intTypePromotion=3
Array
(
    [0] => Array
        (
            [banner_id] => 140
            [banner_name] => KM1 - nhân đôi thời gian
            [banner_picture] => 964_1568020473.jpg
            [banner_picture2] => 839_1568020473.jpg
            [banner_picture3] => 620_1568020473.jpg
            [banner_picture4] => 849_1568189308.jpg
            [banner_picture5] => 
            [banner_type] => 8
            [banner_link] => https://tailieu.vn/nang-cap-tai-khoan-vip.html
            [banner_status] => 1
            [banner_priority] => 0
            [banner_lastmodify] => 2019-09-11 15:08:43
            [banner_startdate] => 2019-09-11 00:00:00
            [banner_enddate] => 2019-09-11 23:59:59
            [banner_isauto_active] => 0
            [banner_timeautoactive] => 
            [user_username] => sonpham
        )

)

Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật: Số 22/2018

Chia sẻ: Kinh Do | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:126

0
4
lượt xem
0
download

Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật: Số 22/2018

Mô tả tài liệu
  Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Tạp chí với một số bài viết như khả năng tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ nuôi tôm sú ở khu vực đồng bằng sông Cửu Long; các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định mua voucher dịch vụ trực tuyến của nhân viên văn phòng tại Thành phố Hồ Chí Minh; đầu tư trực tiếp nước ngoài thúc đẩy chuyển dịch cơ cấu kinh tế tại Việt Nam...

Chủ đề:
Lưu

Nội dung Text: Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật: Số 22/2018

  1. Tạp chí ISSN: 0866 - 7802 SỐ: (22) KINH TEÁ - KYÕ THUAÄT 6 - 2018 Tòa soạn & trị sự: 530 Đại lộ Bình Dương, Phường Hiệp Thành, TP. Thủ Dầu Một, Tỉnh Bình Dương 3 THÁNG 1 KỲ Email: tapchiktktbd@gmail.com Tổng Biên tập MỤC LỤC Trang PGS.TS.NB. Nguyễn Thanh Kinh tế  Phó Tổng Biên tập 1 Nguyễn Quốc Nghi: Khả năng tiếp cận tín dụng chính thức 1 TS.NB. Trần Thanh Vũ của nông hộ nuôi tôm sú ở khu vực đồng bằng sông cửu long Hội đồng Biên tập Hà Nam Khánh Giao, Trần Nguyễn Anh Thư: Các yếu tố 2 9 Chủ tịch: ảnh hưởng đến quyết định mua voucher dịch vụ trực tuyến TS.NB. Lê Bích Phương của nhân viên văn phòng tại Thành phố Hồ Chí Minh Các ủy viên: 3 Hoàng Thị Phương Thảo: Vai trò của truyền thông xã hội 19 GS.TS.DS. Nguyễn Văn Thanh trong quá trình ra quyết định mua hàng của người tiêu GS.TS. Hoàng Văn Châu dùng: Một nghiên cứu mô tả ở Việt Nam GS.TS. Hồ Đức Hùng 4 Nguyễn Thị Bích Thủy: Đầu tư trực tiếp nước ngoài thúc 31 GS.TS. Hoàng Thị Chỉnh đẩy chuyển dịch cơ cấu kinh tế tại Việt Nam PGS.TS. Nguyễn Mạnh Hùng 5 Trương Văn Tấn: Các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu quả kỹ 41 PGS.TS. Đỗ Linh Hiệp thuật hộ nuôi cá tra thâm canh: Nghiên cứu tại An Giang PGS.TS. Nguyễn Quốc Tế PGS.TS. Phạm Văn Dược 6 Ngô Cao Hoài Linh: Nâng cao hiệu quả hoạt động giao 53 nhận xuất khẩu bằng đường biển của các công ty giao nhận PGS.TS. Phương Ngọc Thạch trên địa bàn Thành phố Hồ Chí Minh PGS.TS. Võ Văn Nhị PGS.TS. Phước Minh Hiệp 7 Nguyễn Thị Kim Phụng, Hoàng Thị Thanh Hằng: Tác động 61 PGS.TS. Phùng Đình Mẫn tích lũy dự trữ ngoại hối đến lạm phát tại Việt Nam PGS.TS. Phạm Minh Tiến 8 Vũ Văn Thực: Giải pháp hạn chế tín dụng đen ở Việt Nam 73 TS. Nguyễn Hữu Thân 9 Nguyễn Thị Diễm Hiền, Trần Thanh Vũ: Thanh toán không 78 TS. Nguyễn Tường Dũng dùng tiền mặt tại Việt Nam: Thị trường đang rộng mở TS. DS. Trịnh Việt Tuấn 10 Lê Thị Khánh Như, Đỗ Thị Thanh Lan: Các lợi ích của kế 88  toán quản trị môi trường Thư ký Tòa soạn: ThS. Hà Kiên Tân Nghiên cứu – Trao đổi  Giấy phép Hoạt động Báo chí in 11 Bùi Thị Bình, Nguyễn Thị Bình, Hồ Đức Hiệp: Giải pháp 92 Số: 36/GP-BTTTT cấp ngày nâng cao chất lượng đào tạo, bồi dưỡng cán bộ, công chức 05/02/2013 đáp ứng yêu cầu hội nhập quốc tế Số lượng in: 2.000 cuốn 12 Nguyễn Thành Dũng: Khoa học - công nghệ với triển vọng 100  của văn minh nhân loại Chế bản và in tại Nhà in: 13 Bùi Nghĩa, Nguyễn Hữu Hoàng: Chính sách phát huy vai 109 Liên Tường, Quận 6, Tp.HCM trò người cao tuổi Việt Nam: Góc nhìn lịch sử và pháp lý
  2. JOURNAL ISSN: 0866 - 7802 ECONOMICS - TECHNOLOGY No: (22) 6 - 2018 Editorial Office and management: 530 Binh Duong Avenu, HiepThanh Ward, Thu Dau Mot City, Binh Duong Province EVERY 3 MONTHS Email: tapchiktktbd@gmail.com TABLE OF CONTENNTS Page Editor - in - chief Assoc.Prof.Dr. Nguyen Thanh Economic  Deputy Editor - in – chief 1 Nguyen Quoc Nghi: Ability to access formal credit of prawn 1 Dr. Tran Thanh Vu farmers in the Mekong delta 2 Ha Nam Khanh Giao, Tran Nguyen Anh Thu: factors 9 Editorial board affecting staff’s buying decision of voucher service online in Director: Hochiminh city Dr. Le Bich Phuong 3 Hoang Thi Phuong Thao: The role of social media in 19 Member: consumer’s buying decision-making process: a descriptive Prof.Dr. Nguyen Van Thanh research in Vietnam Prof.Dr. Hoang Van Chau 4 Nguyen Thi Bich Thuy: Foreign direct investment promotes 31 Prof.Dr. Ho Duc Hung economic restructuring in Vietnam Prof.Dr. Hoang Thi Chinh 5 Truong Van Tan: Factors effect to technical efficiency 41 Assoc.Prof.Dr. Hung Manh Nguyen pangasiannodom hypophthalmus farms: research in Angiang Assoc.Prof.Dr. Do Linh Hiep 6 Ngo Cao Hoai Linh: Improving the efficiency of export 53 Assoc.Prof.Dr. Nguyen Quoc Te logistics operations by seaborne of logistics companies at Assoc.Prof.Dr. Pham Van Duoc Hochiminh city Assoc.Prof.Dr. Phuong Ngoc Thach 7 Nguyen Thi Kim Phung, Hoang Thi Thanh Hang: Impacts 61 Assoc.Prof.Dr. Vo Van Nhi of accumulating foreign exchange reserves on inflation in Assoc.Prof.Dr. Phuoc Minh Hiep Vietnam Assoc.Prof.Dr. Phung Dinh Man Assoc.Prof.Dr. Pham Minh Tien 8 Vu Van Thuc: Solutions to restrict the developing of the 73 black credit in Vietnam Dr. Nguyen Huu Than Dr. Nguyen Tuong Dung 9 Nguyen Thi Diem Hien, Tran Thanh Vu: Development of 78 Dr. Trinh Viet Tuan non-cash payments: a potential market in vietnam  10 Le Thi Khanh Nhu, Do Thi Thanh Lan: Benefits of 88 Managing Editor: environmental accounting MBA. Ha Kien Tan Research – Exchange  Publishing licence: Studying 11 Bui Thi Binh, Nguyen Thi Binh, Ho Duc Hiep: Solutions 92 and following the No: to improve training quality, fostering to public servants, 36/GP-BTTTT Date 05/02/2013 officials to meet international integration In number: 2.000 copies 12 Nguyen Thanh Dung: Science - technology with prospects 100  human civilization Printing at: Lien Tuong printing, 13 Bui Nghia, Nguyen Huu Hoang: Vietnamese people's 109 District 6, HCM city committee policy: History and legal visit
  3. Khả năng tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ nuôi tôm sú... Kinh tế KHẢ NĂNG TIẾP CẬN TÍN DỤNG CHÍNH THỨC CỦA NÔNG HỘ NUÔI TÔM SÚ Ở KHU VỰC ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG Nguyễn Quốc Nghi* TÓM TẮT Mục tiêu của nghiên cứu này nhằm xác hưởng đến khả năng tiếp cận nguồn tín dụng định các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng chính thức của hộ nuôi tôm sú là trình độ học tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ nuôi vấn, kinh nghiệm nuôi tôm, diện tích nuôi tôm, tôm sú ở khu vực đồng bằng sông Cửu Long thu nhập của nông hộ và vốn xã hội của nông (ĐBSCL). Số liệu của nghiên cứu được phỏng hộ. Trong đó, thu nhập của nông hộ là yếu tố vấn trực tiếp từ 275 nông hộ nuôi tôm sú ở có tác động mạnh nhất đến khả năng tiếp cận 3 tỉnh Sóc Trăng, Bạc Liêu và Cà Mau. Ứng nguồn tín dụng chính thức của nông hộ nuôi dụng phương pháp phân tích hồi qui logit, tôm sú ở khu vực ĐBSCL. kết quả nghiên cứu cho thấy có 5 yếu tố ảnh Từ khóa: khả năng, tiếp cận, tín dụng chính thức, nông hộ nuôi tôm sú ABILITY TO ACCESS FORMAL CREDIT OF PRAWN FARMERS IN THE MEKONG DELTA ABSTRACT A study aims to determine factors that affect households are education, experience, scale the ability to access formal credit of prawn of farming area, income of household and farming households in the Mekong Delta. social relationships. In particular, household Research data were directly interviewed from income is the most impact on ability to access 275 prawn farming households in Soc Trang, formal credit prawn farming households in Bac Lieu and Ca Mau province. Binary logit the Mekong Delta. regression was in this study, research results Keywords: ability, accessibility, formal showed that there are 5 factors that affect the credit, prawn farm ability to access formal credit of prawn farming 1. ĐẶT VẤN ĐỀ Những năm gần đây, việc đầu tư cho nông đặc biệt quan tâm, nhiều chính sách khuyến nghiệp, nông thôn luôn được Đảng và Nhà nước khích đầu tư vào khu vực nông nghiệp, nông * TS. Giảng viên Trường Đại học Cần Thơ 1
  4. Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật thôn được ban hành. Tính đến 30/6/2016, huy vay vốn của hộ nuôi tôm sú, (2) Khả năng tiếp động vốn của các tổ chức tín dụng trong vùng cận tín dụng chính thức của hộ nuôi tôm sú, ĐBSCL đạt 350.038 tỷ đồng, tăng 9,93% so (3) Xác định các nhân tố ảnh hưởng đến khả với cuối năm 2015; tương ứng, dư nợ cho vay năng tiếp cận tín dụng chính thức của hộ nuôi đạt 397.991 tỷ đồng, tăng 3,39%, chiếm 8,2% tôm sú ở khu vực ĐBSCL. tổng dư nợ cho vay toàn nền kinh tế, tăng gấp 1,83 lần năm 2010. Trong đó, dư nợ cho vay 2. MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU phục vụ phát triển nông nghiệp, nông thôn Tín dụng chính thức giữ vai trò vô cùng tăng 10,1% so với cuối năm 2015, chiếm 22% quan trọng đối với sự phát triển nông nghiệp trên tổng dư nợ cho vay nông nghiệp nông nông thôn, là 1 trong 5 nguồn lực quan trọng thôn toàn quốc và chiếm 48% tổng dư nợ cho của bất kỳ nông hộ nào. Nguồn tài lực hạn chế vay của khu vực. Nguồn vốn này góp phần sẽ ảnh hưởng rất nhiều đến khả năng tái sản tạo ra những vùng chuyên canh sản xuất hàng xuất, mở rộng qui mô canh tác của nông hộ. hóa lớn về nông sản xuất khẩu của ĐBSCL Chính vì thế, chủ đề tiếp cận tín dụng chính (Nguyễn Đắc Hưng, 2017), đồng thời đặt nền thức của nông hộ luôn là mối quan tâm hàng tảng cho việc cơ cấu lại sản xuất nông nghiệp đầu của các nhà nghiên cứu trong và ngoài trong toàn vùng theo hướng phát triển xanh, nước, một số tác giả điển hình có thể kể đến bền vững. Tuy nhiên, khả năng tiếp cận nguồn như: Zeller (1994), Tomoko Kaino (2006), tín dụng chính thức của nông hộ ở ĐBSCL Mikkel Barslund và Finn Tarp (2008), Li Rui nói chung và hộ sản xuất tôm sú nói riêng vẫn và Zhu Xi (2010), Trương Đông Lộc và Trần còn hạn chế. Vấn đề xuất phát từ nhiều nguyên Bá Duy (2010), Lê Khương Ninh (2011), nhân chủ quan lẫn khách quan, có thể kể đến Nguyễn Quốc Nghi (2011). Các tác giả này như: chất lượng tín dụng không được đảm bảo đã khám phá một số yếu tố tác động đến khả bởi rủi ro sản xuất thường xuyên xảy ra, nông năng tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ hộ còn bị động trong quá trình tiếp cận nguồn như: trình độ học vấn của chủ hộ, tuổi của chủ vốn chính thức, hồ sơ thủ tục tuy có tinh giảm hộ, kinh nghiệm sản xuất, diện tích sản xuất và nhưng vẫn còn phức tạp,... Chính vì vậy, để mức thu nhập. Trên cơ sở kế thừa các kết quả cung cấp cho ngành ngân hàng một góc nhìn nghiên cứu có liên quan, đồng thời thông qua tổng quan hơn về khả năng tiếp cận tín dụng kết quả khảo sát sơ bộ, nghiên cứu đề xuất mô của nông hộ nuôi tôm sú ở khu vực ĐBSCL, hình xác định các yếu tố ảnh hưởng đến khả nghiên cứu này được thực hiện với các mục năng tiếp cận tín dụng chính thức của hộ nuôi tiêu: (1) Phân tích thực trạng vay vốn, nhu cầu tôm sú ở khu vực ĐBSCL như sau: TIEPCANTDCT = β0 + β1HOCVAN + β2TUOITAC + β3KINHNGHIEM + β4DIENTICH + β5HOATDONG + β6THUNHAP + β7VONXAHOI Trong đó: TIEPCANTDCT là biến phụ nguồn tín dụng chính thức và giá trị 0 nếu thuộc đo lường khả năng tiếp cận tín dụng ngược lại, các biến độc lập trong mô hình chính thức của hộ nuôi tôm sú ở khu vực được diễn giải như sau: ĐBSCL, nhận giá trị 1 nếu hộ có vay vốn từ 2
  5. Khả năng tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ nuôi tôm sú... Bảng 1. Diễn giải các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu Đơn vị Kỳ Tên biến Định nghĩa Tác giả tham khảo tính vọng Trình độ học vấn, nhận giá trị là số Tomoko Kaino (2006), HOCVAN Năm năm đi học của người trực tiếp sản Nguyễn Quốc Nghi (2011) + xuất. Tuổi tác, nhận giá trị tương ứng với Nguyễn Quốc Nghi (2011), TUOITAC Năm số tuổi của người trực tiếp sản xuất. Nguyễn Văn Ngân và Lê + Khương Ninh (2008) Kinh nghiệm, nhận giá trị tương ứng Nguyễn Quốc Nghi (2011), KINHNGHIEM Năm với số năm nuôi tôm sú của nông hộ Nguyễn Văn Ngân và Lê + tính đến thời điểm nghiên cứu. Khương Ninh (2008) Diện tích, nhận giá trị tương ứng với Pham Bao Duong và Yoichi diện tích mặt nước nuôi tôm sú của Izumida (2002), Phước Minh DIENTICH m2 nông hộ. Hiệp (2005), Nguyễn Quốc + Nghi (2011) Số hoạt động, nhận giá trị tương ứng Nguyễn Quốc Nghi (2011), Hoạt với số hoạt động tạo thu nhập cho Nguyễn Văn Vương và cộng HOATDONG + động nông hộ. sự (2013) Tổng thu nhập, nhận giá trị tương Nguyễn Quốc Nghi (2011), 1.000 ứng với tổng số tiền thu được hàng Nguyễn Văn Ngân (2008) THUNHAP + đồng tháng của nông hộ. Vốn xã hội, nhận giá trị 1 nếu hộ Trần Thọ Đạt (1998), Pham có người thân hay bạn bè làm việc Bao Duong và Yoichi VONXAHOI 1/0 trong hội đoàn thể, các cơ quan nhà Izumida (2002). + nước hoặc tổ chức tín dụng và nhận giá trị 0 nếu ngược lại. Nguồn: Đề xuất của tác giả, 2016 3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU Dựa vào mô hình nghiên cứu được thiết Mau (88 hộ). Đối tượng được chọn phỏng vấn lập, phương pháp phân tích kinh tế lượng bằng là lao động chính, người trực tiếp nuôi tôm mô hình hồi qui logit được sử dụng để xác định sú. Theo Tabachnick & Fidell (1996), khi sử các biến số ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận dụng các phương pháp hồi qui, kích thước tín dụng chính thức của hộ nuôi tôm sú. Bên mẫu cần thiết được tính theo công thức: n ≥ 50 cạnh đó, nghiên cứu sử dụng phương pháp + 8p. Trong đó: n là kích thước mẫu tối thiểu thống kê mô tả để phản ánh thực trạng tiếp cần thiết, p là số lượng biến độc lập trong mô cận các nguồn tín dụng của nông hộ. Nghiên hình. Do đó, với 7 biến độc lập trong mô hình cứu này sử dụng số liệu sơ cấp được thu thập nghiên cứu được đề xuất thì cỡ mẫu cần điều theo phương pháp chọn mẫu hạn ngạch (quota) tra là n ≥ 50+8*7= 116 quan sát. Với cỡ mẫu để điều tra 275 nông hộ nuôi tôm sú ở 3 tỉnh 275 quan sát, dữ liệu đảm bảo để thực hiện Sóc Trăng (82 hộ), Bạc Liêu (105 hộ) và Cà kiểm định mô hình nghiên cứu. 3
  6. Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN với số nhân khẩu trong gia đình, trung bình số người trực tiếp nuôi tôm là 2 người/hộ, trong 3.1 Giới thiệu đặc điểm hộ nuôi tôm sú khi trung bình số người trong gia đình là 5 Theo kết quả khảo sát ở bảng 2 cho thấy, người/hộ. Do sức hút lao động từ các lĩnh vực hộ nuôi tôm sú có tuổi đời tương đối cao và phi nông nghiệp hoặc lực lượng trẻ phải đi xa có nhiều kinh nghiệm vì nuôi trồng thủy sản để học tập và làm việc, vì thế nguồn lao động là hoạt động kinh tế chủ yếu ở địa bàn nghiên trực tiếp nuôi tôm sú ngày càng trở nên khan cứu. Tuy nhiên, trình độ học vấn của người hiếm. Cũng theo kết quả khảo sát, diện tích sản xuất chính còn thấp. Điều này ảnh hưởng mặt nước nuôi tôm sú của nông hộ trung bình không nhỏ đến khả năng tiếp cận tiến bộ kỹ là 14.060 m2, sự chênh lệch về diện tích nuôi thuật và thông tin thị trường của nông hộ. Số tôm sú giữa các nông hộ là khá lớn, với độ người trực tiếp nuôi tôm sú tương đối thấp so lệch chuẩn là 9.150 m2. Bảng 2: Đặc điểm chung của hộ nuôi tôm sú Tiêu chí Đơn vị tính Trung bình Độ lệch chuẩn Tuổi tác của người sản xuất chính Năm 43,18 10,22 Trình độ của người sản xuất chính Năm 8,05 3,45 Số nhân khẩu trong hộ Người 4,84 1,68 Số người trực tiếp nuôi tôm Người 1,93 0,83 Kinh nghiệm của người sản xuất chính Năm 14,53 6,24 Diện tích nuôi tôm sú của nông hộ 1.000m2 14,06 9,15 Nguồn: Số liệu điều tra, 2016 Theo khuyến cáo của ngành nông nghiệp sú theo kỹ thuật được học hỏi từ những lớp địa phương, để nuôi tôm sú đạt năng suất tập huấn kỹ thuật do các công ty thức ăn, và hiệu quả cao thì nông hộ nên nuôi 1 vụ/ thuốc hóa học, viện/trường tổ chức (chiếm năm (lịch thời vụ từ giữa tháng 3 đến giữa 64,36%). Về việc tham gia vào các tổ chức tháng 8). Dựa vào kết quả thống kê ở bảng 3 hợp tác sản xuất, rất ít nông hộ tham gia vào cho thấy, đa số hộ nuôi tôm sú chỉ đầu tư 1 hợp tác xã (chiếm 17,82%), số lượng nông vụ/năm (chiếm 69,09%), còn lại 30,91% hộ hộ không tham gia hợp tác xã chiếm đến nuôi tôm 2 vụ/năm. Phần lớn hộ nuôi tôm 82,18%. Bảng 3: Đặc điểm sản xuất của nông hộ Chỉ tiêu Tần số (hộ) Tỷ lệ (%) 1. Số vụ sản xuất trong năm 275 100,00 - 1 vụ/năm 190 69,09 - 2 vụ/năm 85 30,91 2. Tham gia tập huấn 275 100,00 - Không tham gia tập huấn 98 35,64 - Có tham gia tập huấn 177 64,36 3. Tham gia hợp tác xã 275 100,00 - Không tham gia hợp tác xã 226 82,18 - Có tham gia hợp tác xã 49 17,82 Nguồn: Số liệu điều tra, 2016 4
  7. Khả năng tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ nuôi tôm sú... 3.2. Khả năng tiếp cận tín dụng chính chi phí thuốc, hóa chất và chi phí thuê mướn thức của hộ nuôi tôm sú lao động. Chính vì thế, phần lớn hộ nuôi tôm Quá trình đầu tư sản xuất tôm sú cần một phải huy động thêm nguồn tài chính từ bên lượng vốn khá lớn cho các khoản: chi phí ngoài để bổ sung cho nguồn vốn đầu tư nuôi con giống, chi phí máy móc, chi phí thức ăn, tôm sú. Bảng 4: Thực trạng và nhu cầu vay vốn của nông hộ nuôi tôm sú Tiêu chí Tần số (hộ) Tỷ lệ (%) 1. Tình hình vay vốn 275 100,00 Có vay 180 65,45 Không vay 95 34,55 2. Nguồn vay vốn 180 Tổ chức tín dụng chính thức 115 63,89 Tư nhân chuyên cho vay 68 37,78 Người thân, bạn bè 59 32,78 3. Hạn chế khi tiếp cận tín dụng chính thức 115 Nợ trước chưa trả hết 68 59,13 Hồ sơ, thủ tục phức tạp 35 30,43 Không đáp ứng điều kiện vay 28 24,34 Nguyên nhân khác 15 13,04 Nguồn: Số liệu điều tra, 2016 Dựa vào kết quả khảo sát ở bảng 4 cho tín dụng chính thức, 37,78% hộ nuôi tôm vay thấy, tỷ lệ hộ nuôi tôm sú tự chủ tài chính mượn nguồn vốn từ người thân, bạn bè và phục vụ cho sản xuất khá thấp (34,55%), còn 32,78% nông hộ có vay mượn từ những người lại 65,45% nông hộ có tiếp cận với các nguồn cho vay chuyên nghiệp ở địa phương. Trong tín dụng khác nhau để bổ sung cho nguồn vốn quá trình tiếp cận nguồn vay chính thức, hộ nuôi tôm sú. Thực tế cho thấy, nhiều nông nuôi tôm sú thường gặp một số hạn chế như: hộ đã chủ động tiếp cận các nguồn tín dụng rủi ro sản xuất dẫn đến nợ trước chưa trả hết (59,13%), hồ sơ thủ tục phức tạp (30,43%), khác nhau để tăng vốn đầu tư. Trong đó, có không đáp ứng điều kiện vay (24,34%) và 63,89% nông hộ có vay vốn từ các tổ chức một số nguyên nhân khác (13,04%). Bảng 5: Lượng vốn và lãi suất vay của hộ nuôi tôm sú Nguồn vay Số tiền (triệu đồng) Thời hạn vay (tháng) Lãi suất (%/tháng) Tổ chức tín dụng chính thức 75,28 12,0 1,04 Vay tư nhân chuyên cho vay 40,15 1,5 5,20 Vay người thân, bạn bè 54,38 2,5 1,05 Nguồn: Số liệu điều tra, 2016 5
  8. Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật Theo kết quả khảo sát ở bảng 5 cho thấy, lãi suất là rất cao (5,2%/tháng). Đây là nguồn các hộ nuôi tôm sú vay vốn từ các tổ chức vay không mong muốn của hộ nuôi tôm sú, vì tín dụng chính thức với số tiền trung bình là lãi suất cao dẫn đến chi phí sản xuất tăng, ảnh 75,28 triệu đồng trong thời gian 12 tháng với hưởng rất nhiều đến lợi nhuận cuối mùa vụ. lãi suất/tháng là 1,04%, ngân hàng được hộ 3.3. Các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng nuôi tôm sú chọn nhiều nhất là ngân hàng tiếp cận tín dụng chính thức Nông nghiệp và Phát triển nông thôn. Bên Dựa vào kết quả phân tích hồi qui logit cạnh đó, nông hộ còn vay mượn tiền từ người cho thấy, mô hình được thiết lập phù hợp thân, bạn bè để bổ sung cho nguồn vốn đầu với các kiểm định được đảm bảo như sau: tư nuôi tôm sú, với số tiền trung bình là 54,38 (1) Kiểm định giả thuyết về độ phù hợp tổng triệu đồng trong thời gian 2 đến 3 tháng với quát có mức ý nghĩa quan sát Sig.= 0,00 nhỏ mức lãi suất (1,05%/tháng) tương đương với hơn rất nhiều so với mức ý nghĩa 5%. (2) Giá lãi suất ngân hàng tại thời điểm nghiên cứu. trị Log Likelihood = -142,6 thể hiện mức độ Song song đó, trong những trường hợp cần phù hợp của mô hình. Mức độ dự báo chính vốn khẩn cấp, một số nông hộ đã phải sử dụng xác của mô hình là 75,7%. Bên cạnh đó, giá đến nguồn tín dụng từ các đối tượng cho vay trị kiểm định Corr đều < 0,8 nên không xảy ra chuyên nghiệp ở địa phương với số tiền trung hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình (Mai bình là 40,15 triệu đồng trong 1 tháng, mức Văn Nam, 2008). Bảng 6: Các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận tín dụng chính thức Tên biến Hệ số ước lượng (B) Mức ý nghĩa (Sig.) Hằng số -0,615 0,044 TUOITAC 0,067 0,228 TRINHDO 0,114 0,017 THUNHAP 1,313 0,025 KINHNGHIEM 0,128 0,012 DIENTICH 0,992 0,004 HOATDONG 0,265 0,240 VONXAHOI 0,191 0,046 Hệ số (Sig.) mức ý nghĩa 0,000 Mức độ dự báo chính xác (%) 75,70% Nguồn: Số liệu điều tra, 2016 Chú thích: *: mức ý nghĩa 10%; **: mức ý nghĩa 5%; ***: mức ý nghĩa 1%; ns: không ý nghĩa. Theo kết quả phân tích ở bảng 6 cho biến TRINHDO, DIENTICH, THUNHAP, thấy, trong các biến đưa vào mô hình thì KINHNGHIEM, VONXAHOI đều tương có 2 biến không có ý nghĩa thống kê, đó là quan thuận với khả năng tiếp cận tín dụng biến TUOITAC và HOATDONG, còn lại 5 chính thức của nông hộ nuôi tôm sú, hay nói biến có ý nghĩa thống kê ở mức 1% đến 5%, cách khác nếu nông hộ có trình độ học vấn và đồng thời các biến này có tác động đúng với kinh nghiệm nuôi tôm càng cao, diện tích nuôi kỳ vọng ban đầu của nghiên cứu. Tất cả các tôm sú và thu nhập hàng tháng càng nhiều, có 6
  9. Khả năng tiếp cận tín dụng chính thức của nông hộ nuôi tôm sú... quan hệ xã hội tốt thì khả năng tiếp cận nguồn xã hội. Trong đó, nhân tố thu nhập có tác động tín dụng chính thức sẽ càng tăng. Trong đó, mạnh nhất đến khả năng tiếp cận tín dụng chính biến THUNHAP và biến DIENTICH có mức thức của nông hộ. Từ các kết luận trên, nghiên độ tác động mạnh đến khả năng tiếp cận tín cứu đề xuất một số kiến nghị nhằm nâng cao dụng chính thức của hộ nuôi tôm sú. Kết quả khả năng tiếp cận nguồn tín dụng chính thức này phản ánh đúng thực tế tại địa bàn nghiên cho hộ nuôi tôm sú như sau: (1) Ngành ngân cứu, vì phần lớn tổ chức tín dụng đều dựa vào hàng nên nghiên cứu, giảm bớt các thủ tục, 2 tiêu chí này để xem xét và chấp nhận hồ sơ điều kiện vay, đồng thời linh hoạt xử lý các xin vay vốn của nông hộ nuôi tôm sú. tình huống rủi ro sản xuất để giúp nông hộ tiếp cận được nguồn vốn vay với lãi suất phù 4. KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ hợp, tránh tình trạng nông hộ phải chấp nhận mức lãi suất cao từ những người cho vay tư Ngày nay, vốn được xem là một yếu tố nhân; (2) Nông hộ cần nâng cao ý thức tự giác đầu vào đặc biệt quan trọng trong sản xuất học tập, nâng cao trình độ, trau dồi kiến thức, nông nghiệp nói chung và sản xuất tôm sú nói thường xuyên cập nhật các thông tin về nguồn riêng. Vốn không chỉ là cơ sở để nông hộ mở tín dụng chính thức, đặc biệt là nguồn tín dụng rộng qui mô sản xuất mà còn góp phần đáng hỗ trợ của Chính phủ đối với phát triển nông kể vào việc đầu tư theo chiều sâu, hiện đại nghiệp; (3) Nông hộ cần nâng cao nhận thức hóa sản xuất. Thông qua số liệu điều tra và về vai trò của các tổ chức hội đoàn thể địa kết quả phân tích cho thấy, nhu cầu tín dụng phương và hợp tác xã, tích cực tham gia và chính thức của hộ nuôi tôm sú là khá lớn, các vận động mọi người cùng tham gia các tổ chức nhân tố ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận tín này để trao đổi kinh nghiệm, hỗ trợ kỹ thuật dụng chính thức của hộ nuôi tôm sú ở ĐBSCL và chia sẻ thông tin, đồng thời thông qua hội là trình độ học vấn, kinh nghiệm sản xuất, thu đoàn thể, nông hộ có thể tiếp cận với các tổ nhập của nông hộ, diện tích nuôi tôm và vốn chức tín dụng chính thức tốt hơn. TÀI LIỆU THAM KHẢO [1]. Pham Bao Duong và Yoichi Izumida, 2002. kinh-te/2017/44306/Tin-dung-ngan-hang- Rural development finance in Vietnam: a thuc-day-chuyen-dich-co-cau-nong-nghiep. microeconometric analysis of household aspx>. [Ngày truy cập: 19.10.2017]. surveys. World development, 30(2): 319-335. [4]. Tomoko Kaino, 2006. Rural Credit Markets [2]. Phước Minh Hiệp, 2005. Phân tích hiệu quả in Myanmar: A Study of Formal and sử dụng vốn tín dụng và xác định nhu cầu Non-Formal Lenders. Asian Journal of vốn của nông hộ trong quá trình chuyển dịch Agriculture and Development, 3: 1-15. cơ cấu kinh tế nông nghiệp nông thôn tỉnh [5]. Trương Đông Lộc và Trần Bá Duy, 2010. Các Trà Vinh. Đề tài cấp cơ sở Trường Đại học nhân tố ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận tín Cần Thơ. dụng chính thức của nông hộ trên địa bàn tỉnh [3]. Nguyễn Đắc Hưng, 2017. Tín dụng ngân Kiên Giang. Tạp chí Ngân hàng, 4: 29-32. hàng thúc đẩy chuyển dịch cơ cấu nông [6]. Li Rui and Zhu Xi, 2010. Econometric nghiệp, nông thôn vùng đồng bằng sông analysis of credit constraints of Chinese Cửu Long theo hướng phát triển bền vững. rural households and welfare loss. Applied
  10. Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật [7]. Mikkel Barslund and Finn Tarp, 2008. tiếp cận tín dụng chính thức của hộ nông dân Formal and informal rural credit in four ở ĐBSCL, trong Cơ sở cho phát triển doanh provinces of Vietnam. World Development, nghiệp vừa và nhỏ và nông hộ ở ĐBSCL. 44(4): 485-503. Nhà xuất bản Giáo Dục. [8]. Lê Khương Ninh và Phạm Văn Dương, [12]. Mai Văn Nam, 2008. Giáo trình Kinh tế 2011. Phân tích các yếu tố quyết định lượng lượng. NXB Thống kê. vốn vay tín dụng chính thức của hộ nông [13]. Tabachnick, B. G. and Fidell, L. S., 1996. dân ở An Giang. Tạp chí Công nghệ ngân Using multivariate statistics (3rd ed.). New hàng, 60: 8-15. York: HarperCollins. [9]. Nguyễn Quốc Nghi, 2011. Nhu cầu tín dụng [14]. Nguyễn Văn Vương và cộng sự, 2013. Các chính thức trong phát triển mô hình nuôi nhân tố ảnh hưởng đến nhu cầu tín dụng baba của nông hộ ở tỉnh Kiên Giang. Tạp chính thức của các nông hộ ở huyện Quảng chí Công nghệ Ngân hàng, 65: 39-44. Điền, tỉnh Thừa Thiên Huế. Tạp chí Khoa [10]. Nguyễn Quốc Nghi, 2011. Các nhân tố ảnh học Đại học Huế, 86(8). hưởng đến cầu tín dụng chính thức của nông [15]. Zeller, 1994. Determinants of credit hộ ở làng hoa Sa Đéc tỉnh Đồng Tháp. Tạp rationing: a study of informal lenders and chí Ngân hàng, 10: 50-53. formal credit groups in Madagascar. World [11]. Nguyễn Văn Ngân và Lê Khương Ninh, Development, 22(12): 1895–1907. 2008. Những nhân tố quyết định đến việc 8
  11. Các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định mua voucher ... CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN QUYẾT ĐỊNH MUA VOUCHER DỊCH VỤ TRỰC TUYẾN CỦA NHÂN VIÊN VĂN PHÒNG TẠI THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH Hà Nam Khánh Giao*, Trần Nguyễn Anh Thư** TÓM TẮT Nghiên cứu kiểm định mức độ tác động vụ trực tuyến của nhân viên văn phòng tại của các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định mua TP.HCM - theo tầm quan trọng giảm dần: Ý voucher dịch vụ trực tuyến của nhân viên văn kiến tham khảo nhóm, Sự tin cậy, Tính đáp ứng phòng tại TP.HCM, bằng việc khảo sát 331 website, Giá, Kinh nghiệm mua trực tuyến, Sự nhân viên văn phòng. Phương pháp phân tiện lợi. Nghiên cứu đề ra một số hàm ý quản tích Cronbach’s Alpha, phân tích EFA cùng trị cho các nhà quản lý nhằm tăng khả năng với phân tích hồi quy bội được sử dụng với bán voucher dịch vụ trực tuyến. phương tiện SPSS. Từ khóa: quyết định mua, voucher dịch vụ Kết quả cho thấy mức độ ảnh hưởng của trực tuyến, nhân viên văn phòng tại Thành phố các yếu tố đến quyết định mua voucher dịch Hồ Chí Minh. FACTORS AFFECTING STAFF’S BUYING DECISION OF VOUCHER SERVICE ONLINE IN HOCHIMINH CITY ABSTRACT The research investigates how the factors voucher service in HCMC decreasingly: affect staff’s buying decision of voucher Reference Group, Creditibility, Website service online in Hochiminh City (HCMC), resposiveness, Price, Online shopping by intervewing 331 staff. The methods of experience, Convenience. The research also Cronbach’s Alpha analysis, EFA analysis and suggests some solutions to the website-owned multiple regression analysis were used with companies to enhance capability of online the SPSS program. selling of voucher service. The result shows that the affects of the Keywords: buying decision, voucher factors on staff online buying decision of service online, staff in Hochiminh City 1. GIỚI THIỆU Mô hình Groupon (mua theo nhóm) có do tốc độ phổ cập Internet tăng rất nhanh, mặt tại Việt Nam (VN) vào năm 2011, đã thu người tiêu dùng (NTD) VN lại rất quan tâm hút sự tham gia của nhiều doanh nghiệp. Việc tới giá cả, đặc biệt là tâm lý thích khuyến mãi. mô phỏng Groupon ở VN có nhiều thuận lợi Bên cạnh đó, ngoài việc mua dịch vụ giảm giá * PGS. TS. Trường Đại học Tài chính - Marketing * ThS. Phòng Quản lý dự án & Khách hàng, Công ty Alpha Leapers, Email: tran.ng.anh.thu@gmail.com; ĐT: 091 632 1009 9
  12. Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật theo nhóm, NTD VN còn có nhu cầu sử dụng lợi) với những ưu điểm: (1) Khách hàng mua các dịch vụ thông qua hình thức mua voucher, được hàng hoá, dịch vụ với giá rẻ hơn bình như dịch vụ ăn uống, giải trí, làm đẹp… Việc thường (từ 30% - 90%); nhà cung cấp có cơ nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến quyết hội quảng cáo và thu được lượng lớn khách định mua voucher dịch vụ trực tuyến (DVTT), hàng mới trong thời gian rất ngắn với chi đặc biệt đối với nhân viên văn phòng, trở nên phí thấp; Groupon tính phí trên chiết khấu từ cấp thiết. nhà cung cấp và đóng vai trò trung gian giữa doanh nghiệp và người mua, (2) Nguyên tắc 2. TỔNG QUAN LÝ LUẬN hoạt động của mô hình này là giảm giá dịch vụ 2.1. Hành vi mua trực tuyến bằng cách truyền thông kêu gọi nhiều người Theo Hiệp hội Marketing Hoa Kỳ, hành cùng mua với số lượng và thời gian có hạn, vi người tiêu dùng chính là sự tác động giữa (3) Đây là một xu hướng Marketing mới cho các yếu tố kích thích của môi trường với nhận doanh nghiệp trong thời gian ngắn khoảng 24- thức của con người mà qua sự tương tác đó 72 giờ để đạt được lượng khách hàng mua có con người thay đổi cuộc sống của họ. Kotler thể lên đến vài ngàn người. Các dịch vụ đều (2009) cho rằng hành vi người tiêu dùng là rất phong phú: làm đẹp, ăn uống, du lịch, mỹ hành vi cụ thể của một cá nhân khi thực hiện phẩm và các dịch vụ khác chỉ cần khách hàng các quyết định mua sắm, sử dụng và vứt bỏ có nhu cầu, chỉ cần vào các trang này sẽ lựa hàng hoá hay dịch vụ. chọn được hàng hoá và dịch vụ phù hợp, (4) Theo Thái Trí Dũng (2007), tâm lý khách Việc đăng ký mua hàng rất tiện lợi và nhanh hàng là quá trình đi từ cảm giác cho tới ý thức. chóng, chỉ cần chọn vào nút “Mua”, làm theo Khi xem xét cụ thể với người tiêu dùng, thế hướng dẫn là hoàn tất đơn đặt hàng, đơn vị sở giới quan của họ sẽ là tất cả các sự vật hiện hữu mô hình groupon sẽ tiến hành giao hàng tượng có liên quan tới việc tạo ra ý thức về hoá hoặc voucher dịch vụ, (5) Hình thức thanh nhu cầu tiêu dùng một sản phẩm, dịch vụ nào toán của loại dịch vụ này cũng rất đa dạng: đó bao gồm các yếu tố sau: (1) Động cơ thúc bằng tiền mặt trực tiếp, thẻ tín dụng, thẻ ATM, đẩy, (2) Nhận thức, (3) Lĩnh hội, (4) Niềm tin Internet banking… Groupon đã nhanh chóng và thái độ. lan đến VN khi trào lưu cung cấp các chương trình khuyến mại cho nhiều người mua đang Theo Akbar & James (2014), mua trực phát triển mạnh mẽ, tại VN mô hình được gọi tuyến là một quá trình mà nhân viên văn phòng là mua chung hay cùng mua. (NVVP) mua trực tiếp hàng hóa hoặc dịch vụ từ một người bán trong một thời gian xác thực Theo Đinh Xuân Hùng (2011), voucher thông qua Internet, không qua dịch vụ trung trực tuyến là một phiếu mua hàng được áp gian, nó là một dạng của thương mại điện tử. dụng chính sách khuyến mãi (giảm giá) thông Mua trực tuyến là một tiến trình các liệt kê qua hình thức mua trực tuyến trên hệ thống hàng hóa và dịch vụ cùng với hình ảnh được website có mô hình như Groupon, khách hiển thị từ xa thông qua các phương tiện điện hàng đã thanh toán chi phí trước khi sử dụng tử. Khi hàng hoá, dịch vụ được chọn, giao voucher. Số tiền thanh toán mua voucher thấp dịch được thực hiện tự động khi thanh toán hơn giá trị sử dụng thể hiện trên voucher, phụ bằng các thẻ tín dụng và các phương tiện khác. thuộc vào tỷ lệ khuyến mãi (phần trăm giảm Theo Dholakia (2010), Groupon thực chất giá) của nhà cung cấp dịch vụ. Người mua là mô hình Win-Win-Win (ba bên cùng có sẽ dùng phiếu này tới nơi cung cấp dịch vụ 10
  13. Các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định mua voucher ... để sử dụng theo giá trị ghi trên voucher, có nhật có thông tin, kiến thức mới nhanh chóng hoặc không có bù chi phí tuỳ theo quy định. nhất nên các trào lưu mua bán trực tuyến, Đặc tính những dịch vụ mà voucher cung NVVP sẽ thích ứng và có hành vi mua nhiều cấp: Dịch vụ liên quan đến thư giãn, chăm hơn những đối tượng khác. sóc sắc đẹp, nha khoa…; Dịch vụ liên quan Kotler (2009) giới thiệu quá trình ra quyết đến học tập; Dịch vụ liên quan đến ăn uống; định mua trực tuyến thể hiện trong 5 giai đoạn: Dịch vụ liên quan đến du lịch, nghỉ dưỡng; (1) Xác định nhu cầu, (2) Tìm kiếm thông tin, Dịch vụ liên quan đến giải trí, karaoke, xem (3) Đánh giá và lựa chọn, (4) Quyết định mua, ca nhạc, phim, kịch, khu vui chơi…; Dịch vụ thực hiện thanh toán và giao hàng, (5) Đánh liên quan đến chụp ảnh, trang điểm… giá sau khi mua. Theo Cục Thương mại điện tử (TMĐT) và Công nghệ thông tin (CNTT), Bộ Công Turban và ctg (2002) giới thiệu mô hình Thương (2014), NVVP là đối tượng tiếp xúc hành vi mua hàng trực tuyến của NVVP như với máy tính và internet, có điều kiện để cập trong Hình 1. Hình 1: Mô hình hành vi mua hàng trực tuyến Nguồn: Turban và ctg, 2002 Forsythe và ctg (2006) đã đưa ra nhận thức sắm, (2) Sự giảm giá, (3) Đặc tính của hàng lợi ích của NVVP khi mua trực tuyến được đo hoá/ dịch vụ, (4) Thông tin phong phú. Akbar lường bởi 4 yếu tố: (1) Tiện lợi mua sắm, (2) và James (2014) cho rằng nhận thức của khách Sự lựa chọn, (3) Sự thoải mái trong mua sắm, hàng mua trực tuyến được đo lường bởi 4 yếu (4) Sự thích thú trong mua sắm. tố: (1) Nhân khẩu học (thu nhập, tuổi, giới Theo nghiên cứu của Yan & Dai (2009), tính), (2) Kiến thức TMĐT, (3) Danh tiếng nhận thức lợi ích của NVVP mua trực tuyến hiện có và và độ dễ dàng sử dụng, (4) Nhận được đo lường bởi 4 yếu tố: (1) Tiện lợi mua thức về rủi ro. 11
  14. Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật Tại VN, Đinh Xuân Hùng (2011) đã đưa ra yy Giả thuyết H1: Yếu tố tính đáp ứng của mô hình nghiên cứu khách hàng khi mua trực website có tác động cùng chiều với quyết định tuyến được đo lường bởi 4 yếu tố: (1) Tiện lợi mua voucher DVTT của NVVP tại TP.HCM. mua sắm, (2) Sự lựa chọn dịch vụ, (3) Sự giảm yy Giả thuyết H2: Yếu tố giá có tác động giá trong mua sắm, (4) Thông tin phong phú. ngược chiều với quyết định mua voucher Hà Nam Khánh Giao và Nguyễn Hoài Phương DVTT của NVVP tại TP.HCM. (2013) đưa ra 6 yếu tố quyết định mua trực yy Giả thuyết H3: Yếu tố ý kiến đánh giá tuyến của khách hàng: (1) Sự giảm giá, (2) Sự nhóm có tác động cùng chiều với quyết định tin tưởng, (3) Sự tiện lợi khi mua, (4) Tham mua voucher DVTT của NVVP tại TP.HCM. khảo ý kiến nhóm, (5) Kinh nghiệm mua trực yy Giả thuyết H4: Yếu tố sự tin cậy có tác tuyến, (6) Thông tin của người mua hàng (Độ động cùng chiều với quyết định mua voucher tuổi, giới tính, thu nhập...) DVTT của NVVP tại TP.HCM. 2.2. Mô hình nghiên cứu đề xuất yy Giả thuyết H5: Yếu tố kinh nghiệm Nghiên cứu dựa trên thang đo Consumer mua trực tuyến có tác động cùng chiều với behavior in Groupon Business in Viet Nam quyết định mua voucher DVTT của NVVP tại (Hà Nam Khánh Giao và Nguyễn Hoài TP.HCM. Phương, 2013), kết hợp kế thừa có chọn lọc yy Giả thuyết H6: Yếu tố sự tiện lợi có tác những nghiên cứu đi trước, mô hình nghiên động cùng chiều với quyết định mua voucher cứu đề xuất như hình 2. DVTT của NVVP tại TP.HCM. Hình 2: Mô hình nghiên cứu đề xuất Nguồn: Đề xuất của nhóm tác giả 3. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 3.1. Thống kê mô tả mẫu nghiên cứu Phương pháp chọn mẫu thuận tiện. Sau điện tử là 370 bảng, thu về 363 (tỷ lệ hồi đáp khi điều chỉnh thang đo bằng nghiên cứu 98%), số hợp lệ được đưa vào xử lí là 331 định tính với phương pháp phỏng vấn chuyên bảng (91%). gia, số lượng bảng câu hỏi phát đi bằng thư Đặc điểm mẫu khảo sát trong Bảng 1. 12
  15. Các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định mua voucher ... Bảng 1: Đặc điểm mẫu khảo sát Đặc điểm Thông tin mẫu Tần s Phần trăm (%) Nam 39 12 Giới tính Nữ 292 88 22 tuổi - 25 tuổi 120 30 26 tuổi - 30 tuổi 127 45 Độ tuổi 31 tuổi - 35 tuổi 65 23 36 tuổi - 45tuổi 2 0,6 Trên 45 tuổi 4 7 Nhân viên nhà nước 99 29,9 Nghề nghiệp Nhân viên công ty tư tư nhân 221 66,08 Nhân viên công ty tập đoàn đa quốc gia 11 3,3 1-5 triệu 163 49,2 6 - 10 triệu 126 38,01 Thu nhập 11 - 15 triệu 27 8,02 16-20 triệu 10 3.0 > 20 triệu 5 1,05 Độc thân 153 46 Tình trạng hôn nhân Người đã lập gia đình 164 50 Đã kết hôn nhưng đã ly hôn 14 4 Nguồn: Tổng hợp từ mẫu điều tra Bên cạnh đó, các loại hình dịch vụ thường bè người thân giới thiệu; 26% qua thư điện tử, mua: nhà hàng, quán ăn, cà phê chiếm 63%; 13% qua quảng cáo trên báo chí truyền hình; trang điểm, làm tóc chiếm 38%; thẩm mỹ, 9% qua tờ rơi, áp phích, quảng cáo. Về sự hấp spa, massage chiếm 37%; tour du lịch 25%. dẫn khi mua voucher trực tuyến: muốn mua Các Website được NVVP biết đến và truy 64%, không 26% và không ý kiến 10%. cập nhiều nhất: hotdeal.vn (64%), cungmua. 3.2. Kiếm định và đánh giá thang đo vn (56%), nhommua.vn (57%), muachung.vn Kết quả cho thấy các thang đo đều có hệ (39%), cucre.vn (18%). Về các nguồn thông số tương quan biến- tổng đạt yêu cầu (> 0,30), tin mà các NVVP biết đến các Website: 75% tất cả các hệ số Cronbach’s Alpha > 0,6, 27 quảng cáo trên Facebook, 55% qua quảng cáo biến quan sát độc lập và 5 biến quan sát phụ trên các website khác; 52% người quen bạn thuộc đưa tiếp tục xử lý. Bảng 2: Kết quả kiểm định các thang đo Số biến Cronbach’s Hệ số tương quan Thang đo quan sát Alpha biến tổng thấp nhất Sự tiện lợi (CO) 5 0,878 0,657 Giá (PR) 5 0,885 0,661 Tính đáp ứng của website (WS) 7 0,900 0,644 Kinh nghiệm mua trực tuyến (EX) 3 0,876 0,760 Sự tin cậy (TR) 4 0,801 0,563 Ý kiến nhóm đánh giá (RD) 3 0,817 0,659 Quyết định mua voucher DVTT (QĐM) 5 0,894 0,856 Nguồn: Tính toán từ mẫu điều tra 13
  16. Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật 3.3. Phân tích nhân tố khám phá EFA tích nhân tố và hệ số Barlett có mức ý nghĩa Phương pháp EFA được sử dụng cho Sig = 0,000 < 0,5 (có sự tương quan giữa các 27 biến quan sát của biến độc lập, sử dụng biến) đã khẳng định rằng phương pháp phân phương pháp Principal Component Analysis tích trên là phù hợp (hay thỏa mãn điều kiện với phép quay Varimax và điểm dừng khi cho phân tích nhân tố). Tổng phương sai trích trích các yếu tố có Eigenvalues là 1. Kết quả là 70,779% tức là 26 biến rút trích ra góp phần phân tích EFA lần 2 với 26 biến quan sát còn giải thích được khoảng 70,779% sự biến thiên lại, hệ số KMO = 0,990 đạt yêu cầu > 0,5 giải của các biến quan sát và hệ số tải nhân số đều thích được kích thước mẫu phù hợp cho phân lớn hơn 0,5 nên đạt yêu cầu (Bảng 5). Bảng 3: Kết quả phép xoay nhân tố lần 2 Nhân tố Biến 1 2 3 4 5 6 WS1 0,799 WS2 0,782 WS3 0,748 WS4 0,715 WS5 0,549 WS6 0,529 WS7 CO2 0,848 CO3 0,847 CO1 0,810 CO4 0,803 CO5 0,767 PR1 0,815 PR2 0,770 PR3 0,697 PR4 0,679 PR5 0,531 RD1 0,796 RD2 0,736 RD3 0,639 TR1 0,831 TR3 0,695 TR2 0,693 TR4 0,538 EX3 0,776 EX2 0,763 EX1 0,758 Nguồn: Phân tích dữ liệu nghiên cứu chính thức Kết quả phân tích nhân tố biến phụ thuộc phương sai trích 70,493% và các biến đều có với 5 biến quan sát, hệ số KMO = 0,834, và hệ hệ số tải nhân tố lớn hơn 0,5, đạt yêu cầu. số Barlett có mức ý nghĩa Sig = 0,000 < 0,5, 14
  17. Các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định mua voucher ... 3.4. Kiểm định hệ số tương quan Pearson Bảng 4 cho thấy các giá trị sig. giữa biến biến độc lập có tương quan với biến phụ thuộc độc lập và biến phụ thuộc đều bằng 0,000, do hay các biến trong mô hình đều phù hợp đưa đó chúng đều có ý nghĩa về mặt thống kê, các vào chạy mô hình hồi quy. Bảng 4: Kiểm định hệ số tương quan Pearson WS PR RD TR EX CO TQ WS 0,701** 0,629** 0,567** 0,636** 0,156** 0,570** PR 0,701** 1 0,580** 0,574** 0,546** 0,155** 0,470** RD 0,629** 0,580** 1 0,598** 0,582** 0,190** 0,762** TR 0,567** 0,574** 0,598** 1 0,525** 0,166** 0,581** EX 0,636** 0,546** 0,582** 0,525** 1 0,127* 0,544** CO 0,156** 0,155** 0,190** 0,166** 0,127* 1 0,240** TQ 0,570** 0,470** 0,762** 0,581** 0,544** 0,240** 1 Nguồn: Theo tính toán của nhóm tác giả 3.5. Phân tích hồi quy Bảng 5: Kết quả hệ số R2 hiệu chỉnh R bình phương Sai số chuẩn Chỉ số Durbin- Mô hình R R bình phương hiệu chỉnh ước lượng Watson 1 0,792a 0,627 0,620 0,43284 2,268 Nguồn: Theo tính toán của nhóm tác giả Bảng 5 cho thấy R2 = 0,627 > 0 và R2 hiệu 62% sự biến thiên của biến phụ thuộc. Hệ số chỉnh = 0,620, như vậy mô hình hồi quy phù Durbin-Watson 1< 2,268
  18. Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật Bảng 6 cho thấy kiểm định trị thống kê quy tuyến tính được xây dựng theo phương F = 90,640 với giá trị sig = 0,000, mô hình trình trên không vi phạm các giả định hồi quy. hồi quy tuyến tính xây dựng được phù hợp 3.6. Kiểm định sự khác biệt với tập dữ liệu, các biến độc lập trong mô hình có quan hệ với biến phụ thuộc. Bảng 7 Về giới tính, kiểm định T-Test cho kết quả cho thấy các biến đưa vào phân tích đều có Sig Levene = 0,054 > 0,05, phương sai giữa 2 hệ số Sig. < 0,05 và 0,1; nên các biến đều có lựa chọn của biến định tính không khác nhau, ý nghĩa. VIF (Variance inflation factor) của kết quả kiểm định T ở phần Equal variances các biến độc lập trong mô hình đều < 3 (từ assumed có Sig > 0,05, không có sự khác biệt 1,044 đến 2,597), tính đa cộng tuyến của các nam và nữ về quyết định mua voucher DVTT. biến độc lập là không đáng kể. Mô hình hồi Về nghề nghiệp, sig ở kiểm định Levene quy phù hợp với dữ liệu khảo sát: Quyết định = 0,517 > 0,05, phương sai giữa các lựa chọn mua voucher DVTT của NVVP tại TP.HCM nghề nghiệp không khác nhau, sig ở Anova = = 0,365 + 0,535*Ý kiến tham khảo nhóm + 0,137 > 0,05, không có sự khác biệt về quyết 0,182*Sự tin cậy + 0,105*Tính đáp ứng của định mua voucher DVTT của NVVP theo website - 0,099*Giá + 0,082*Kinh nghiệm nhóm nghề nghiệp. mua voucher trực tuyến + 0,075*Sự tiện lợi. Về độ tuổi, Sig. > 0,05, phương sai của các Kết quả cho thấy tất cả các giả thuyết nêu ra nhóm là bằng nhau, thỏa mãn điều kiện của phân trong mô hình nghiên cứu được chấp nhận và tích ANOVA. Sig ở kiểm định Levene = 0,348 được kiểm định phù hợp. > 0,05 thì phương sai giữa các lựa chọn độ tuổi Trong việc dò tìm sự vi phạm các giả không khác nhau, kết quả sig ở Anova = 0,109> định hồi quy tuyến tính: biểu đồ phân tán 0,05, không có sự khác biệt về quyết định mua Scatterplot cho thấy phần dư không thay đổi voucher DVTT của NVVP theo theo độ tuổi. theo một trật tự nào đối với giá trị dự đoán, Về thu nhập, kiểm định Levene có sig = chúng phân tán ngẫu nhiên, giả thuyết về liên 0,443 > 0,05, phương sai giữa các lựa chọn hệ tuyến tính không bị vi phạm. Hệ số tương không khác nhau, kết quả ANOVA với Sig = quan hạng Spearman của giá trị tuyệt đối phần 0,448 > 0,05, không có sự khác biệt về quyết định dư và các biến độc lập: giá trị Sig. của các hệ mua voucher DVTT của NVVP theo thu nhập. số tương quan với độ tin cậy 95% đều lớn hơn Về tình trạng hôn nhân, kiểm định Levene 0,05, cho thấy phương sai của sai số không có sig = 0,451 > 0,05, phương sai giữa các lựa thay đổi, giả định không bị vi phạm. Biểu đồ chọn không khác nhau, kết quả ANOVA với Histogram cho thấy phần dư có phân phối Sig = 0,078 > 0,05, không có sự khác biệt về chuẩn với giá trị trung bình rất nhỏ gần bằng quyết định mua voucher DVTT của NVVP 0 (Mean = -50,39E-15) và độ lệch chuẩn của theo tình trạng hôn nhân. nó gần bằng 1 (SD = 0,991), đồ thị P-P plot biểu diễn các điểm quan sát thực tế tập trung 4. KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẢN TRỊ khá sát đường chéo những giá trị kỳ vọng, có 4.1. Kết luận nghĩa là dữ liệu phần dư có phân phối chuẩn. Nghiên cứu sử dụng phương pháp lấy mẫu Hệ số 1 < Durbin –Watson = 2,268 < 3 là thỏa thuận tiện, 331 bảng đạt yêu cầu phân tích và điều kiện, hệ số phóng đại phương sai VIF < xử lý dữ liệu. Sau khi đánh giá độ tin cậy bằng 10 cho thấy các biến độc lập không có quan Cronbach’s alpha, và phân tích nhân tố khám hệ chặt chẽ với nhau nên không xảy ra hiện phá EFA, rút ra được 6 nhân tố như mô hình tượng đa cộng tuyến. Như vậy, mô hình hồi đề xuất. Mô hình hồi quy phù hợp, các biến 16

CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD

Đồng bộ tài khoản