Variable: TCCa
Nguồn: Tác giả Phân tích SPSS từ số liệu khảo sát
Về giả định liên hệ tuyến tính, phương pháp được sử dụng là biểu đồ phân tán Scatterplot. Nhìn vào biểu đồ ta thấy phần dư không thay đổi theo một trật tự nào đối với giá trị dự đoán. Do đó, giả thiết về liên hệ tuyến tính không bị vi phạm.
Giả định phân phối chuẩn của phần dư được kiểm tra qua biểu đồ Histogram và đồ thị Q-Q plot. Nhìn vào biểu đồ Histogram ta thấy phần dư có dạng gần với phân phối chuẩn, giá trị trung bình gần bằng 0 và độ lệch chuẩn gần bằng 1 (cụ thể là 0.984). Đồ thị Q-Q plot biểu diễn các điểm quan sát thực tế tập trung khá sát đường chéo những giá trị kỳ vọng, có nghĩa là phần dư có phân phối chuẩn.
Kiểm tra vấn đề đa cộng tuyến. Như đã đề cập ở phần phân tích tương quan, giữa các biến độc lập có tương quan yếu với nhau, điều này sẽ tạo ra khả năng đa cộng tuyến của mô hình. Vì vậy, ta sẽ kiểm tra thêm hệ số phóng đại phương sai (Variance inflation factor – VIF). Kết quả phân tích cũng cho thấy hệ số phóng đại phương sai (VIF) của các biến là tương đối nhỏ (tất cả đều nhỏ hơn 2). Do đó, hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mô hình này là nhỏ, không ảnh hưởng đáng kể đến kết quả hồi quy.
Dựa vào kết quả phân tích hồi quy, kết quả giá trị hồi qui chuẩn (Standardized Coefficients Beta) cho ta biết tầm quan trọng của từng biến độc lập đối với biến phụ thuộc. 6 nhân tố ảnh hưởng đến tái cơ cấu ngành thuỷ sản xuất khẩu, đó là: Hoạt động đầu vào, Hoạt động marketing, Sản xuất chế biên, Dịch vụ khách hang, Hoạt động hỗ trợ, và Hoạt động hậu cần. Từ những phân tích trên, ta có thể kết luận, mô hình lý thuyết thích hợp với dữ liệu nghiên cứu và các giả thuyết nghiên cứu (giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5 và H6) được chấp nhận.
- Phân tích mối quan hệ của tái cơ cấu và giá trị gia tăng ngành thuỷ sản xuất khẩu.
Để kiểm định giả thuyết H7, nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi quy đơn biến đặt biến độc lập là biến Tái cơ cấu và biến phụ thuộc là biến Giá trị gia tăng.
Kết quả kiểm định được thể hiện ở Bảng 3.16.
Bảng 3.16. Kiểm định mối quan hệ giữa TCC và GTGT
Model
Unstandardized Coefficients
Standardized Coefficients
t Sig.
VIF B Std. Error Beta
1 (Constant) 1.940 .200 9.677 .000
TCC .340 .063 .359 5.351 .000 1.000
F-value (P) 28.634 (P= 0.00) R2/R2 Adjusted 0.229/0.225 Durbin-Watson 1.927169 a. Dependent Variable: GTGT
Nguồn: Nguồn: Tác giả Phân tích SPSS từ số liệu khảo sát Kết quả hồi quy ở Bảng 4.18 cho thấy hệ số R2hiệu chỉnh = 22,5% có nghĩa là 22,5% sự biến thiên của mức độ ảnh hưởng tới nâng cao giá trị gia tăng ngành thuỷ sản xuất khẩu được giải thích bởi các yếu tố tái cơ cấu, còn lại là các yếu tố khác chưa được nghiên cứu. Hệ số P của giá trị F = 0,00 nhỏ hơn rất nhiều so với mức ý nghĩa α = 5%, nên mô hình hồi quy có ý nghĩa, tức là biến độc lập có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc. Hệ số Durbin – Watson của mô hình là 1,927, chứng tỏ không có hiện tượng tự tương quan [Mai Văn Nam, 2008]. Bên cạnh đó, độ phóng đại phương sai (VIF) của các biến trong mô hình nhỏ hơn 2, nên ta có thể kết luận các biến đưa vào mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến [Mai Văn Nam, 2008].
Dựa vào phương trình hồi qui ta thấy, yếu tố Tái cơ cấu có tương quan thuận nâng cao Giá trị gia tăng (giả thuyết H7 được chấp nhận). Cụ thể: Khi nhân tố Hoạt động đào tạo tăng thêm 1 đơn vị thì giá trị gia tăng ngành thuỷ sản sẽ tăng thêm 0,340 đơn vị.