3.3.4.1 Giả định liên hệ tuyến tính
Tác giả dùng phƣơng pháp vẽ đồ thị phân tán giữa các phần dƣ và giá trị dự đoán (tất cả đều đƣợc chuẩn hóa) là kết quả kết xuất từ mô hình hồi qui tuyến tính lôgarít cho ra. Nếu giả định có sự liên hệ tuyến tính giữa hai giá trị này và phƣơng sai bằng nhau không vi phạm, thì sẽ không thấy có mối liên hệ gì giữa các giá trị dự đoán và phần dƣ chúng sẽ phân tán rất ngẫu nhiên. Kết quả nhƣ sau:
Hình 3. 2: Đồ thị phân tán giữa các phần dƣ và giá trị dự doán chuẩn hóa
Về giả định liên hệ tuyến tính và phƣơng sai bằng nhau: Từ kết quả đồ thị phân tán giữa các phần dƣ chuẩn hóa và giá trị dự đoán chuẩn hóa, không thấy có liên hệ gì giữa các giá trị dự đoán và phần dƣ, chúng phân tán ngẫu nhiên trong vùng xung
Gi á tr ị d ự đ oán c h u ẩn h óa
Biến phụ thuộc: sản lƣợng thu hoạch
quanh đƣờng đi qua có giá trị tung độ bằng 0, không tạo thành một hình dạng nào cả. Nhƣ vậy giả định tuyến tính và phƣơng sai bằng nhau đƣợc thỏa mãn. Điều này chứng tỏ giả định có quan hệ tuyến tính không bị vi phạm.
3.3.4.2 Giả định phương sai của sai số không đổi
Hình 3. 3: Biểu đồ Histogram (tần số) của phần dƣ chuẩn hóa
Về giả định phân phối chuẩn của phần dƣ: Trong các giá trị của đồ thị, có thể nói phân phối phần dƣ xấp xỉ chuẩn (trung bình Mean = -1.03E-15 và độ lệch chuẩn Std.Dev. = 0,966 tức là gần bằng 1). Do đó có thể kết luận rằng giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Hoặc xem biểu đồ P-P plot so sánh giữa phân phối tích lũy của phần dƣ quan sát trên trục hoành và phân phối tích lũy kỳ vọng trên trục tung ta thấy các điểm phân bố nằm trên hoặc rất gần đƣờng chéo nên ta có thể kết luận rằng phân phối phần dƣ coi nhƣ gần chuẩn.
Biến phụ thuộc: sản lƣợng thu hoạch
Phần dƣ chuẩn hóa Ph ần tră m Trung bình = -1.03E-15 Độ lệch chuẩn = 0,966 Cỡ mẫu = 149
Hình 3. 4: Biểu đồ phân phối tích lũy của phần dƣ
3.3.4.3 Giả định về tính độc lập của sai số (Không có tự tương quan giữa các phần dư)
Căn cứ vào kết quả của bảng 3.24 (mô hình tổng quát trong phân tích hồi qui) hệ số kiểm định Dubin – Waston = 2,431 (1<2,431<3) vì vậy mô hình đƣợc đề xuất xem nhƣ không có tự tƣơng quan (Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Nhƣ vậy giả định về tính độc lập của sai số đƣợc chấp nhận (không có tự tƣơng quan giữa các phần dƣ).
3.3.4.2 Giả định không có mối tương quan giữa các biến độc lập (Đo lường đa cộng tuyến)
Căn cứ vào kết quả của bảng 3.26 (Các hệ số) cho thấy độ chấp nhận của biến (Tolerance) cao và hệ số phóng đại phƣơng 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 dƣ Biến phụ thuộc: Sản lƣợng thu hoạch
Phân ph ối tích lũy k ỳ v ọng
Bảng 3. 26: Các hệ số
Mô hình Hệ số chƣa chuẩn hóa
Hệ số chuẩn hóa Kiểm định (t) Mức ý nghĩa (Sig.) Kiểm định đa cộng tuyến
B Sai số Beta Dung sai VIF
1 (Constan t) 3368.981 3036.312 1.110 .272 MDN -50.208 45.257 -.100 -1.109 .273 .225 4.435 SN_KN -64.244 71.042 -.052 -.904 .370 .552 1.811 DT1 .144 .016 .700 8.900 .000 .295 3.388 DT2 -7.724 12.198 -.084 -.633 .529 .103 9.721 TG_nuoi 222.196 221.829 .052 1.002 .321 .674 1.483 Thuoc -.212 .048 -.247 -4.444 .000 .591 1.691 HT1 203.169 2010.468 .025 .101 .920 .029 34.781 HT2 -1177.912 1398.858 -.146 -.842 .404 .061 16.496 KCG -2.113 43.492 -.003 -.049 .961 .545 1.836 2 (Constan t) 3351.228 2984.617 1.123 .267 MDN -50.569 44.205 -.101 -1.144 .258 .232 4.315 SN_KN -63.500 68.690 -.051 -.924 .360 .579 1.727 DT1 .144 .016 .700 8.996 .000 .296 3.380 DT2 -7.764 12.050 -.085 -.644 .522 .103 9.676 TG_nuoi 222.188 219.649 .052 1.012 .317 .674 1.483 Thuoc -.212 .045 -.248 -4.670 .000 .636 1.571 HT1 169.357 1867.629 .021 .091 .928 .033 30.613 HT2 -1190.844 1359.804 -.148 -.876 .385 .063 15.899 3 (Constan t) 3510.826 2387.360 1.471 .147 MDN -53.063 34.270 -.106 -1.548 .128 .378 2.644 SN_KN -62.660 67.411 -.051 -.930 .357 .590 1.695 DT1 .144 .016 .700 9.122 .000 .298 3.357 DT2 -8.480 9.020 -.093 -.940 .351 .181 5.526 TG_nuoi 223.630 216.973 .052 1.031 .307 .678 1.476 Thuoc -.214 .041 -.250 -5.198 .000 .761 1.313 HT2 -1270.030 1032.363 -.158 -1.230 .224 .107 9.342 4 (Constan t) 2748.824 2239.319 1.228 .225 MDN -63.083 32.489 -.125 -1.942 .058 .420 2.382 DT1 .138 .014 .667 9.830 .000 .380 2.630 DT2 -9.889 8.880 -.108 -1.114 .270 .186 5.370 TG_nuoi 250.498 214.763 .059 1.166 .249 .690 1.449 Thuoc -.222 .040 -.259 -5.505 .000 .794 1.260 HT2 -1096.614 1014.061 -.136 -1.081 .284 .111 9.037 5 (Constan t) 3231.257 2197.872 1.470 .147 MDN -85.770 24.846 -.171 -3.452 .001 .720 1.389
DT1 .144 .013 .698 11.308 .000 .461 2.168 DT2 -17.541 5.374 -.192 -3.264 .002 .510 1.960 TG_nuoi 190.795 207.871 .045 .918 .363 .739 1.354 Thuoc -.229 .040 -.267 -5.735 .000 .813 1.229
Mô hình Hệ số chƣa chuẩn hóa
Hệ số chuẩn hóa Kiểm định (t) Mức ý nghĩa (Sig.) Kiểm định đa cộng tuyến
B Sai số Beta Dung sai VIF
6 (Constan t) 5178.218 574.585 9.012 .000 MDN -82.480 24.551 -.164 -3.360 .001 .735 1.360 DT1 .145 .013 .703 11.453 .000 .465 2.150 DT2 -18.879 5.165 -.206 -3.655 .001 .551 1.816 Thuoc -.215 .037 -.250 -5.833 .000 .951 1.051
a. Biến phụ thuộc: sản lượng thu hoạch
Ghi chú: SL: sản lượng thu hoạch, MDN: mật độ nuôi, SN_KN: số năm kinh nghiệm, DT1: diện tích nuôi ao, DT2: diện tích nuôi lồng, TG_nuôi: Thời gian nuôi, HT1: hình thức nuôi ao, HT2: hình thức nuôi lồng, KCG: kích cỡ giống, thuoc: Thuốc.
Kết quả phân tích ở bảng 3.26, tác giả nhận thấy mô hình 06 với 4 biến độc lập có kiểm định (t) khá lớn từ 3,360 đến 11,453 hay mức ý nghĩa khá nhỏ, từ 0,000 đến 0,01; thỏa mãn độ tin cậy 90% hoặc 95%. Do đó, có thể nói rằng việc tăng sản lƣợng thu hoạch cá mú chấm đen nuôi thƣơng phẩm của các hộ nuôi phụ thuộc khá chặt chẽ vào các nhân tố: mật độ nuôi (MDN), diện tích nuôi ao (DT1), diện tích nuôi lồng (DT2) và thuốc (thuoc).
Bảng 3. 27: Các biến bị loại sau khi phân tích
Mô hình Beta In Kiểm định (t) Mức ý nghĩa (Sig.) Tƣơng quan riêng phần Đa cộng tuyến Dung sai VIF
Dung sai nhỏ nhất 2 KCG -.003a -.049 .961 -.007 .545 1.836 .029 3 KCG -.001 b -.015 .988 -.002 .619 1.616 .107 HT1 .021b .091 .928 .013 .033 30.613 .033 4 KCG .007c .133 .895 .018 .635 1.574 .111 HT1 -.008c -.034 .973 -.005 .033 30.057 .033 SN_KN -.051c -.930 .357 -.128 .590 1.695 .107 5 KCG .008d .158 .875 .022 .636 1.573 .430 HT1 .118d .679 .500 .093 .058 17.128 .058 SN_KN -.039d -.716 .477 -.098 .610 1.640 .323 HT2 -.136d -1.081 .284 -.147 .111 9.037 .111 6 KCG .010e .197 .845 .027 .637 1.571 .454 HT1 .096e .553 .582 .075 .059 16.835 .059 SN_KN -.046e -.873 .386 -.118 .631 1.586 .333 HT2 -.098e -.806 .424 -.109 .118 8.440 .118 TG_nuo i .045 e .918 .363 .124 .739 1.354 .461
a. Dự đoán: mật độ nuôi (MDN), thời gian nuôi (TG_nuoi), hình thức nuôi (HT1, HT2), số năm kinh nghiệm (SN_KN), thuốc (thuoc), diện tích nuôi (DT1, DT2).
b. Dự đoán: mật độ nuôi (MDN), thời gian nuôi (TG_nuoi), hình thức nuôi (HT2), số năm kinh nghiệm (SN_KN), thuốc (thuoc), diện tích nuôi (DT1, DT2).
c. Dự đoán: mật độ nuôi (MDN), thời gian nuôi (TG_nuoi), hình thức nuôi (HT2), thuốc (thuoc), diện tích nuôi (DT1, DT2).
d. Dự đoán: mật độ nuôi (MDN), thời gian nuôi (TG_nuoi), thuốc (thuoc), diện tích nuôi (DT1, DT2).
e. Dự đoán: mật độ nuôi (MDN), thuốc (thuoc), diện tích nuôi (DT1, DT2). f. Biến phụ thuộc: sản lượng thu hoach (kg).
Căn cứ vào kết quả của bảng 3.27, ta thấy các nhân tố loại bỏ của mô hình 06 đều có sig >0,05. Do vậy, các nhân tố loại bỏ đều không có ý nghĩa thống kê. Nhƣ vậy các nhân tố loại bỏ là phù hợp.
Căn cứ vào hệ số Bêta ứng với từng nhân tố của mô hình 06 (bảng 3.26), tác giả xác định phƣơng trình thể hiện sản lƣợng thu hoạch cá mú chấm đen thƣơng phẩm dự đoán theo tất cả các biến độc lập đƣợc đƣa ra trong đề tài nghiên cứu là:
Ta có kết quả hồi qui của biến phụ thuộc Sản lƣợng cá mú nuôi thƣơng phẩm là: Yi= 5178.218- 82.480*MDNi - 0.215*thuoci + 0.145* DT1i-18.8785*DT2i+ei
Ý nghĩa của phƣơng trình trên cho biết rằng: trong điều kiện các biến khác không thay đổi, sản lƣợng của các hộ nuôi cá mú sẽ
- Tăng thêm trung bình 0,145 kg/vụ nếu hộ nuôi trong vùng tăng thêm 1m2 nuôi ao;
- Ngƣợc lại sản lƣợng của các hộ nuôi sẽ giảm trung bình 18,879 kg/vụ nếu trong vùng tăng 1m2 nuôi lồng;
- Nếu tăng mật độ nuôi 1 con/m2 ao, lồng, sản lƣợng sẽ giảm 82,480 kg/vụ; - Nếu tăng 1 đồng tiền thuốc, sản lƣợng sẽ giảm 0,215 kg/vụ (tƣơng đƣơng tăng 1.000 đồng tiền thuốc giảm 215 kg/vụ).
Nhƣ vậy, từ kết quả ƣớc lƣợng của các mô hình và phƣơng trình cho thấy sản lƣợng cá mú nuôi thƣơng phẩm ở các vùng nuôi tỉnh Khánh Hòa không chịu ảnh hƣởng bởi vùng nuôi và thức ăn, thời gian nuôi, kích cỡ giống, kinh nghiệm của hộ nuôi, vốn, hình thức nuôi mà chỉ ảnh hƣởng bởi 4 nhân tố mật độ, tiền thuốc và diện tích nuôi (ao, lồng). Trong đó, nhân tố diện tích ao có ảnh hƣởng tích cực đến sản lƣợng cá mú nuôi thƣơng phẩm, các nhân tố khác nhƣ mật độ nuôi, tiền mua thuốc và diện tích lồng có ảnh hƣởng không tích cực.
Các điều trên có thể giải thích do điều kiện nuôi các hộ qua nhiều năm kinh nghiệm nên các yếu tố thức ăn, thời gian nuôi, kích cỡ giống của các hộ gần tƣơng đƣơng nhau, không có sự chênh lệch mà sản lƣợng cá mú nuôi thƣơng phẩm không bị chi phối nhiều. Các hộ nuôi chỉ điều chỉnh về diện tích, mật độ nuôi và sử dụng thuốc làm thay đổi hiệu quả sản xuất. Vì vậy, hộ nuôi nên tận dụng ao đất trong đất liền tăng diện tích nuôi cá mú thƣơng phẩm, góp phần giảm tải cho nuôi cá mú nuôi lồng ngoài biển.
KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ 1 Kết luận
Từ những kết quả điều tra, đã đƣợc tính toán nêu ở các phần trên, luận văn rút ra đƣợc những kết luận sau:
* Hiện trạng nghề nuôi cá mú chấm đen thương phẩm
Tuổi trung bình thống kê là 43,2 tuổi, tuổi lớn nhất là 56 tuổi và tuổi nhỏ nhất là 29 tuổi. Giới tính của chủ hộ nuôi là nam giới chiếm 95 %, còn lại 5 % là nữ giới.
Trình độ học vấn của ngƣời nuôi cá mú tƣơng đối khá, tất cả đều biết chữ, trình độ chủ yếu từ cấp 2 trở lên: cấp 2 chiếm 33%, cấp 3 chiếm 63%. Trình độ chuyên môn thì 34/60 không có bằng cấp chuyên môn kỹ thuật, chiếm 57%; có 1 hộ nuôi có trình độ sau đại học chiếm 2%, có 6 chủ hộ nuôi có trình độ Đại học, chiếm 10%; 5 chủ hộ nuôi có trình độ Cao đẳng, chiếm 8%; và 14 chủ hộ nuôi có trình độ Trung cấp, chiếm 23%. Đặc biệt, trong 6 chủ hộ nuôi có trình độ đại học đều thuộc chuyên ngành nuôi trồng thủy sản chiếm 10%; chỉ có 1 chủ hộ có chuyên ngành đào tạo thuộc ngành kinh tế, chiếm 2 % và có 13 thuộc chuyên ngành khác, chiếm 22%. Phần lớn ngƣời dân nuôi ở đây lấy kinh nghiệm tự có nuôi cá mú từ ngƣời nuôi trƣớc là chính (có 40/60 hộ, chiếm 67%) và có kết hợp với chƣơng trình tập huấn tại địa phƣơng.
Kỹ thuật nuôi về cá mú, chủ yếu từ các lớp khuyến ngƣ, từ hội nghề cá và từ kinh nghiệm của bạn bè, học thầy. Có 48.33% hộ (29 hộ) tham khảo mức độ thƣờng xuyên trở lên từ các lớp khuyến ngƣ, 43.33% hộ (26 hộ) tham khảo mức độ thƣờng xuyên trở lên từ hội nghề cá và từ bạn bè, học thầy. Nguồn tham khảo ti vi, các hộ bán giống cũng có tham khảo nhƣng ở mức độ từ trung bình trở xuống.
Trong vụ nuôi 2013, có 15/60 hộ phải vay mƣợn thêm ở các nguồn bên ngoài để có vốn nuôi cá mú với tổng số vốn trên 1 tỉ đồng (chiếm 5.95 % trên tổng số vốn đầu tƣ/vụ nuôi).
Lƣơng bình quân cho một lao động trong tỉnh là tƣơng đối thấp khoảng gần 2.7 triệu đồng/tháng, trong đó lƣơng bình quân cho một lao động ở Nha Trang là cao nhất đƣợc hơn 3 triệu đồng/tháng và thấp nhất là ở Ninh Hòa với mức lƣơng gần 2.5 triệu/tháng .
Kinh nghiệm nuôi trồng thủy sản của 60 chủ hộ nuôi cá mú bình quân 10.5 năm, trong đó cao nhất là 20 năm, ít nhất là 2 năm.
* Hiệu quả kinh tế xã hội nghề nuôi cá mú thương phẩm
- Kết quả nghiên cứu tính đƣợc, giá thành để sản xuất ra 01 đơn vị sản phẩm cá mú nuôi thƣơng phẩm bình quân của các hộ nuôi vụ nuôi năm 2013 là 101.77 nghìn đồng/kg, trong đó biến phí chiếm hơn 60% là 67,43 nghìn đồng/kg, định phí chiếm hơn 30% là 34,35 nghìn đồng/kg.
- Chi phí nuôi trung bình tính trên 1 ha của các hộ nuôi của vụ nuôi là 264,2 triệu đồng/ha/vụ nuôi năm 2013.
- Kết quả điều tra cho thấy năng suất đạt đƣợc của các hộ nuôi trung bình là 2,6 tấn/ha/vụ năm 2013.
- Nghề nuôi cá mú thƣơng phẩm Khánh Hòa đã đóng góp vào giá trị sản xuất chung của tỉnh hơn 33,255 triệu đồng trong vụ nuôi năm 2013.
- Giá trị sản xuất tính trên 1 lao động/1 ha của vụ nuôi năm 2013 là 274.84 triệu đồng.
- Bình quân giá trị gia tăng trên mỗi hécta nuôi cá mú vụ nuôi năm 2013 là 340.48 triệu đồng/ha.
- Bình quân mỗi hộ nuôi vụ nuôi năm 2013 thu lợi nhuận 271,179 nghìn đồng, hộ lãi cao nhất đạt 2.051.985 nghìn đồng. Tuy nhiên cũng có hộ lỗ nhiều nhất là 212.224 nghìn đồng. Trên mỗi ha diện tích nuôi trồng, bình quân mỗi hộ nuôi vụ nuôi năm 2013 lãi 253.01 triệu đồng/ha. Tổng lợi nhuận đạt đƣợc năm 2013 là 16.270.768 nghìn đồng.
- Tỷ suất lợi nhuận trên tổng chi phí sản xuất tính trên 1 ha vụ nuôi năm 2013 trung bình đạt 96 %, tức là bình quân với mỗi 01 (một) đồng chi phí ngƣời nuôi bỏ ra đầu tƣ nuôi cá mú thu đƣợc 0.96 đồng lợi nhuận. Hay nói cách khác là sau khi bỏ ra 1 đồng/1 ha vốn đầu tƣ nuôi cá mú trong vụ năm 2013 trung bình các hộ nuôi thu về 0.96 đồng/1 ha.
- Tỷ suất lợi nhuận bình quân trên vốn chủ sở hữu của các hộ nuôi của vụ nuôi năm 2013 đạt 102.5 %/vụ nuôi, tức đạt 9.43%/tháng rất cao so với mức lãi suất tiền gửi bình quân của các ngân hàng thƣơng mại. Nhƣ vậy việc nuôi cá mú không những mang lại hiệu quả kinh tế cao mà còn đem lại công ăn việc làm cho nhiều ngƣời dân trong các vùng nuôi.
- Đem so sánh tỷ suất lợi nhuận bình quân của các vùng, đa số các hộ nuôi trong các vùng đều có có lãi tức là 1 đồng vốn chủ sở hữu bỏ ra thu lại 1,0252 đồng lợi nhuận, tuy trong mỗi vùng vẫn có hộ bị lỗ, nhƣng số hộ này không nhiều. Vùng Cam Ranh nuôi cá trong ao với quy mô lớn cho năng suất cao nên tỷ suất lợi nhuận cao nhất đạt 170.93%.
- Bình quân thu nhập của ngƣời lao động/1ha trong một vụ nuôi đạt 30.34 triệu đồng/vụ năm 2013.
- Nghề nuôi cá mú thƣơng phẩm tại Khánh Hòa thực sự đem lại hiệu quả cao về mặt kinh tế và xã hội cho các hộ nông dân trên địa bàn khảo sát nói riêng và cho toàn tỉnh Khánh Hòa nói chung.
- Nghề nuôi cá mú thƣơng phẩm đã và đang mở ra một triển vọng phát triển mở rộng nghề nuôi trồng thủy sản Khánh Hòa bằng ao đất và là một giải pháp tháo gỡ khó