Phân tích các yếu tố tác động đến kim ngạch xuất khẩu cà phê: Tiếp cận bằng mô hình trọng lực

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:23

Thêm vào BST

Báo xấu

108
lượt xem 5
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Mục tiêu của bài viết này là đánh giá tác động của một số yếu tố như GDP bình quân, tỷ giá, quy mô dân số, độ mở thương mại, thuế nhập khẩu, tham nhũng, tham gia hiệp định thương mại đến kim ngạch xuất khẩu (KNXK) cà phê Việt Nam (VN). Nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng cân bằng, thu thập theo năm trong khoảng thời gian từ năm 2001 đến năm 2019 của 20 quốc gia nhập khẩu cà phê VN, mô hình phân tích thực nghiệm được phát triển từ mô hình trọng lực (Gravity model).

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Phân tích các yếu tố tác động đến kim ngạch xuất khẩu cà phê: Tiếp cận bằng mô hình trọng lực

PHÂN TÍCH CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN KIM NGẠCH XUẤT KHẨU CÀ PHÊ: TIẾP CẬN BẰNG MÔ HÌNH TRỌNG LỰC Nguyễn Thị Hoài Đan* Nguyễn Thị Hương Quỳnh* Đặng Thị Nhã Trúc* Trần Thị Hạ Vy* TS Nguyễn Quyết* TÓM TẮT Mục tiêu của bài viết này là đánh giá tác động của một số yếu tố như GDP bình quân, tỷ giá, quy mô dân số, độ mở thương mại, thuế nhập khẩu, tham nhũng, tham gia hiệp định thương mại đến kim ngạch xuất khẩu (KNXK) cà phê Việt Nam (VN). Nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng cân bằng, thu thập theo năm trong khoảng thời gian từ năm 2001 đến năm 2019 của 20 quốc gia nhập khẩu cà phê VN, mô hình phân tích thực nghiệm được phát triển từ mô hình trọng lực (Gravity model). Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng GDP bình quân tác động tích cực đến KNXK cà phê của VN (Cùng dấu dương). Bên cạnh đó, sự tham gia các hiệp định thương mại, ưu đãi thuế quan đối với cà phê cũng là những dấu hiệu khả quan cho KNXK cà phê VN. Ngược lại, trong phạm vi nghiên cứu này cho thấy những yếu tố ảnh hưởng tiêu cực đến KNXK cà phê như biến động tỷ giá hối đoái, độ mở thương mại và tham nhũng. Từ khóa: Mô hình trọng lực, cà phê VN, dữ liệu bảng cân bằng. 1. Giới thiệu VN là quốc gia có lợi thế về nông nghiệp, một số sản phẩm có thế mạnh như gạo, hạt điều, tiêu và đặc biệt là cà phê. Trong nhiều năm qua, cà phê chiếm tỷ trọng cao trong tăng trưởng GDP (3% GDP cả nước) và khoảng 15% tổng xuất khẩu nông sản. Theo GSO (2020), VN là nước đứng thứ hai thế giới về xuất khẩu cà phê sau Brazil. Thị phần xuất khẩu cà phê nhân chiếm khoảng 14,2% thị phần thế giới, các sản phẩm cà phê rang xay và hòa toan chiếm khoảng 9,1% thị phần, đã có mặt trên 80 quốc gia và vùng lãnh thổ xếp hạng thứ 5 sau Brazil, Indonesia, Malaysia và Ấn độ. Gần đây, VN đã đạt được một số thảo thuận các hiệp định FTA đã tạo nhiều cơ hội cho ngành cà phê thâm nhập sâu vào thị trường quốc tế (Trung tâm thương mại quốc tế, 2020). Khoa Kinh tế – Luật, Trường Đại học Tài chính – Marketing. * 212 -
Trong thời gian qua, xuất khẩu cà phê VN đã có những thuận lợi nhất định, tuy nhiên tình hình thế giới ngày càng diễn biến phức tạp, đặc biệt là đại dịch Covid-19 làm thay đổi cơ bản hành vi người tiêu dùng, kênh phân phối bị đứt gãy, chính sách nhập khẩu của các quốc gia sẽ thay đổi theo. Những biến động tiêu cực trên thị trường thế giới chắc chắn sẽ ảnh hưởng đến KNXK cà phê VN. Mặt khác, nền kinh tế toàn cầu đã làm gia tăng tính cạnh tranh giữa các công ty, các quốc gia trong nhiều lĩnh vực đặc biệt là xuất khẩu. Các yếu tố ảnh hưởng đến KNXK là rất quan trọng đối với các lãnh đạo doanh nghiệp, chính phủ và các nhà hoạch định chính sách khi đánh giá, xem xét ra quyết định trong nền kinh tế toàn cầu. Với những lý do nêu trên, nghiên cứu các yếu tố tác động đến KNXK cà phê là điều cần thiết trong bối cảnh của Việt Nam hiện nay. Mục tiêu của bài viết này là đánh giá ảnh hưởng một số yếu tố đến KNXK cà phê VN. Qua đó, trên cơ sở những bằng chứng thực nghiệm, bài viết gợi ý những giải pháp thiết thực nhằm cải thiện KNXK cà phê trong thời gian tới. Để đạt được các mục tiêu như trên, cấu trúc của bài viết được trình bày như sau: (i) Giới thiệu, (ii) Tổng quan cơ sở lý thuyết, (iii) Mô tả về phương pháp nghiên cứu, (iv) Kết quả thực nghiệm từ mô hình nghiên cứu, (v) Kết luận hàm ý chính sách. 2. Tổng quan lý thuyết 2.1. Lý thuyết cổ điển Lý thuyết về lợi thế tuyệt đối (Adam Smith, 1776) cho rằng nếu các quốc gia chuyên môn hóa và xuất khẩu hàng hóa với giá rẻ, có mức chi phí thấp hơn chi phí trung bình của quốc tế thì tất cả các quốc gia đều có lợi. Bản chất của lý thuyết này là giải thích ý nghĩa của việc chuyên môn hóa, phân công lao động trong việc sản xuất hàng hóa tạo ra lợi thế của mỗi quốc gia. Đối lập với lý thuyết này, Ricardo (1817) lập luận rằng các quốc gia có lợi hơn khi chi phí cơ hội thấp hơn (lợi thế so sánh) trong sản xuất hàng hóa để chuyên môn hóa và xuất khẩu, trong khi nước nhập khẩu hàng hóa sẽ có lợi khi nhập khẩu hàng hóa đòi hỏi chi phí cơ hội cao hơn (bất lợi so sánh). Hàm ý của lý thuyết Ricardo giải thích rằng một quốc gia kém hiệu quả hơn những quốc gia khác cũng có thể tham gia vào thương mại quốc tế. Qua đó, những quốc gia kém hiệu quả sẽ phát huy những lợi thế của quốc gia mình và tận dụng lợi thế của những quốc gia khác trong phát triển kinh tế. Theo Heckscher (1919); Ohlin (1924) đề xuất rằng các quốc gia nên chuyên môn hóa và xuất khẩu sản phẩm hàng hóa sử dụng yếu tố sản xuất tương đối dồi dào, rẻ hơn (lao động, vốn) và chỉ nhập khẩu những hàng hóa mà nó đắt hơn, kém phong phú hơn và có tính khan hiếm. Lý thuyết này cho rằng sự khác biệt tương đối về yếu tố ưu đãi của các quốc gia dẫn đến sự khác biệt trong chi phí quốc tế và do đó tạo cơ sở cho thương mại giữa các khu vực. Ở một khía cạnh khác, Michael Porter (1990) cho rằng những lợi thế trong thương mại quốc tế giữa các quốc gia thường quan tâm đến một số tiêu chí mang tính cạnh tranh như môi trường kinh doanh, thể chế, cơ sở hạ tầng, trình độ công nghệ và những phát minh sáng chế. - 213
2.2. Một số nghiên cứu thực nghiệm Cho đến nay, chủ đề phân tích những yếu tố ảnh hưởng đến xuất khẩu đã thu hút nhiều tác giả nghiên cứu. Theo Yusuf, H. A., et al (2018) ứng dụng mô hình trọng lực cùng phương pháp ước lượng Poisson-Maximum để xem xét ảnh hưởng của hàng xuất khẩu của Malaysia sang Tổ chức Hợp tác Hồi giáo (OIC), sử dụng dữ liệu từ năm 1985-2015. Nghiên cứu kết luận rằng khoảng cách địa lý, GDP bình quân đầu người, tỷ giá hối đoái, những điểm tương đồng về di sản thuộc địa có mối quan hệ trực tiếp với dòng xuất khẩu giữa Malaysia và các nước OIC ở Châu Phi. Ngược lại, không phát hiện có mối quan hệ nào giữa độ mở thương mại với khối lượng hàng hóa xuất khẩu. Mặt khác, nghiên cứu của Abidin, I. S. Z., & Haseeb, M. (2017) cho rằng tỷ giá hối đoái, khoảng địa lý và GDP bình quân đầu người đã tác động đáng kể đến hoạt động thương mại giữa các nước thuộc Hội đồng Hợp tác Vùng Vịnh (GCC) và Malaysia. Các kết quả tương tự về tác động của độ mở thương mại đã làm tăng hiệu quả xuất khẩu ở hai bang của Ấn Độ (Pradhan, J. P., & Zohair, M., 2015). Tương tự, Heinze, H. (2018) đã ước tính mối liên hệ giữa tỷ giá hối đoái thực, xuất khẩu và các hoạt động nước ngoài đối với thương mại trong và ngoài Liên minh tiền tệ châu Âu (EMU) với Đức từ năm 1995 đến năm 2014 bằng cách sử dụng các mô hình hiệu chỉnh sai số (VECM). Nghiên cứu kết luận rằng có mối tương quan cao giữa xuất khẩu của Đức và hoạt động nước ngoài, không có mối quan hệ đáng kể nào giữa xuất khẩu trong khối EMU và tỷ giá hối đoái thực. Anagaw, B. K., & Demissie, W. M. (2012) đã nghiên cứu các yếu tố quyết định hiệu suất xuất khẩu trong dài hạn và ngắn hạn tại Ethiopia bằng cách sử dụng kiểm định đồng tích hợp Johansen và các mô hình VECM trên dữ liệu chuỗi thời gian. Kết quả cho thấy trong dài hạn phát triển cơ sở hạ tầng, phát triển tài chính, tỷ giá hối đoái thực, mở cửa thương mại, phát triển GDP thực tế của nước sở tại đã thúc đẩy hoạt động xuất khẩu trong dài hạn. Những nghiên cứu khác cùng chủ đề này cũng cho kết luận tương là Babatunde, M. A. (2009); Mahona, B. K., & Mjema, G. D. (2014); Merrett, C. D., & Walzer, N. (Eds.). (2004); Branchi, M., Gabriele, G., & Spiezia, V. (1999). 3. Phương pháp nghiên cứu 3.1. Mô hình trọng lực Mô hình trọng lực được nhà vật lý người Anh xây dựng vào năm 1687 (Newton, 1687). Mô hình có dạng như sau: mi * m j Fij = G (1) Dij Trong đó: Fij là lực hút từ vật i tới j, G là hằng số lực hấp dẫn, mi, mj là trọng lượng của vật i, j và Dij là khoảng cách từ vật i đến j. Sau đó vào thập niên 1960 các nhà kinh tế 214 -
học đã vận dụng chúng vào trong phân tích kinh tế bằng cách thay các biến trong mô hình (1) bằng các biến số kinh tế (Linder, 1961; Tinbergen, 1962; Linneman, 1966). GDPitβ1 × GDPjtβ2 Tradeijt = K 0 u ijt (2) Dβij3 ln Tradeijt = β0 + β1 ln M it + β2 ln GDPjt − β3 ln Dijt + εijt (3) Trong đó: Tradeijt là trị giá thương mại giữa quốc gia i với quốc gia j vào năm t, GDPit, GDPjt là tổng sản phẩm quốc nội của quốc gia i và j vào năm t và Dij là khoảng cách địa lý từ quốc gia i đến quốc gia j, β0 = lnK0, εijt = lnuijt là sai số mô hình. Theo Frankel (1997), Helpman, E., & Krugman, P. R. (1985) thương mại của các quốc gia không chỉ bị ảnh hưởng bởi khoảng cách địa lý như biến Dijt mà còn phụ thuộc rất nhiều yếu tố khác. Do đó, biến khoảng cách trong mô hình (3) có thể mở rộng thành một tập các biến như chi phí giao dịch, chi phí vận chuyển, khoảng cách văn hóa, ngôn ngữ… Theo Anderson, J. E., & Van Wincoop, E. (2003) ước lượng mô hình có thể bị chệch (bias) nếu bỏ sót các biến có ý nghĩa. Tuy vậy, đối với mô hình trọng lực vẫn cho cho kết quả tốt hơn các mô hình khác trong những tình huống như vậy, do đó, mô hình trọng lực trở nên phổ biến trong các nghiên cứu thực nghiệm về dòng thương mại giữa các quốc gia trên thế giới (Yamarik, S., & Ghosh, S., 2005). 3.2. Mô hình hồi quy thực nghiệm Để phân tích tác động của các yếu tố đến KNXKcà phê VN, nghiên cứu này phân tích dựa trên dữ liệu bảng cân bằng với mô hình hồi quy thực nghiệm có dạng như sau: ln expijt = λ i + µ t +β0 + β1 ln irjt + β2 l n gdpvn it + β3 ln gdpi jt + β4 ln pop jt + β5 ln open jt (4) + β6 ln tax jt + β7 ln cpi jt + β8asean jt + εijt (5) Trong đó: lnexpijt: KNXKcà phê VN sang nước j năm t; lnirjt: Tỷ giá hối đoái của nước j năm t; lngdpvnit: Tổng sản phẩm quốc nội của VN năm t; lngdpijt: Tổng sản phẩm quốc nội của nước j năm t; lnpopjt: Quy mô dân số của nước j năm t; lnopenjt: Độ mở thương mại của nước j năm t; lntaxjt: Thuế nhập khẩu của nước j năm t; lncpijt: Tham nhũng của nước j năm t; aseanjt: Nước j năm t có tham gia hiệp định khối ASEAN (Là biến nhị phân (biến giả) chứa hai thuộc tính, nếu một quốc gia có tham gia hiệp định khối ASEAN thì gán bằng 1, ngược lại thì gán bằng 0); εijt là sai số của mô hình hồi quy. 3.3. Dữ liệu nghiên cứu vv Nghiên cứu này sử dụng liệu liệu bảng cân bằng (Balanced panel data), các biến nghiên cứu được thu thập từ năm 2001 đến năm 2019 tại 20 nước có nhập khẩu cà phê VN - 215
(n.T=20.19=380 quan sát) gồm các nước; China, Canada, Czech Republic, New Zealand, Singapore, Japan, Russian Federation, Turkey, Algeria, United Kingdom, Malaysia, Thailand, Sweden, Korea, India, Philippines, Indonesia, Australia, Romania, Switzerland. Số liệu thứ cấp được tổng hợp từ các nguồn World Bank, IMF và Trade and Market Intelligence (ITC). Bảng 1. Biến nghiên cứu TT Tên Biến Giải thích Nguồn dữ liệu 1 exp KNXK cà phê VN ITC 2 ir Tỷ giá hối đoái IMF 3 gdpvn GDP bình quân (VN) World Bank 4 gdpi GDP bình quân (Nước nhập khẩu) World Bank 5 pop Quy mô dân số World Bank 6 open Độ mở thương mại ITC 7 tax Thuế nhập khẩu ITC 8 cpi Tham nhũng World Bank 9 asean Tham gia hiệp định thương mại (Biến giả) ITC Nguồn: Tác giả tóm tắt 3.4. Phương pháp ước lượng Nghiên cứu này thực hiện kỹ thuật ước lượng dựa trên dữ liệu bảng cân bằng (phân tích tĩnh) với 3 mô hình (Baltagi, B. H., 2015); (i) Mô hình OLS thông thường (Pooled Ordinary Least Squares), (ii) Mô hình ảnh hưởng cố định (Fixed effects models-FEM), (iii) Mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (Random effects models-REM). Từ mô hình (5) việc lựa chọn mô hình ước lượng mô hình dữ liệu bảng phù hợp phụ thuộc vào ảnh hưởng của λi và μt. Trong đó: λi là ảnh hưởng của các thành phần chéo (tức là các quốc gia), μt là ảnh hưởng của thành phần thời gian (tức các yếu tố thời gian). Nếu mô hình mà cả hai thành phần λi, μt bằng không thì ước lượng mô hình Pool-OLS, nếu thành phần μt bằng không thì ước lượng mô hình ảnh hưởng cố định (FEM), nếu mô hình mà thành phần μt bằng không nhưng ảnh hưởng của thành phần chéo thuộc phần dư (εijt) thì ước lượng mô hình hưởng ngẫu nhiên (REM). Thông qua một số kiểm định để lựa chọn mô hình phù hợp, nếu lựa chọn giữa mô hình Pool OLS và REM thì dùng kiểm định Breusch-Pagan Lagrange Multiplier (LM) với giả thuyết H0: “Không có ảnh hưởng ngẫu nhiên trong mô hình”, nếu giải thuyết bị bác bỏ tức là mô hình Pooled OLS không phù hợp và ngược lại. Để lựa chọn mô hình RE và FE chúng ta sử dụng kiểm định Hausman với giả thuyết H0: “Tồn tại ảnh hưởng ngẫu nhiên trong mô hình”, nếu giả thuyết bị bác bỏ thì mô hình FE là phù hợp và ngược lại. 216 -
4. Kết quả nghiên cứu 4.1. Phân tích mô tả mẫu Bảng 2 trình bày kết quả thống kê mô tả các biến trong bộ dữ liệu nghiên cứu, từ kết quả này cho thấy mẫu phân tích dựa trên dữ liệu bảng cân bằng được thu thập trong khoảng thời gian từ 2001 đến 2019 (19 năm) của 20 nước có nhập khẩu cà phê từ VN (n*T = 20*19 = 380 quan sát). Hầu hết các biến nghiên cứu có phân phối lệch phải vì có hệ số lệch lớn hơn không (Skewness dương). Mặt khác, hệ số biến thiên (Coefficient of Variation-CV) cho thấy biến tỷ giá (ir) có biến động rất lớn vì hệ số biến thiên bằng 4,725, lớn nhất so với các biến còn lại. Kế đến là biến dân số (pop) có hệ số biến thiên bằng 2,073, điều này cho thấy trong thời gian từ 2001 đến 2019 tỷ lệ tăng trưởng về dân số có biến động khá lớn. Trong giai đoạn này, KNXKcà phê của VN sang các nước đạt trung bình là 75.759 (nghìn USD) thấp nhất là 46 (nghìn USD), cao nhất đạt 502,339 (nghìn USD), tuy nhiên KNXK không đồng đều, có sự biến thiên khá mạnh giữa các quốc gia (vì hệ số biến thiên bằng 1,208 khá lớn so với các biến còn lại). Mặt khác, thuế xuất khẩu trung bình khoảng 8,02% và biến động không quá lớn giữa các quốc gia. Bảng 2. Thống kê mô tả biến nghiên cứu Variables N Mean Sd Min Max CV Skewness Kurtosis exp 380 75,759 91,500 46 502,339 1.208 2.193 8.143 ir 380 748.4 3,536 0.500 51,796 4.725 9.189 118.8 gdpvn 380 5,233 1,454 3,106 8,041 0.278 0.308 2.017 gdpi 380 28,414 20,598 2,652 97,745 0.725 0.862 3.289 pop 380 180.2 373.5 3.880 1,398 2.073 2.582 7.932 open 380 88.37 73.42 19.80 437.3 0.831 2.873 11.60 cpi 380 54.45 27.26 5.440 96 0.501 0.0962 1.603 tax 380 8.02 4.97 0.020 34.91 0.620 1.425 6.891 asean 380 0.292 0.455 0 1 1.558 0.914 1.836 Nguồn: Xử lý dữ liệu từ Stata 16 Để giảm bớt sự biến động mang tính hệ thống trong từng biến nghiên cứu, tất cả các biến này được lấy logarit tự nhiên trước khi đưa vào phân tích, ngoại trừ biến asean vì đây là biến nhị phân thể hiện hai thuộc tính (Biến asean được gán bằng 1 nếu một quốc gia có tham gia hiệp định với khối ASEAN, ngược lại thì biến asean được gán bằng 0). 4.2. Ước lượng mô hình hồi quy Nghiên cứu này áp dụng kỹ thuật phân tích tĩnh, ước lượng với 3 mô hình gồm Pool- OLS (1), mô hình tác động cố định (2) và mô hình tác động ngẫu nhiên (3). Tuy vậy, trong - 217
ba mô hình này cần phải lựa chọn 1 mô hình tốt nhất để phục vụ cho việc phân tích. Để đạt được mục đích này chúng ta cần phải thực hiện các kiểm định để lựa chọn 1 mô hình tốt nhất như sau: Bảng 3. Kết quả ước lượng mô hình hồi quy Variables Pool-OLS Fixed Effects Random Panel corrected Effects standard errors (1) (2) (3) (4) lnir -0.131*** -0.339*** -0.148* -0.131*** (0.0331) (0.103) (0.0763) (0.0297) lngdpvn 3.029*** 2.759*** 2.978*** 3.029*** (0.254) (0.393) (0.275) (0.362) lngdpi 0.894*** 1.175** 0.841** 0.894*** (0.159) (0.474) (0.380) (0.129) lnpop -0.00842 -0.268 0.286 -0.00842 (0.0772) (1.256) (0.232) (0.0271) lnopen -0.299* 0.693* 0.505* -0.299*** (0.164) (0.374) (0.301) (0.0888) lntax -0.0434 0.125 0.134* -0.0434 (0.0727) (0.0766) (0.0754) (0.0582) lncpi -0.720*** 1.653*** 0.385 -0.720*** (0.148) (0.498) (0.357) (0.0790) asean 0.402** -0.0733 0.00869 0.402** (0.179) (0.184) (0.180) (0.175) Constant -19.83*** -32.72*** -28.31*** -19.83*** (2.397) (5.164) (3.197) (3.029) Obs 380 380 380 380 R-squared 0.482 0.617 0.603 0.482 LM test 716.82*** [0.000] Hausman test 5.600 [0.6915] Heteroskedasticity test 1673.92*** [0.000] Wooldridge test for AR(1) 45.620*** [0.000] () là sai số chuẩn, *** p < 0.01, ** p < 0.05, * p < 0.1. Nguồn: Xử lý dữ liệu từ Stata 16 218 -
Để lựa chọn mô hình (1) hoặc (2) thì căn cứ vào kiểm định F trong mô hình (2), nếu kiểm định này có ý nghĩa thông kê thì chọn mô hình (2), ngược lại thì chọn mô hình (1). Thật vậy kết quả ước lượng mô hình (1) cho thấy R2 bằng 0,617 và kiểm định F có trị xác xuất bằng 0.000 (Prob > F = 0.000) nhỏ hơn 5%, do đó kiểm định F có ý nghĩa thống kê, nghĩa là chọn mô hình (2). Để lựa chọn mô hình (1) hoặc mô hình (3) dựa vào kiểm định L-M, nếu kiểm định này có ý nghĩa thống kê thì chọn mô hình (3). Kết quả trình bày trong Bảng 3 chứng tỏ rằng kiểm định L-M có ý nghĩa thống kê vì trị xác suất nhỏ hơn 5% (hay prob=0,000), nghĩa là chọn mô hình (3). Tiếp tục để lựa chọn mô hình (2) hoặc (3), chúng ta cần thực hiện kiểm định Hausman và kết luận rằng không bác bỏ giả thuyết H0, vậy mô hình (3) là tốt nhất. Tuy nhiên, mô hình (3) vẫn chưa hoàn hảo vì phần dư có phương sai không đồng nhất và bị tự tương quan bậc nhất. Do đó, để vượt qua hai khuyết tật này, chúng ta cần phải ước lượng lại mô hình (3) theo phương pháp hiệu chỉnh sai số chuẩn, kết quả được trình bày trong cột (4) (Bảng 3). Dựa vào kết quả ước lượng mô hình hồi quy (4), ý nghĩa của các biến trong mô hình hồi quy được giải thích như sau: Biến tỷ giá (lnir): Kết quả kiểm định cho thấy biến tỷ giá hối đoái mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê mức 1%. Điều này hàm ý rằng tỷ giá hối đoái ảnh hưởng nghịch chiều đến KNXK cà phê VN. Khi có một biến động trên thị trường ngoại hối làm tỷ giá đồng nội tệ so với đồng ngoại tệ tăng lên sẽ dẫn đến hàng hóa nhập khẩu có xu hướng đắt đỏ hơn dẫn đến hàng hóa nhập khẩu sẽ giảm. Nếu các yếu tố khác không đổi, nếu tỷ giá của các nhập khẩu tăng lên 1% thì KNXK cà phê giảm trung bình 0,131%. Biến tổng GDP bình quân đầu người của VN (lngdp): Kết quả kiểm định cho thấy biến GDP bình quân mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê mức 1%. Điều này hàm ý rằng GDP bình quân VN ảnh hưởng tích cực đến KNXK cà phê. Nếu các yếu tố khác không đổi, khi GDP bình quân tăng 1% thì KNXK cà phê tăng trung bình 3,029%. Biến GDP bình quân đầu người của nước nhập khẩu (lngdpi): Kết quả kiểm định cho thấy biến lngdpvni mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê mức 1%. Điều này hàm ý rằng GDP các nước nhập khẩu ảnh hưởng tích cực đến KNXK cà phê VN. Nếu các yếu tố khác không đổi, khi GDP bình quân tăng 1% thì KNXK cà phê tăng trung bình 0,894%. Vậy có thể lý giải rằng, khi GDP bình quân của một quốc gia tăng thì cầu tiêu dùng tăng lên (trong đó có cà phê) dẫn đến lượng tiêu thụ cà phê cũng tăng lên. Biến tổng dân số (lnpop): Kết quả kiểm định cho thấy biến lnpop không có ý nghĩa thống kê. Điều này hàm ý rằng tổng dân số thay đổi của nước nhập khẩu không ảnh hưởng đến KNXK cà phê VN. - 219
Biến độ mở thương mại (lnop): Kết quả kiểm định cho thấy biến độ mở mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê mức 1%. Điều này hàm ý rằng độ mở thương mại ảnh hưởng nghịch chiều đến KNXK cà phê VN. Nếu các yếu tố khác không đổi, nếu độ mở của các nước nhập khẩu tăng lên 1% thì KNXK cà phê giảm trung bình 0,299%. Điều này có thể lý giải rằng, mặc dù các nước có độ mở lớn nhưng với mặt hàng cà phê vẫn có những quy định rất nghiêm ngặt vì cà phê có chất gây nghiện. Ví dụ, Úc đã cấm bán lẻ sản phẩm những có caféin nguyên chất. Biến thuế nhập khẩu (lntax): Kết quả kiểm định cho thấy biến thuế nhập khẩu (lntax) không có ý nghĩa thống kê. Vậy hàm ý rằng thuế quan nhập khẩu của các nước không ảnh hưởng đến KNXKcà phê VN. Biến tham nhũng (lncpi): Kết quả kiểm định cho thấy biến tham nhũng (lncpi) mang dấu âm, có ý nghĩa thống kê mức 1%. Vậy hàm ý rằng tham nhũng ảnh hưởng tiêu cực đến KNXKcà phê VN. Biến tham gia hiệp định thương mại (lnasean): Kết quả kiểm định cho thấy biến tham gia hiệp định thương mại (lnasean) mang dấu dương, có ý nghĩa thống kê mức 1%. Vậy hàm ý rằng tham gia các hiệp định thương mại sẽ làm tăng KNXK cà phê VN. Nếu các yếu tố khác không đổi nếu VN tham gia hiệp định thương mại thì KNXK cà phê tăng trung bình 0,402%. 5. Kết luận và hàm ý chính sách Kết quả phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến KNXK cà phê VN đã chỉ ra rằng, GDP bình quân là yếu tố quan trọng ảnh hưởng tích cực đến KNXK cà phê của VN. Bên cạnh đó, tham gia các hiệp định thương mại tự do, chính sách ưu đãi thuế quan đối với cà phê cũng là những dấu hiệu tích cực làm tăng KNXK cà phê. Ngược lại, nghiên cứu cũng chỉ ra những yếu tố ảnh hưởng tiêu cực đến KNXK cà phê như tỷ giá hối đoái, độ mở thương mại, tham nhũng. Với kỳ vọng sẽ gia tăng KNXK trong thời gian tới, nghiên cứu này gợi ý một số giải pháp như sau: Thứ nhất, Chính phủ cần đảm bảo duy trì tăng trưởng GDP bình quân tạo động lực gia tăng xuất khẩu cà phê. Trước diễn biến phức tạp của dịch Covid-19, chính phủ cần thực hiện những chính sách vĩ mô một cách đồng bộ linh hoạt, đột phá, từng bước tháo gỡ khó khăn cho doanh nghiệp. Khuyến khích hỗ trợ doanh nghiệp từng bước thực hiện chuyển đổi số, ứng dụng công nghệ trong sản xuất để nâng cao chất lượng của sản phẩm nhằm tăng tính cạnh tranh trên thị trường thế giới. Thứ hai, tranh thủ sự ưu đãi thuế quan xuất khẩu bằng việc xúc tiến các hiệp định thương mại tự do một cách hiệu quả. Chính phủ cần tiếp tục cải thiện môi trường kinh 220 -
doanh, hoàn thiện thể chế pháp lý theo cơ chế thị trường định hướng xã hội chủ nghĩa, rà soát, bổ sung một số luật, nghị định sao cho phù hợp với xu thế hội nhập trên nguyên tắc đồng bộ, thống nhất khuyến khích tạo điều kiện thuận lợi cho các doanh nghiệp tham gia, thâm nhập thị trường. Thứ ba, định hướng sản xuất theo hướng ứng dụng công nghệ cao nhằm tăng hàm lượng giá trị gia tăng trong từng sản phẩm, đảm bảo tiêu chuẩn kỹ thuật khắt khe của thị trường nhập khẩu. Trong thời đại 4.0, xu hướng ứng dụng công nghệ là tất yếu khách quan, do đó, chính phủ cần có chính sách định hướng, hỗ trợ cho người dân, doanh nghiệp kết hợp công nghệ trong tất cả quá trình sản xuất, chăm sóc, đóng gói, bảo quản,… từng bước nâng cao chất lượng sản phẩm nhằm đáp ứng những thị trường khó tính nhất. Thứ tư, đặc biệt chú trọng khai thác các thị trường xuất khẩu tiềm năng, do đó, Bộ Công Thương cần chủ động, tích cực khai thác, tổ chức các hoạt động xúc tiến thương mại kết hợp quảng bá thương hiệu cà phê VN giúp doanh nghiệp mở rộng thị trường. Mặt khác, biến động kinh tế của thế giới ngày càng phức tạp, khó lường, xu hướng giá cả thay đổi không theo quy luật. Vậy, cơ quan quản lý cần phải quan tâm đúng mực với công tác dự báo để nắm bắt biến động trên thị trường quốc tế, đặc biệt là thị trường ngoại hối để có những ứng phó hợp lý, kịp thời và hiệu quả. TÀI LIỆU THAM KHẢO Abidin, I. S. Z., & Haseeb, M. (2017, September). Malaysia-GCC Trade and Financial Linkages: Scope, Opportunities and Potential. In Proceedings of 44th International Business Research Conference, 18-19. Anagaw, B. K., & Demissie, W. M. (2012). Determinants of export performance in Ethiopia: VAR model analysis. Journal of Research in Commerce & Management, 2(5), 94-109. Anderson, J. E., & Van Wincoop, E. (2003). Gravity with gravitas: A solution to the border puzzle. American economic review, 93(1), 170-192. Babatunde, M. A. (2009). Can trade liberalization stimulate export performance in Sub-Saharan Africa. Journal of International and Global Economic Studies, 2(1), 68-92. Baltagi, B. H. (Ed.). (2015). The Oxford handbook of panel data. Oxford Handbooks. Barney, J. (1991). Firm resources and sustained competitive advantage. Journal of management, 17(1), 99-120. Braha, K., Qineti, A., Cupák, A., & Lazorcáková, E. (2017). Determinants of Albanian agricultural export: The gravity model approach. AGRIS on-line Papers in Economics and Informatics, 9(665-2017-1574), 3-21. Branchi, M., Gabriele, G., & Spiezia, V. (1999). Traditional Agricultural Exports, External Dependency and Domestic Price Policies. African Coffee Exports in a Comparative Perspective (No. 140). United Nations Conference on Trade and Development. - 221
Campbell, R. H., & Skinner, A. S. (2014). Adam Smith. Routledge. Frankel, J. A., Stein, E., & Wei, S. J. (1997). Regional trading blocs in the world economic system. Peterson Institute. Gerald Albaum, Edwin Duerr (2008). International Marketing and Export Management (6th Ed.). UK: Pearson Education. Heinze, H. (2018). The determinants of German exports: An analysis of intra-and extra-EMU trade (No. 95/2018). Working Paper. Helpman, E., & Krugman, P. R. (1985). Market structure and foreign trade: Increasing returns, imperfect competition, and the international economy. MIT press. Hội, H. V. (2013). Tham gia Cộng đồng Kinh tế ASEAN và những tác động đến thương mại quốc tế của VN. VNU Journal of Science: Economics and Business, 29(4). Kê, T. C. T. (2011). Niên Giám Thống Kê 2020. Kurz, H. D. (2016). David Ricardo (1772 – 1823). In Handbook on the History of Economic Analysis Volume I. Edward Elgar Publishing. Kurz, H. D. (2016). David Ricardo (1772 – 1823). In Handbook on the History of Economic Analysis Volume I. Edward Elgar Publishing. Leamer, E. E. (1995). The Heckscher-Ohlin model in theory and practice. Linder, S. B. (1961). An essay on trade and transformation, 82-109. Stockholm: Almqvist & Wiksell. Linneman, H. (1966). An Econometric Study oj International Trade Flow. Contributions to Economic Analysis. Amsterdam: North-Hol-land. LinnemanAn Econometric Study of International Trade Flows 1966. Mahona, B. K., & Mjema, G. D. (2014). Determinants of Tanzania and Kenya Trade in the East African Community: A Gravity Model Approach. Merrett, C. D., & Walzer, N. (Eds.). (2004). Cooperatives and local development: Theory and applications for the 21st century. ME Sharpe. Porter, M. E. (1996). Competitive advantage, agglomeration economies, and regional policy. International regional science review, 19(1-2), 85-90. Pradhan, J. P., & Zohair, M. (2015). Subnational export performance and determinants: evidence from two Indian states. Review of Market Integration, 7(2), 133-174. Smith, Adam. The Wealth of Nations, 2 vols. New York: E.P. Dutton and Company, 1921. Tinbergen, J., & Bos, H. (1962). Mathematical models of economic growth. Yamarik, S., & Ghosh, S. (2005). A sensitivity analysis of the gravity model. The International Trade Journal, 19(1), 83-126. Yusuf, H. A., Abidin, I. S. Z., & Bakar, N. (2018). An Empirical Analysis of Determinants of Malaysia’s Export to OIC countries in Africa’. International Journal of Business Management and Economic Research (IJBMER), 9(1), 1230-35. 222 -
CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG KINH DOANH CỦA CÁC DOANH NGHIỆP LOGISTICS – TRƯỜNG HỢP NGHIÊN CỨU TẠI THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH TS Nguyễn Văn Tuyên* ThS Ngô Thị Hồng Giang* TÓM TẮT Nghiên cứu này nhằm kiểm định các yếu tố tác động đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các doanh nghiệp logistics tại Thành phố Hồ Chí Minh (TPHCM). Thực hiện phân tích, kiểm định mô hình hồi quy tuyến tính với nguồn dữ liệu được thu thập từ các doanh nghiệp logistics tại TPHCM, kết quả nghiên cứu đi đến kết luận, có 4 yếu tố tác động đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các doanh nghiệp logistics theo trọng số ảnh hưởng từ cao xuống thấp là Năng lực nội tại; Khả năng tiếp cận vốn; Môi trường kinh doanh và Chính sách địa phương. Nghiên cứu đề xuất một số hàm ý quản trị giúp các doanh nghiệp logistics xây dựng chiến lược nâng cao hiệu quả kinh doanh trong thời gian tới. Từ khóa: Doanh nghiệp, hiệu quả, logistics,tác động, TPHCM. 1. Đặt vấn đề Logistics là một ngành không thể thiếu trong tổng thể nền kinh tế, bởi lĩnh vực này liên quan trực tiếp đến hoạt động vận tải, giao nhận, kho bãi, các thủ tục dịch vụ hành chính, tư vấn (hải quan, thuế, bảo hiểm,…), thương mại quốc tế, kênh phân phối, bán lẻ,… Sự phát triển dịch vụ logistics sẽ đem lại giá trị gia tăng cho nền kinh tế, gắn dịch vụ logistics với phát triển sản xuất hàng hóa, hoạt động thương mại trong và ngoài nước, phát triển hạ tầng giao thông vận tải và công nghệ thông tin,... Sự phát triển thị trường dịch vụ logistics lành mạnh sẽ tạo cơ hội bình đẳng cho các doanh nghiệp thuộc mọi thành phần kinh tế, khuyến khích thu hút vốn đầu tư trong và ngoài nước phù hợp với pháp luật và các điều ước quốc tế mà Việt Nam đã cam kết. Tại Việt Nam, ngành logistics đã được hình thành từ những năm 1990 trên cơ sở của dịch vụ giao nhận vận tải, kho vận, cho đến nay ngành logistics đã không ngừng phát triển về cả số lượng doanh nghiệp và chất lượng dịch vụ. Theo Hiệp hội Doanh nghiệp Dịch vụ Logistics Việt Nam (Dẫn theo Lam Hồng, 2020), hiện nay có khoảng 3.000 doanh nghiệp Khoa Kinh tế – Luật, Trường Đại học Tài chính – Marketing. * - 223
logistics trong nước và khoảng 25 tập đoàn giao nhận hàng đầu thế giới kinh doanh dưới nhiều hình thức, trong những năm gần đây tốc độ phát triển ngành logistics ở Việt Nam đạt khoảng 14 – 16%/năm với quy mô từ 40 – 42 tỉ USD/năm, nhưng có đến 80% thị phần rơi vào tay doanh nghiệp nước ngoài. Tuy có tốc độ tăng trưởng mạnh nhưng đa số các doanh nghiệp là hoạt động tự phát, nguồn lực phát triển ngành dịch vụ này còn khá khiêm tốn. Theo Bộ Công thương (2019), có đến 80% doanh nghiệp thành lập có vốn đăng ký từ 1,5 – 2 tỷ đồng; hầu hết nhân lực trong lĩnh vực logistics hiện nay của Việt Nam đều được đào tạo từ các nguồn khác nhau, chưa được đào tạo chính quy, bài bản. Trong số các doanh nghiệp trong nước, có tới 93 – 95% người lao động không được đào tạo chuyên ngành logistics, chủ yếu làm dịch vụ ở các chuỗi cung ứng nhỏ như giao nhận, kho bãi, xử lý vận đơn,... và một trong những nguyên nhân khiến cho dịch vụ logistics của nhiều doanh nghiệp được cung cấp thiếu chuyên nghiệp là trình độ ứng dụng công nghệ thông tin kém, nhiều doanh nghiệp vẫn chưa ứng dụng công nghệ khi lượng lớn hàng hóa di chuyển, nhu cầu về thời gian cũng như đảm bảo an toàn và chất lượng của hàng hóa. Ngoài ra, các doanh nghiệp logistics Việt Nam còn thiếu kinh nghiệm, năng lực cạnh tranh hạn chế, nên chưa có cơ hội vươn ra thị trường có nhu cầu lớn. Thêm vào đó, thiếu sự liên kết đồng bộ giữa các doanh nghiệp, giữa các công đoạn khác nhau của hoạt động logistics. Trong bối cảnh thị trường hoạt động logistics tại TPHCM (chiếm gần 70% số doanh nghiệp trên cả nước) còn rất nhiều tiềm năng để phát triển. Việc phát triển các hoạt động logistics liên quan đến việc phát triển của hầu hết các ngành, nghề khác, góp phần nâng cao lợi thế cạnh tranh của quốc gia. Bên cạnh những thành quả đạt được, ngành logistics còn tồn tại những mặt hạn chế. Đó là cơ sở cho việc nghiên cứu các yếu tố tác động đến sự phát triển các doanh nghiệp logistics trên địa bàn TPHCM nhằm đề xuất một số giải pháp căn cơ nhằm nâng cao hiệu quả hoạt động kinh doanh của các doanh nghiệp logistics tại TPHCM nói riêng và cả nước nói chung. 2. Tổng quan nghiên cứu và cơ sở lý thuyết 2.1. Tổng quan nghiên cứu Trong những năm gần đây có nhiều nghiên cứu liên quan đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp. Nghiên cứu của Panco và cộng sự (1999), đã chỉ ra rằng tuổi của doanh nghiệp hay số năm hoạt động của doanh nghiệp có ảnh hưởng đến sự tồn tại và phát triển của doanh nghiệp. Ngoài ra Hansen và cộng sự (2002) còn bổ sung chính sách hỗ trợ của chính phủ và trình độ học vấn của chủ doanh nghiệp có ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp nhỏ và vừa. Nghiên cứu của Kokko và 224 -
Sjoholm (2004), cho rằng quy mô hoạt động của doanh nghiệp ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Tại Việt Nam, Đinh Lê Hải Hà (2011) sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính bội để xác định các nhân tố ảnh hưởng đến hoạt động logistics của nền kinh tế. Kết quả nghiên cứu: các nhân tố thuộc tầm vĩ mô, chính sách của chính phủ, sự phát triển khoa học công nghệ, toàn cầu hóa và hội nhập kinh tế quốc tế tác động đến hoạt động logistics của nền kinh tế. Nguyễn Thị Tuyết Nga (2019) sử dụng phương pháp thống kê mô tả để mô tả mẫu nghiên cứu và phân tích, đánh giá và phân tích hồi quy đa biến, nhằm đánh giá mức độ tác động của các yếu tố đến phát triển các doanh nghiệp kinh doanh logistics tại khu vực Đồng bằng sông Cửu Long. Kết quả nghiên cứu cho thấy, sự phát triển doanh nghiệp logistics chịu sự tác động nhất định của bốn nhóm yếu tố chính, gồm: môi trường kinh doanh; chính sách của địa phương; năng lực nội tại của doanh nghiệp và vốn. Nguyễn Hồ Phương Thảo và cộng sự (2020) đã sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính đa biến dựa vào phương pháp bình phương bé nhất để ước lượng các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của 67 doanh nghiệp nhỏ và vừa tại tỉnh Thừa Thiên – Huế. Kết quả nghiên cứu, hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp chịu ảnh hưởng bởi các yếu tố: quy mô, tốc độ tăng trưởng, khả năng sinh lời, tính liên kết ngành của doanh nghiệp. 2.2. Cơ sở lý thuyết Tùy thuộc vào sự tiếp cận dưới những góc độ khác nhau mà khái niệm “logistics” hàm chứa những nội dung khác nhau. Được sử dụng phổ biến hiện nay là khái niệm của Uỷ ban các chuyên gia quản trị chuỗi cung ứng (Council of Supply Chain Management Professionals – CSCMP), theo đó logistics là một bộ phận của chuỗi cung ứng, thực hiện việc lập kế hoạch, thực hiện và kiểm soát dòng chu chuyển và lưu kho hàng hoá, dịch vụ và các thông tin liên quan một cách hiệu quả từ điểm xuất phát đến nơi tiêu dùng để đáp ứng yêu cầu của khách hàng. Với quan niệm về logistics trên, thuật ngữ logistics có thể được tiếp cận dưới nhiều góc độ. Dưới góc độ vĩ mô, logistics là một hệ thống đảm bảo cho dòng chu chuyển hàng hoá và thông tin từ các nhà sản xuất, các nhà thương mại đến người tiêu dùng được tiến hành một cách có hiệu quả, đảm bảo cân đối cung – cầu của nền kinh tế và thực hiện các mục tiêu của xã hội. Dưới góc độ ngành, logistics bao gồm các trung tâm logistics vùng/khu vực/đô thị. Dưới góc độ vi mô, trong hoạt động của doanh nghiệp, logistics là chuỗi các hoạt động từ các yếu tố đầu vào cho sản xuất, đến quá trình cung ứng hàng hóa, dịch vụ đến tay người tiêu dùng cuối cùng của doanh nghiệp. - 225
Hiệu quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp theo Nguyễn Khắc Minh (2004) là “mối tương quan giữa đầu vào các yếu tố khan hiếm với đầu ra hàng hóa và dịch vụ”. Còn Trương Bá Thanh và Trần Đình Khôi Nguyên (2009) khái quát rộng hơn, cho rằng “Hiệu quả hoạt động kinh doanh là phạm trù kinh tế theo chiều sâu, phản ánh trình độ khai thác các nguồn lực và trình độ chi phí nguồn lực đó trong quá trình tái sản xuất nhằm thực hiện mục tiêu kinh doanh”. Đồng thời, nhóm tác giả này còn khẳng định hiệu quả hoạt động sản xuất kinh doanh cao hay thấp phụ thuộc vào trình độ tổ chức sản xuất và quản lý của mỗi doanh nghiệp. Như vậy, mặc dù cho những cách hiểu khác nhau, nhưng về mặt khái quát hiệu quả hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp đều mang hàm ý đó là mối quan hệ giữa kết quả đạt được với chi phí bỏ ra cho các yếu tố sản xuất, trên cơ sở đó sẽ làm cho quy mô của doanh nghiệp lớn hơn, năng lực cạnh tranh mạnh hơn và đáp ứng được với sự thay đổi không ngừng của môi trường kinh doanh. 2.3. Mô hình đề xuất và giả thuyết nghiên cứu Phát triển các doanh nghiệp logistics có vai trò đặc biệt quan trọng đối với bản thân các doanh nghiệp và nền kinh tế. Tuy nhiên, cho đến nay tại Việt Nam vẫn còn hạn chế các nghiên cứu về vấn đề này và đặc biệt là nghiên cứu được thực hiện tại TPHCM. Hơn nữa, trong những nghiên cứu trước, đặc biệt là những nghiên cứu về các yếu tố tác động đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các doanh nghiệp, chủ yếu tập trung vào yếu tố năng lực nội tại của đơn vị như nguồn vốn, tài sản, môi trường kinh doanh và chính sách pháp luật mà chưa xem xét đến yếu tố vốn xã hội và ứng dụng khoa học công nghệ trong hoạt động kinh doanh. Trên cơ sở các nghiên cứu trước, nhóm nghiên cứu đề xuất mô hình nghiên cứu bao gồm 04 yếu tố: môi trường kinh doanh; chính sách địa phương; năng lực nội tại doanh nghiệp và khả năng tiếp cận vốn tác động đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các doanh nghiệp logistics (Hình 1). Môi trường kinh doanh H1+ Chính sách địa phương H2+ Hiệu quả hoạt động H3+ kinh doanh Năng lực nội tại doanh nghiệp H4+ Khả năng tiếp cận vốn Hình 1. Mô hình nghiên cứu đề xuất 226 -
Các giả thuyết nghiên cứu: Giả thuyết H1: Môi trường kinh doanh càng tốt thì hiệu quả hoạt động kinh doanh càng cao. Giả thuyết H2: Chính sách địa phương càng thuận lợi thì hiệu quả hoạt động kinh doanh càng cao. Giả thuyết H3: Năng lực nội tại doanh nghiệp càng cao thì hiệu quả hoạt động kinh doanh càng cao. Giả thuyết H4: Khả năng tiếp cận vốn của doanh nghiệp càng cao thì hiệu quả hoạt động kinh doanh càng cao. 3. Phương pháp nghiên cứu Nghiên cứu này được thực hiện thông qua hai bước: Nghiên cứu định tính: Trên cơ sở lý thuyết và tổng quan các nghiên cứu trước, nghiên cứu đề xuất mô hình và xây dựng thang đo để đo lường các khái niệm nghiên cứu, khẳng định thang đo bằng thảo luận nhóm và ý kiến của chuyên gia, lập phiếu để khảo sát các doanh nghiệp. Nghiên cứu định lượng: Thu thập, xử lý dữ liệu, thống kê, mô tả đặc tính của mẫu; đánh giá sơ bộ thang đo và kiểm định thang đo. Hatcher (1994) cho rằng số quan sát nên lớn hơn 5 lần số biến quan sát. Với 24 biến quan sát, số lượng phiếu khảo sát tối thiểu phải đạt 24 × 5 = 120. Nên để đảm bảo độ tin cậy, nghiên cứu này được tiến hành với 200 phiếu khảo sát. Việc chọn mẫu trong nghiên cứu này lẽ ra phải được thực hiện bằng phương pháp chọn mẫu xác suất, nhưng vì điều kiện khảo sát khó thực hiện ở tất cả các cơ sở nên tác giả sử dụng phương pháp chọn mẫu phi xác suất, cụ thể là phương pháp thuận tiện. Việc khảo sát được tiến hành dưới hình thức là phỏng vấn qua email những người là đại diện các doanh nghiệp logistic có hoạt động tại TPHCM trong thời gian từ 04/02 – 18/3/2021. Kết quả khảo sát có 187 phiếu được gửi về. Sau khi kiểm tra, phát hiện 6 phiếu trả lời chưa đầy đủ thông tin. Như vậy, mẫu gồm 181 phiếu khảo sát hợp lệ được đưa vào phân tích. 4. Kết quả nghiên cứu 4.1. Thống kê đặc tính mẫu Phân loại 181 doanh nghiệp theo các đặc trưng như thời gian hoạt động, quy mô nhân lực, vốn điều lệ, loại hình đăng ký doanh nghiệp, dịch vụ cung cấp và đối tượng khách hàng được kết quả thống kê (Bảng 1). - 227
Bảng 1. Kết quả thống kê về các đặc trưng của doanh nghiệp Tiêu chí phân loại Số lượng Tỷ trọng (%) Dưới 5 năm 30 16,6 Từ 5 – 10 năm 91 50,3 Thời gian hoạt động Từ 11 – 20 năm 54 29,8 Trên 20 năm 6 3,3 Dưới 30 nhân viên 31 17,1 Từ 30 – 100 nhân viên 55 30,4 Quy mô nhân lực Từ 101 – 300 nhân viên 90 49,7 Trên 300 nhân viên 5 2,8 Dưới 1 tỷ 23 12,7 Từ 1 – 5 tỷ 47 26,0 Từ 5 – 10 tỷ 54 29,8 Vốn điều lệ Trên 10 – 50 tỷ 29 16,0 Từ 50 – 200 tỷ 16 8,8 Trên 200 tỷ 12 6,6 Công ty TNHH 99 54,7 Doanh nghiệp tư nhân 55 30,4 Loại hình đăng ký doanh Công ty cổ phần 9 5.0 nghiệp Doanh nghiệp nhà nước 9 5.0 Loại hình khác 9 5.0 Dịch vụ vận tải 69 38,1 Dịch vụ kho bãi 41 22,7 Dịch vụ cung cấp Dịch vụ giao nhận 45 24,9 Dịch vụ hải quan 15 8,3 Khác 11 6,1 Doanh nghiệp nhà nước 42 23,2 Doanh nghiệp tư nhân 87 48,1 Khách hàng Doanh nghiệp nước ngoài 43 23,8 Khác 9 5,0 Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp từ kết quả khảo sát, 2021 Tuy có sự khác nhau giữa các đặc trưng của doanh nghiệp nhưng khi phân tích phương sai một yếu tố và phân tích anova đối với các nhóm tính thì không có sự khác biệt với mức ý nghĩa 0,05. 228 -
4.2. Đánh giá sơ bộ thang đo Phân tích hệ số Cronbach alpha Độ tin cậy của thang đo được đánh giá thông qua hệ số Cronbach α bằng phần mềm thống kê SPSS 20.0. Thang đo bao gồm 04 yếu tố và biến phụ thuộc được đưa vào phân tích bằng hệ số Cronbach α: Các hệ số tương quan biến tổng đều lớn hơn so với tiêu chuẩn cho phép (> 0,3), và hệ số tin cậy Cronbach α đều lớn hơn 0,6 nên đủ độ tin cậy. Vì vậy tất cả các biến đều được chấp nhận (Bảng 2). Bảng 2. Kết quả phân tích hệ số Cronbach’s alpha Biến Trung bình thang Phương sai thang Tương quan Cronbach’s alpha quan sát đo nếu loại biến đo nếu loại biến biến tổng nếu loại biến Môi trường kinh doanh Cronbach’s Alpha = 0,783; N = 6 MT1 15,55 3,818 0,534 0,731 MT2 15,54 3,804 0,613 0,706 MT3 15,54 3,569 0,584 0,715 MT4 15,49 3,793 0,436 0,755 MT5 15,56 3,744 0,534 0,734 MT6 15,38 3,482 0,477 0,712 Chính sách địa phương Cronbach’s Alpha = 0,772; N = 5 CS1 11,61 5,512 0,624 0,738 CS2 11,53 5,557 0,653 0,723 CS3 11,59 5,642 0,528 0,734 CS4 11,44 5,614 0,616 0,647 CS5 11,28 5,443 0,542 0,686 Năng lực nội tại doanh nghiệp Cronbach’s Alpha = 0,839; N = 4 NL1 9,79 8,834 0,815 0,828 NL2 9,69 9,017 0,828 0,811 NL3 9,62 9,138 0,762 0,802 NL4 9,63 9,113 0,827 0,787 Khả năng tiếp cận vốn Cronbach’s Alpha = 0,906; N = 5 KN1 15,62 8,544 0,742 0,898 KN2 15,71 8,431 0,754 0,836 KN3 15,58 8,128 0,781 0,842 KN4 15,37 8,317 0,747 0,881 KN5 15,39 7,907 0,787 0,818 Hiệu quả hoạt động kinh doanh Cronbach’s Alpha = 0,807; N = 4 HQKD1 7,65 1,843 0, 524 0,736 HQKD2 7,82 1,851 0, 541 0,747 HQKD3 7,24 1,782 0,597 0,784 HQKD4 7,86 1,728 0,693 0,716 Nguồn: Nhóm tác giả phân tích và tổng hợp từ kết quả khảo sát, 2021 - 229
Phân tích nhân tố khám phá Tất cả 04 yếu tố cùng 20 biến quan sát được đưa vào phân tích nhân tố khám phá (EFA) lần thứ nhất, biến MT5 bị loại do có hệ số truyền tải nhỏ hơn 0,5 nên không thuộc nhóm yếu tố nào. Sau khi loại MT5, phân tích nhân tố khám phá lần thứ hai với 19 biến còn lại cho kết quả (Bảng 3): Cả 19 biến có số truyền tải lớn hơn 0,5 được phân thành 04 nhóm với KMO = 0,943 và dừng tại giá trị Eigenvalue = 1,042, tổng phương sai trích là 71,348%. Bảng 3. Kết quả phân tích nhân tố khám phá Biến Nhân tố 1 Nhân tố 2 Nhân tố 3 Nhân tố 4 KN3 0,715 KN1 0,771 KN2 0,767 KN4 0,758 KN5 0,736 NL2 0,854 NL1 0,812 NL3 0,781 NL4 0,764 CS4 0,821 CS3 0,797 CS1 0,798 CS5 0,751 CS2 0,654 MT2 0,796 MT1 0,764 MT3 0,751 MT4 0,658 MT6 0,542 Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization. a. Rotation converged in 5 iterations. Nguồn: Nhóm tác giả phân tích từ kết quả khảo sát, 2021 Phân tích nhân tố khám phá đối với biến phụ thuộc, kết quả: Cả 04 biến quan sát có số truyền tải lớn hơn 0,5 được phân thành 01 nhóm với KMO = 0,787 và dừng tại giá trị Eigenvalue = 2,241; tổng phương sai trích là 72,783%. 230 -
Mô hình hiệu chỉnh Kết quả đánh giá sơ bộ thang đo cho 04 biến độc lập và 01 biến phụ thuộc. Như vậy, mô hình nghiên cứu đề xuất và các giả thuyết nghiên cứu đặt ra không thay đổi. Thang đo đủ điều kiện để đưa vào kiểm định mô hình. Giá trị của từng biến là giá trị trung bình của các biến quan sát thuộc biến đó và được mã hóa: Khả năng tiếp cận vốn: KN; Năng lực nội tại doanh nghiệp: NL; Chính sách địa phương: CS; Môi trường kinh doanh: MT và Hiệu quả hoạt động kinh doanh: HQKD. 4.3. Kết quả kiểm định mô hình Phân tích tương quan Kết quả phân tích tương quan (Bảng 4), biến phụ thuộc có mối tương quan tương đối chặt chẽ với các biến độc lập, các giá trị biến thiên từ 0,421 đến 0,554; nghĩa là thỏa mãn điều kiện |r| ≤ 1. Bảng 4. Kết quả phân tích tương quan MT KN NL CS HQKD MT 1 KN 0,366** 1 NL 0,303 ** 0,402** 1 CS 0,367 ** 0,321 ** 0,336** 1 HQKD 0,421** 0,547** 0,554** 0,481** 1 **. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). Phân tích hồi quy Kết quả phân tích hồi quy (Bảng 5), cả 04 giả thuyết đặt ra (H1, H2, H3 và H4) đều được chấp nhận ở mức ý nghĩa 0,05. Bảng 5. Hệ số hồi quy của phương trình Hệ số Hệ số Thống kê đa cộng tuyến chưa chuẩn hóa chuẩn hóa Thống Mức Mô hình Sai số kế t ý nghĩa Beta Beta Tolerance VIF chuẩn 1 (Constant) 0,923 0,216 4,311 0,000 MT 0,287 0,052 0,212 5,143 0,026 0,710 1,221 KN 0,191 0,054 0,215 3,842 0,000 0,452 2,274 NL 0,141 0,036 0,236 4,154 0,000 0,474 2,147 CS 0,97 0,038 0,141 2,787 0,005 0,593 1,236 a. Dependent Variable: HQKD - 231