NHỮNG NHÂN tố ẢNH HƯỞNG đến HIỆU QUẢKINH tế của hộ NÔNG DÂNTRONG sản XUẤT NÔNG NGHIỆP ở VIỆT NAM

NHỮNG NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN HIỆU QUẢ KINH TẾ CỦA HỘ NÔNG DÂN TRONG SẢN XUẤT NÔNG NGHIỆP Ở VIỆT NAM Hồ Quế Hậu Khoa lý luận trị, trường Đại học Kinh tế TP Hồ Chí Minh Email: hauqueho57@gmail.com Ngày nhận: 16/9/2019 Ngày nhận sửa: 08/11/2019 Ngày duyệt đăng: 05/12/2019 Tóm tắt: Nghiên cứu thực kết hợp vấn sâu với khảo sát 620 hộ nông dân nước nhằm nhận diện nhân tố ảnh hưởng đến hiệu kinh tế hộ nông dân sản xuất nông nghiệp Kết nghiên cứu cho thấy nhân tố ảnh hưởng bao gồm: (1) Trình độ kỹ thuật kinh nghiệm; (2) Quy mơ sản xuất; (3) Tình trạng kinh tế; (4) Hiểu biết thị trường giá cả; (5) điều kiện tự nhiên; (6) Cơ cấu sản xuất; (7) Lao động; (8) Các sách nhà nước xây dựng hạ tầng, tín dụng, khuyến nơng Từ khóa: Nơng nghiệp, nơng dân, hiệu kinh tế Mã JEL: B21, D13, D24, E23, G28,O13, Q12 Factors affecting the economic efficiency in agricultural production of the farm households in Vietnam Abstract: This study combines in-depth interviews with a quantitative survey of 620 farmer households across Vietnam to identify factors affecting the economic efficiency of farm households in agricultural production The research results show that the influencing factors include (i) Technical level and experience; (ii) Production scale; (iii) Economic situation; (iv) Understanding of market prices; (v) Natural conditions; (vi) Production structure export; (vii) Labor; (viii) State policies on infrastructure construction, credit and agricultural extension Keywords: Agriculture, farmers, economic efficiency JEL Code: B21, D13, D24, E23, G28, O13, Q12 Giới thiệu giảm từ 40,2% năm 1985 xuống 14,57% GDP năm 2018 (Tổng cục thống kê, 2019) Tỷ lệ lao động nông nghiệp giảm từ 70% năm 1990 xuống 40,3% năm 2016 (Hồng Thị Bích Loan & Đinh Phương Hoa, 2016) Đáng ý tổng kim ngạch xuất nông nghiệp giai đoạn 2008 -2017 đạt bình quân 26,12 tỷ USD/năm Riêng năm 2018, đạt 40,02 tỷ USD, đứng thứ Đông Nam Á, thứ 15 giới (Kiều Linh, 2018) Sau 30 năm đổi mới, nông nghiệp nông dân Việt Nam đã đạt nhiều thành to lớn Nơng nghiệp cởi trói thơng qua chế khốn sản phẩm đến nhóm người lao động năm 1981 khốn hộ năm 1988 nhờ đạt thành tựu to lớn việc nâng cao hiệu kinh tế hộ nông dân Tốc độ tăng trưởng GDP nơng nghiệp giai đoạn 1989 – 2014 tăng bình qn 3,77% Năm 2018 tăng 3,76%, đạt cao bảy năm gần Tỷ trọng GDP ngành nông nghiệp đã Số 270 tháng 12/2019 Tuy nhiên, tăng trưởng nơng nghiệp chưa bền vững hiệu cịn thấp Đáng ý tăng trưởng 51 GDP nông nghiệp diễn biến thất thường, năm 2016 chỉ 1,36% năm 2017 chỉ đạt 2,9% (Nguyên Vũ, 2018) Năng suất lao động thấp, chi phí sản xuất cao, khả cạnh tranh hạn chế(Nguyễn Dương, 2018) Vì vậy, hiệu kinh tế nông dân sản xuất chưa tương xứng với tiềm năng, thu nhập từ nông nghiệp thấp so với thu nhập làm công nhân nên nông dân số nơi bỏ ruộng Tại Hợp tác xã Nghĩa Đạo, huyện Thuận Thành, Bắc Ninh, xã viên cho biết, làm tháng cho nhà máy thu nhập 4-5 triệu VND, thóc, “nhẹ nhàng, khơng phải đội nắng, đội mưa” Làm nông mẫu ruộng 3-6 tháng trời, thu thóc, tháng trời lãi triệu VND (Nguyễn Hoàng, 2019) Vì vậy, đời sống nơng dân cịn nhiều khó khăn; kể vựa lúa Đồng Sông Cửu Long thu nhập bình quân người/tháng chỉ đạt 3.588 triệu VND/tháng, thấp thu nhập thành thị (5,623 triệu VND/tháng), thấp Đồng sông Hồng (4,834 triệu VND/ tháng) Đông Nam (5,709 triệu VND/tháng) (Tổng cục thống kê, 2019) Tình hình địi hỏi phải xác định rõ tìm giải pháp phù hợp để nâng cao hiệu kinh tế nông hộ sản xuất nơng nghiệp Tuy nhiên, để tính tốn hiệu kinh tế nêu cần thực phạm vi hẹp phải có số liệu xác mà hộ nơng dân thường khơng ghi chép tỉ mỉ liệu sản xuất đã qua Theo Arino (2003), Nguyen (2005) Phan Thi Thuc Anh (2005) đo lường hiệu kinh tế đơn vị sản xuất kinh doanh cách đánh giá cảm nhận đơn vị mức độ đạt mục tiêu chiến lược sản xuất bao gồm: mức độ đạt sản lượng dự kiến, mức độ đạt doanh thu dự kiến, mức độ đạt thu nhập hay lợi nhuận dự kiến nhìn chung đạt hiệu kinh tế Vì vậy, nghiên cứu, tác giả chọn phương pháp để đánh giá hiệu kinh tế hộ nông dân sản xuất nông nghiệp 2.2 Những nhân tố ảnh hưởng đến hiệu kinh tế hộ nông dân sản xuất nơng nghiệp Về giới tính, theo Abdulai (2000), nam giới thường khỏe nữ giới, đảm đương lúc nhiều hoạt động dàn trải phạm vi rộng, giúp cho sản xuất đạt kết nữ giới Tuổi chủ hộ cao kinh nghiệm tích luỹ nhiều, kinh nghiệm hoạt động sản xuất Kết nghiên cứu Bravo-Ureta (1993) cho thấy kinh nghiệm sản xuất chủ hộ làm tăng hiệu kinh tế sản xuất Học vấn cao giúp chủ hộ nhanh chóng tiếp cận, nắm bắt kỹ thuật sản xuất đảm bảo suất Do phạm vi ngành nông nghiệp rộng tiêu chí đo lường hiệu kinh tế nhân tố ảnh hưởng khác nên viết chỉ giới hạn nghiên cứu phạm vi ngành trồng trọt, lâm nghiệp nuôi trồng thủy sản Sau đây, viết trình bày sở lý thuyết, tiếp đến phương pháp nghiên cứu, phần trình bày kết nghiên cứu, thảo luận số khuyến nghị sách Quy mơ diện tích canh tác nơng hộ nhỏ nên sản xuất manh mún hiệu kinh tế thấp(Nguyễn Tiến Dũng & Lê Khương Ninh,2015) Ngược lại, kết nghiên cứu Singh (2007) chỉ rằng, trang trại quy mơ nhỏ có hiệu trang trại có quy mơ lớn Thật mối quan hệ hiệu kinh tế diện tích có mối quan hệ hình chữ U ngược Hiệu kinh tế tăng diện tích nhỏ đến giới hạn định tương ứng với trình độ cơng nghệ định diện tích tăng thêm làm cho hiệu kinh tế giảm nơng hộ phải thuê thêm nhân công lơi lõng công tác quản lý sản xuất (Dorward, 1999) Cơ sở lý thuyết 2.1 Hiệu kinh tế nông dân sản xuất nông nghiệp Farrell (1957) cho rằng, hiệu kinh tế (EE – Economic efficiency) phạm trù kinh tế sản xuất đạt hiệu kỹ thuật (TE – Technical efficiency) hiệu phân bổ (AE – Allocative efficiency) Hiệu kinh tế (EE) tính tích hiệu kỹ thuật hiệu phân bổ (𝐸𝐸 = 𝑇𝐸 ∗ 𝐴𝐸) Theo Farrell (1957), phương pháp phân tích bao liệu (DEA) cho phép tính hiệu kinh tế chỉ số hiệu tương đối % so sánh kết thực tế hộ nông dân với kết hộ thực tốt điều kiện Trước đó, Coelli (2005) đã đề xuất thêm cách tiếp cận tham số hay hàm sản xuất biên ngẫu nhiên (SFA – Stochastic Frontier Analysis) Số 270 tháng 12/2019 Tương tự, số lao động gia đình tham gia sản xuất nhiều, nơng hộ giảm chi phí sản xuất trở nên hiệu (Abdulai, 2000) Tuy nhiên, kết nghiên cứu Narala & Zala (2010) lại cho thấy thành viên gia đình ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu kỹ thuật nông hộ Thật ra, việc có lao động th ngồi xét phương diện động lao động lao động gia đình có ảnh hưởng tích cực với hiệu kinh tế Tuy nhiên, xét theo phương diện 52 Hình Mơ hình khái qt nghiên cứu Điều kiện tự nhiên Đặc điểm nhân học Cơ cấu sản xuất Qui mơ sản xuất Chi phí sản xuất Trình độ kỹ thuật kinh nghiệm sản xuất Hiệu kinh tế nông dân Liên kết hợp tác sản xuất Hiểu biết nông dân thị trường giá nơng sản Chi phí giao dịch tiêu thụ nơng sản Thực thi sách Nhà nước địa phương Nguồn: Khái qt mơ hình nghiên cứu tác giả nhu cầu thuê thêm lao động phản ánh quy mô diện cải thiện hiệu sản xuất tích lớn quảHiệu khả năngkinh lao động đình Trong nhóm5 nhân tự nhiên, khoảng Biến phụvượt thuộc: tế củacủa hộ gia nơng dânthì có thang đo Likert điểm,tốlấyđiều giá kiện trị trung bình từ việc có th lao động bên đáp ứng nhu cách nơinhập sản xuất nông đến thành phố ảnh biến thành phần: đạt sản lượng dự kiến, đạt doanh thu dự kiến, đạttừthu dự kiến, nhìn hộ chung đạt hiệu kinhcầu tế sản xuất gắn liền với gia tăng hiệu kinh hưởng đến đầu vào, đầu sản xuất nơng hộ tế Trong nhóm nhân tố cấu sản xuất, đa dạng hóa (Rahman, 2003) Nhóm nhân tố sách có tác Biếnsản độc lập:ln trình bảng Bảng xuất, canh bày yếu tố có tácBảng động1tích cực và2 động mạnh đến hiệu kinh tế bao gồm: (i) đáng kể với hiệu canh tác (Yang, 2007 trích dẫn sách quyền sử dụng đất; (ii) sách Nguyễn Tiến Dũng, 2015) giá cả; (iii) Chính sách khuyến nơng (Poulton, 2010; Nhóm nhân tố kỹ thuật, cơng nghệ bao gồm Elias & cộng sự, 2013); (iv) Chính sách phát triển biện pháp canh tác quan trọng hiệu sở hạ tầng; (v) sách liên quan đến tín kinh tế (Srisompun, 2012) Nhân tố chi phí sản xuất dụng lãi suất (Srisompun, 2012) có ảnh hưởng định đến hiệu kinh tế Tóm lại, kết nghiên cứu tác nông hộ (Lê Nguyễn Đoan Khôi Nguyễn Ngọc giả nêu nhân tố ảnh hưởng đến hiệu Vàng, 2012) Nhân tố tín dụng biểu qua lượng kinh tế nông hộ đầy đủ phù hợp vốn vay có ảnh hưởng tích cực đến hiệu kinh tế với thực tế sản xuất Tuy nhiên, vài (Simar, 2007) Nhân tố thị trường bảo đảm đầu vào nhân tố cần phải xem xét thêm là: nhân đầu cho sản xuất có ý nghĩa nâng cao hiệu tố tuổi, giới tính chủ hộ có thật ảnh hưởng sản xuất (Hanan, 2002) Liên kết dọc doanh hay không mà thực tế chúng vừa có ảnh nghiệp nơng hộ nhằm rút ngắn kênh thị trường, hưởng tính tích cực, lẫn tiêu cực đến hiệu kinh giảm số tác nhân chi phí trung gian (Jung & Ho, tế nơng hộ? Nhân tố nơng hộ có thêm ngành 2007 trích dẫn Nguyễn Tiến Dũng, 2015) Kết nghề phi nông nghiệp hiệu kinh tế sản nghiên cứu Srisompun (2012) cho thấy xuất nông nghiệp tăng lên hay không ngành hợp tác nơng hộ giúp giảm chi phí giao nghề phụ chắn nâng cao mức thu nhập dịch, chi phí tiếp thị nơng sản chi phí vận chuyển nông hộ nâng cao hiệu kinh tế sản xuất Số 270 tháng 12/2019 53 Bảng 1: Mơ hình với biến độc lập đơn hướng có ảnh hưởng đến hiệu kinh tế hộ nơng dân Khái niệm (nhóm biến) Đặc điểm nhân học Tên biến đo lường Mã biến đo lường Loại biến thang đo Kỳ vọng Giới tính chủ hộ NKHAU1GIOITINH Biến giả: Nam = Nữ = (+) Lứa tuổi chủ hộ NKHAU2TUOI 1: Dưới 31t, 2: 31t – 40t, 3:41t – 50t, 4: 51t – 60t, 5: 60t (+) Trình độ văn hóa chủ hộ NKHAU3VANHOA (+) Khoảng cách tiếp thị đến thị xã, thành phố gần Nơi SX thuộc vùng xa TNHIEN1KCTT 1= Dưới lớp = Tiểu học, = Phổ thông sở, = Phổ thông trung học, = Đại học, cao đẵng Biến liên tục (km) TNHIEN1VUNGXA Thang đo likert điểm (-) Diện tích canh tác QUIMO1DTICH Biến liên tục (ha) (+) Số lao động QUIMO2LDONG Biến liên tục (người) (+) Có lao động th ngồi khơng? QUIMO3LDTHUE Biến giả:có = khơng = (+) Tình trạng kinh tế hộ QUIMO4TTKTE Thang đo Lkert điểm Rolsi & cộng cự (2013); Phạm Thị Thanh Xuân (2015) (+) Số loại trồng Hộ có làm nghề phi nông nghiệp không? CCAU1SLCAY Biến liên tục (loại trồng) Biến giả:có = khơng = (+) Chi phí sản xuất CHIPHIsx Thang đo Lkert điểm (-) STT Điều kiện tự nhiên 10 11 12 Quy mô sản xuất Cơ cấu sản xuất lựa chọn trồng CCAU2PHINONG Số 270 tháng 12/2019 54 (-) (+) Nguồn gốc Bravo- Ureta (1993); Strauss (1991) Abdulai (2000); Simar&Wilso n,2017) Bravo-Ureta (1993); Strauss (1991) Rahman (2003); Yamano&Kiji ma(2010) Rahman (2003), Abdulai (2000) Dorward (1999), Heltberg (1998) Heltberg (1998) Abdulai (2000) Bravo–Ureta (1993); Heltberg (1998) Rolsi & cộng (2013); Phạm Thị Thanh Xuân (2015) Tác giả tự đề xuất Ali & Flinn (1989) Abdulai (1998) Lê Nguyễn Đoan Khôi & Nguyễn Ngọc Vàng(2012) Bảng (tiếp) 13 14 15 16 17 Hợp tác liên kết sản xuất Chính sách tín dụng Nhà Nước Chính sách khuyến nơng Có tham gia hợp tác xã khơng? Có liên kết với doanh nghiệp theo chuỗi giá trị? Số tiền vay từ ngân hàng sách Số tiền vay từ ngân hàng nơng nghiêp Tham gia lớp khuyến nơng LIKET1TGHTX Biến giả:Có = khơng = ) Biến giả: Có = không = (+) CSACH1VAYNHCS Biến liên tục (triệu VND) (+) CSACH1VAYNHNN Biến liên tục (triệu VND) (+) CSACH2KNONG Biến giả: Có = khơng = (+) LIKET2DNGHIEP (+) Srisompun & Isvilanonda(2 012 Key & Runsten (1999) Bravo-Ureta (1993); Ciaian & cộng (2012) Bravo-Ureta (1993) Ciaian & cộng (2012) Strauss (1991), Elias& cộng (2013) Gale (2002), Rahman (2011) Hạ tầng phục CSACH3HATANG Thang đo Likert (+) Chính vụ sản xuất điểm sách đầu tư xây dựng hạ tầng nông thôn Ghi chú: Khái niệm bảng tên nhóm biến biến đa hướng biến đo lường nhóm sử dụng trực tiếp phân tích hồi quy đa biến, khơng đưa vào phân tích EFA 18 Nguồn: Thiết kế tác giả Nghiên cứu chia thành giai đoạn: Nghiên cứu sơ nghiên cứu thức Nghiên cứu định tính thực giai đoạn nghiên cứu sơ nhằm kiểm định bổ sung mơ hình, hiệu chỉnh thang đo Nghiên cứu định lượng thực giai đoạn nghiên cứu thức bảng hỏi thông qua đội ngũ điều tra viên trực tiếp vấn hộ nông dân nông nghiệp? Nghiên cứu phân tích làm rõ vấn đề 2.3.Mơ hình nghiên cứu liệu Mơ hình nghiên cứu xây dựng sở lý thuyết kết vấn định tính để kiểm định mơ hình với biến phụ thuộc “hiệu kinh tế nơng dân” theo phương trình Yi = β0 + β1X1 + β2X2 + β3X3 +…… βnXn + ei 3.2 Chọn mẫu Trong đó: Yi biến phụ thuộc hiệu kinh tếND, X1… Xn biến độc lâp, β2, β3… βn trọng số biến độc lập ei phần dư (Hình 1, Bảng Bảng 2) Nghiên cứu định tính thực với 21 hộ nông dân Mỗi vùng Bắc, Trung, Nam chọn người bao gồm cán cấp xã, cán cấp ấp nông dân Nghiên cứu định lượng thực theo phương pháp chọn mẫu ngẫu nhiên phân tầng không theo tỉ lệ cấp tỉnh xã ngẫu nhiên theo chùm với chọn hộ xã Theo đó, chọn Tỉnh, Tỉnh miền Bắc, Trung, Nam nước Trong Tỉnh chọn xã danh sách xã Tỉnh Mười hộ nông dân xã chọn từ danh sách hộ nông dân xã Kết thu thập thông tin 630 hộ nông dân Sau loại bỏ phiếu không đạt yêu cầu lại 620 phiếu hợp lệ Bộ số liệu đề tài gồm 34 biến đo lường Biến phụ thuộc: Hiệu kinh tế hộ nông dân có thang đo Likert điểm, lấy giá trị trung bình từ biến thành phần: đạt sản lượng dự kiến, đạt doanh thu dự kiến, đạt thu nhập dự kiến, nhìn chung đạt hiệu kinh tế Biến độc lập: trình bày bảng Bảng Bảng Phương pháp nghiên cứu 3.1 Thiết kế chung nghiên cứu Số 270 tháng 12/2019 55 Bảng cácbiến biếnđộc độc hướng tích EFA Bảng2: 2:Mơ Mơ hình hình 22 lậplập đađa hướng phânphân tích EFA có ảnh hưởng đến hiệu kinh tế hộ nơng dân STT 19 20 21 22 có ảnh hưởng đến hiệu kinh tế hộ nông dân Tên biến thành Tên biến Mã biến Thang đo phần đo lường Đo lường Cơ cấu sản xuất Chọn Thang đo CCAU3TIEUTHU trồng có khả lựa chọn trồng Likert tiêu thụ (COCAUsx) điểm tốt Thang đo Lựa chọn loại CCAU3HQKT Likert trồng có điểm hiệu kinh tế cao CCAU3DUTRU Thang đo Chọn Likert trồng điểm sơ chế, dự trữ chờ bán KTHUAT1LAUNAM Thang đo Trình độ kỹ thuật Hộ làm nông nghiệp Likert kinh nghiệm lâu năm điểm (KYTHUATKN) 23 24 25 26 27 Hiểu biết nông dân thị trường giá (HBIETTTGC) 28 29 Chi phí giao dịch tiêu thụ nơng sản (CPGDICH) 30 31 32 Nguồn: Thiết kế tác giả Cây có truyền thống địa phương Hộ sản xuất thành thạo có nhiều kinh nghiệm Hộ có hiểu biết kỹ thuật Hộ có khả dự báo giá Hộ có hiểu biết thị trường Hộ có hiểu biết pháp luật mua bán Chi phí tìm người mua thấp KTHUAT2TRTHONG KTHUAT3KNGHIEM KTHUAT4KTMOI HBIET1DUBAO HBIET2TTRUONG HBIET3PLUAT CPGDICH1NGMUA CPGDICH2VCHUYEN Chi phí vận chuyển bán sản phẩm thấp Chi phí xử lý, CPGDICH3PLOAI phân loại thấp CPGDICH4DUTRU Chi phí sơ chế, dự trữ chờ bán thấp Số 270 tháng 12/2019 56 Kỳ vọng (+) Nguồn ngốc (+) Tác giả tự đề xuất (+) Nguyễn Tiến Dũng (2015) (+) Mariano (2012) Thang đo Likert điểm Thang đo Likert điểm (+) Nguyễn Tiến Dũng (2015) (+) Thang đo Likert điểm Thang đo Likert điểm Thang đo Likert điểm Thang đo Likert điểm (+) Bravo-Ureta (1993); Srisompun (2012) Srisompun (2012) Tác giả tự đề xuất (+) Bravo-Ureta (1993) (+) Tác giả tự đề xuất (+) Tác giả tự đề xuất Thang đo likert điểm (+) Thang đo Likert điểm (+) Thang đo likert điểm Thang đo likert điểm (+) Srisompun (2012); Isvilanonda (2012) Srisompun (2012); Isvilanonda (2012) Tác giả tự đề xuất (+) Tác giả tự đề xuất Bảng 3: Phân tích độ tin cậy biến phụ thuộc biến độc lập thuộc mơ hình Mã Biến Trung bình thang đo loại biến HQKTNDAN Phương sai thang đo loại biến N = 620 7,45 4,177 HQKTDTHU HQKTTHUNHAP HQKTCHUNG COCAUSX COCAU2TNMUA COCAU3TTHU COCAU4DUTRU KTHUATKN 7,39 7,40 7,413 3,987 3,978 0,972 KTHUAT1LNAM KTHUAT2TTHONG KTHUAT3KNGHIEM HBIETTTGC HBIETDBGIA 7,98 7,03 7,06 5,73 N = 620 N = 620 N = 620 HBIET2TTRUONG 5,20 HBIET3PLUAT 5,22 CPGDICHTTHU N = 620 CPGDICH1NGMUA 10,86 CPGDICH2VCHUYEN 10,82 CPGDICH3PLOAI 11,05 CPGDICH4DUTRU 10,90 Nguồn: Kết xử lý số liệu tác giả Cronbach Alpha loại biến Cronbach Alpha=0,753 HQKTSLUONG 7,06 7,04 7,92 Tương quan biến tổng 0,649 0,602 0,602 0,589 Cronbach Alpha=0,640 2,392 0,384 2,563 0,340 1,821 0,395 Cronbach Alpha=0,840 2,126 2,007 2,417 1,664 1,498 1,421 5,338 5,220 4,823 5,346 0,774 0,714 0,633 Cronbach Alpha=0,659 0,459 0,475 0,480 Cronbach Alpha=0,840 0,683 0,702 0,658 0,660 0,749 0,733 0,633 0,737 0,624 0,600 0,630 0,710 0,771 0,743 0,680 0,655 0,651 0,793 0,785 0,808 0,808 ố bằng: 34*10 =340 quan sát, lập biến phụ thuộc để loại bỏ biến khơng nên cỡ mẫu tối thiểu có (EFA) tương quan đánh số cầudữvềliệu, số lượng quan sát.tố Trong Để đánh giáliệu độ đạt giá yêu trị phân tích nhân khám phá với thựcbiến hiệnphụ vớithuộc biến phụ thuộcgiá tượng đa cộngthuộc tuyến mô trước khi2.đưa vào phân tích hồi 83,3% hộ nam, 16,7% nữ,cóđộ tuổiđo Likert gồm mẫu biếncóđocólường chủ 13 biến đo lường thang điểm hình quy đa biến để xác định nhân tố có ảnh hưởng niên (30 tuổi trở xuống) chiếm 32,3%, 30 Bảng 4: Phân tích nhân tố cấu thành biến phụ thuộc hiệu kinh tế nông thứ tự tầm quan tuổi chiếm 67,7% , trình độ văn hóa từ biết đọc, biết đến hiệu kinh tế nông hộ hộ Ma trận thành phần xoaytrọng biến phụcác thuộc biến ảnh hưởng viết đến tiểu học 25,5%, trung học 72,5%; hộ nghèo Biến thành phần Hệ số tải 20%, 68,4% hộ giàu 11,6% Kết nghiên cứu thảo luận HQKT(sanluong) 0,814 4.1 Đánh giá độ tin cậy 3.3 Phương pháp thu thập xử lý liệu Phân tích độ tin cậy biến đo lường Dữ liệu nghiênHQKT(doanhthu) cứu thu thập theo hợp đồng 0,846 điều tra viên với Chủ tịch Hội nông dân xã để biến phụ thuộc 14 biến đo lường biến HQKT(thunhap) 0,836 mơ hình thực với kết trực tiếp vấn hộ nông dân theo bảng hỏi độc lập thuộc quan biến tổng > 0,3, Cronbach có cấu trúc CácHQKT(chung) bảng hỏi sau thu thập, tương0,839 Alpha biến thành phần > 0,6 nên kết tiến hành làm sạch, hiệu chỉnh, mã hóa, nhập liệu lường có độ tin cậy Riêng biến đo lường Extraction Component Analysis Tiếp theo số liệu thuộcMethod: 14 biến Principal mơ hình đo KTHUAT4KTMOI có tương quan biến tổng = 0,23 Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization (đa hướng theo thang đo Likert) biến đo lường Nguồn: Kếtđưa quảvào xử lýthực số liệu tác giả < 0,3 nên bị loại (Bảng 3) biến phụ thuộc hiệncủa phân 4.2 Phân tích nhân tố khám phá (EFA) tích độ tin cậy thông qua chỉ số Cronbach-Anpha phân tích tích nhânnhân tố khám pháphụ (EFA) để tìm biến đánh giá độ giá trích trị củaPrincipal liệu, Components phân tích nhân Phân tố biến thuộc biến độc lập Để phương pháp thànhvới phần vàxoay xác định độ tinKết cậy,quả độ giá củathành mô phần tố khám phá phụ (EFA) biếnhộ phụ Analysis phép Varimax có 1trịbiến biến thuộc hiệuthực quảhiện kinh với tế nơng hình Phân tích hệ số tương quan 21 biến độc thuộc gồm biến đo lường 13 biến đo lường biến thành phần biến độc lập rút bao gồm COCAUSX, KYTHUATKN, HBIETTTGC CPGDICHTTHU với hệ số tải > 0,5 Hệ số KMO biến phụ thuộc biến độc lập lần lược 0,858 Số 270 tháng 12/2019 57 Nguồn: Kết xử lý số liệu tác giả ố Để đánh giá độ giá trị liệu, phân tích nhân tố khám phá (EFA) thực với biến phụ thuộc gồm biến đo lường 13 biến đo lường có thang đo Likert điểm thuộc mơ hình Bảng 4: Phân tích nhân tố cấu thành biến phụ thuộc hiệu kinh tế nông hộ Ma trận thành phần xoay biến phụ thuộc Biến thành phần Hệ số tải HQKT(sanluong) 0,814 HQKT(doanhthu) 0,846 HQKT(thunhap) 0,836 HQKT(chung) 0,839 Extraction Method: Principal Component Analysis Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization Nguồn: Kết xử lý số liệu tác giả có thang đo Likert điểm thuộc mơ hình biến Các biến đưa vào lần tương ứng với Phân tích nhân tố biến phụ thuộc biến độc lập phương pháp trích Principal Components mơ hình 1&2 Mơ hình có biến độc lập Phânvới tích nhân tố biến phụ thuộc độcthành2 phần Analysis phép xoay Varimax Kết quảcác có biến biến biến phụ thuộc hiệu kinh tế nơng hộ biến đơn hướng Mơ hình thêm vào biến độc thành phương pháp vàlập biến phần củatrích biếnPrincipal độc lậpComponents rút bao gồm COCAUSX, KYTHUATKN, HBIETTTGC lập biến đa hướng Kết phân tích hồi quy AnalysisTTHU với phép xoay quảHệcósố1 KMO biến với hệ Varimax số tải Kết > 0,5 biến phụ thuộc biến độc lập lần lược 0,858 CPGDICH thành phần biến phụ thuộc hiệu kinh tế nông9 cho thấy biến NKHAU1GTINH , CHIPHISXUAT hộ biến thành phần biến độc lập rút LIKET2LKETDN bị loại sig = 0,12; 0,109; bao gồm COCAUSX, KYTHUATKN, HBIETTTGC 0,17 > 0,05 cịn lại 15 biến độc lập có ảnh hưởng CPGDICHTTHU với hệ số tải > 0,5 Hệ số đến biến phụ thuộc hiệu kinh tế nông hộ với KMO biến phụ thuộc biến độc lập lần lược mức ý nghĩa < 0,05 Hệ số R2 hiệu chỉnh mô 0,858 0,773 > 0,5 cho thấy thích hợp hình 0,248 0,734 cho thấy mơ phân tích nhân tố Kiểm định Bartlett’s lần lược hình giải thích 73,4 % biến thiên biến 3604,967 2303,023 với Sig = 0,000 < 0,05 cho phụ thuộc Kết kiểm định Durbin-Watson = thấy biến quan sát có mối tương quan với 2,508 gần với trị số 2, khơng có tự tương tổng thể Giá trị Eigenvalues = 3,506 > đạt quan chuỗi bậc mơ hình cho thấy liệu u cầu tổng phương sai trích tích lũy đạt lần thu thập tốt Kiểm định ANOVA với sig = 0,000 < lược 87,661% 67,591 > 50% đạt yêu cầu 0,05 cho thấy mơ hình hồi quy tuyến tính mẫu Do liệu đo lường biến phụ thuộc phù hợp với tổng thể Các giá trị VIF < nên không biến độc lập có độ giá trị có đủ điều kiện để thực có tượng đa cộng tuyến bước (Bảng Bảng 5) Căn vào hệ số β tiêu chuẩn hóa cho thấy biến số có ảnh hưởng đến hiệu kinh tế nơng 4.3 Phân tích tương quan Phân tích tương quan thực với biến hộ có tầm quan trọng theo thứ tự sau: (1) KYTHUATKN có tầm quan trọng hàng đầu với β tiêu chuẩn hóa = 0,285, phù hợp với kỳ vọng ảnh hưởng tích cực đến hiệu kinh tế hộ nông dân (HQKTND) phù hợp với nghiên cứu Mariano (2012); phụ thuộc 23 biến độc lập thuộc mơ hình 1&2 Kết cho thấy có biến bị loại khơng có tương quan có ý nghĩa với biến phụ thuộc bao gồm NKHAU2TUOI, QUIMO2LĐONG, LIKET1TGHTX, COCAU2PNONG, CPGDICHTTHU, cịn lại 15 biến đưa vào phân tích tương quan lần cho thấy biến có tương quan có ý nghĩa với biến phụ thuộc Hệ số tương quan biến lớn 0.488 nên khơng có vấn đề đa cộng tuyến Vì biến đủ điều kiện để đưa vào phân tích hồi quy đa biến (2) QUIMO1DTICH (0,223), khác với kết nghiên cứu Bravo–Ureta (1993) Heltberg (1998) Các nghiên cứu trước cho trang trại có quy mơ nhỏ có hiệu trang trại có quy mô vừa lớn điều chỉ với hiệu kinh tế theo diện tích, khơng thể theo lao động; 4.4 Phân tích hồi quy đa biến (3) QUIMO4TTKTE (0,224) hộ giàu có vốn đầu tư mức cho hiệu cao phù hợp với kết nghiên cứu Rolsi & cộng (2013); Phân tích hồi quy đa biến thực với biến phụ thuộc 18 biến độc lập Phân tích thực phương pháp Enter Phân tích hồi quy đa Số 270 tháng 12/2019 58 0,773 > 0,5 cho thấy thích hợp phân tích nhân tố Kiểm định Bartlett's lần lược 3604,967 2303,023 với Sig = 0,000 < 0,05 cho thấy biến quan sát có mối tương quan với tổng thể Giá trị Eigenvalues = 3,506 > đạt yêu cầu tổng phương sai trích tích lũy đạt lần lược 87,661% 67,591 > 50% đạt yêu cầu Do liệu đo lường biến phụ thuộc biến độc lập có độ giá trị có đủ điều kiện để thực bước (Bảng Bảng 5) Bảng 5: Kết phân tích nhân tố khám phá(EFA) Ma trận thành phần xoay KTHUATKN COCAUSX Thành phần CPGDICHTTHU CPGDICH1NGMUA 0,887 CPGDICH2VCHUYEN 0,848 CPGDICH3PLOAI 0,787 CPGDICH4DTRU 0,736 KTHUAT1LNAM 0,903 KTHUAT2TTHONG 0,852 KTHUAT3KNGHIEM 0,737 COCAU2TNMUA 0,778 COCAU3TTHU 0,776 COCAU4DTRU 0,625 HBIETTTGC HBIET1DBGIA 0,808 HBIET2TTRUONG 0,774 HBIET3PLUAT 0,735 Gía trị Eigen 3,543 2,442 1,756 1,046 Phương sai trích 27,251 46,035 59,546 67,591 tích lũy Extraction Method: Principal Component Analysis Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization Nguồn: Kết xử lý số liệu tác giả (4) HBIETTTTGC (0,216) giúp nông hộ lựa chọn dẫn Nguyễn Tiến Dũng, 2015) cho thấy hiệu cao phù hợp với kết lúc làm nhiều loại trồng lại làm giảm hiệu 4.3 Phân tíchtrồng tươngcó quan nghiên cứu Bravo-Ureta (1993); sản xuất khơng tập trung đầu tư nguồn nhân Phân tích tương quan thực với biến phụ thuộc 23 biến lậpnăng thuộc mơ Kếtcây quảtrồng; có kỹ chuyên sâuhình cho 1&2 loại (5) CHSACH1 (0,198), phù hợp với nghiên lực độc cho thấy có biến bị loại VAYNHNN khơng có tương quan có ý nghĩa với biến phụ thuộc bao gồm NKHAU2TUOI, cứu Bravo-Ureta (1993) Ciaian & cộng (9) QUIMO3TLĐONG( 0,112) kết khác QUIMO2LĐONG, LIKET1TGHTX, COCAU2PNONG, CPGDICHTTHU, lại 15 biến đưa vào phân tích tương quan (2012) theo sách tín dụng Ngân hàng với nghiên cứu Abdulai (2000) lao động lần cho thấy biến có tương quan có ý nghĩa với biến phụ thuộc Hệ số tương quan biến lớn Nông nghiệp nguồn vốn quan trọng để gia đình có hiệu Việc th thêm lao động 0.488 nên khơng có vấn đề đa cộng tuyến Vì biến đủ điều kiện để đưa vào phân tích hồi quy nơng dân có điều kiện sản xuất; phản ánh Quy mơ diện tích lớn vượt khả đa biến (6) CHSACH2TGKN giúp nông hộ tiếp thu tiến kỹ lao động gia đình việc có th lao động bên 4.4 Phânthuật tích hồi mớiquy nhưđa kếtbiến nghiên cứu Strauss(1991) đáp ứng nhu cầu sản xuất gắn liền với Elias & cộng (2013); gia tăng hiệu kinh tế; Phân tích hồi quy đa biến thực với biến phụ thuộc 18 biến độc lập Phân tích thực TUNHIEN1 (-0,137) địa bàn xuấtứng càngvới mô (10) CHSACH1 nông phương pháp(7) Enter Các biếnKCTP đưa vào lầnsản tương hình 1,2&3 Mơ hình(-0,087) có cácHộ biến độcdân VAYNHCS xa thành phố gặp bất lợi tiếp cần đầu vào lẫn thuộc diện nghèo vay vốn từ Ngân hàng 10 sách Do dù cho vay hộ nghèo nđầu phù hợp với kết luận Rahman (2003) Yamano & Kijima (2010); chỉ cải thiện phần thu nhập không (8) COCAU1SCAY (-0,136) kết nghiên cứu phải mà hiệu sản xuất họ đạt khác với kết nghiên cứu Yang (2007, trích mức cao; Số 270 tháng 12/2019 59 kinh tế nông hộ với mức ý nghĩa < 0,05 Hệ số R2 hiệu chỉnh mơ hình 0,248 0,734 cho thấy mơ hình giải thích 73,4 % biến thiên biến phụ thuộc Kết kiểm định Durbin-Watson = 2,508 gần với trị số 2, khơng có tự tương quan chuỗi bậc mơ hình cho thấy liệu thu thập tốt Kiểm định ANOVA với sig = 0,000 < 0,05 cho thấy mơ hình hồi quy tuyến tính mẫu phù hợp với tổng thể Các giá trị VIF < nên khơng có tượng đa cộng tuyến Bảng Kết phân tích hồi quy đa biến Biến Mơ hình β chưa chuẩn hóa ( Constant ) 3,087* NKHAU3VHOA 0,007* QUIMO4TTKTE CHSACH3HTANG TUNHIEN1KCTP β chuẩn hóa β chưa chuẩn hóa β chuẩn hóa 2,411* 0,274** 0,032* CHSACH2TGKN Mơ hình 0,33* 0,008* 0,035 0,029 0,072 0,108 0,183** 0,224 0,070 0,031* 0,067 0,272 0,22* 0,180 0,356 0,003* 0,137 COCAU1SCAY -0,128* -0,174 -0,178* -0,136 QUIMO3LDTHUE 0,020** 0,018 0,127** 0,112 QUIMO1DTICH 0,180* 0,349 0,120* 0,233 CHSACH1NHCS - 5,966E-9* - 0,125 - 4,168E-9* -0,087 CHSACH2NHNN 1,412E-8* 0,128 2,183E-8* 0,198 TNHIEN1VXA -0,027* -0,073 -0,008 -0,023 HBIETTTGC 0,245*** 0,216 KYTHUATKN 0,217*** 0,285 COCAU3DTTHU -0,031** -0,049 R2 hiệu chỉnh mơ hình 0.248 0.734; Durbin-Watson = 2,508 Sig ANOVA =0.000; VIF < Nguồn: Kết xử lý số liệu tác giả (11) NKHAU3VHOA (0,072) tương tự nghiên cứu có giá cao; (1993);hóaStrauss(1991) trìnhsố độ Căn vàoBravo–Ureta hệ số β tiêu chuẩn cho thấy biến có ảnh hưởng đến hiệu kinh củaquả nơng hộ cócứu tầmcủa (14) TNHIEN1 nhưtếkết nghiên VUNGXA văn hóa giúp hộsau: nâng cao trình độ kỹ thuật Rahman (2003), Abdulai (2000) quan trọng theo thứnông tự khả tiếp thị để đạt hiệu kinh tế cao; Điều đáng ý kết phù hợp kiểm hệ chuẩn hóalưu = 0,285, vớiđịnh kỳ vọng số (1) KYTHUATKN có tầm quan trọng hàng đầu với β tiêu (12) CSACH3HTANG (0,067) sách đầu tư xây ảnh hưởng tích cực đến hiệu kinh tế hộ nông dân phù không hợp với nghiên cứukỳcủa cũng(HQKTND) cho thấy có biến phù hợp với vọng dựng hạ tầng giao thông, điện, nước, thủy lợi cho Mariano (2012); lại sát với thực tế cụ thể β tiêu chuẩn sản xuất nông nghiệp (CHSACH3HTANG) hóa COCAU3DTTHU (-) thay (+), COCAU1SCAY tảng để sản xuất có điều kiện phát triển tương tự (-) thay (+),CHSACH1VAYNHCS (-) thay (+) 11 kết nghiên cứu Gale (2002) Rahman Thêm nữa, Kết nghiên cứu LIKET2LKETDN (2011); , LIKET1TGHTX khơng có ảnh hưởng có ý (13) COCAU3DTTHU (-0,049) Kết nghiên cứu nghĩa đến hiệu kinh tế không cho thấy việc lựa chọn trồng dễ tiêu thụ không đồng nghĩa với hiệu cao Dễ tiêu thụ cần thiết mà nguyên nhân chủ yếu chất lượng có nhiều thương lái đến mua đồng nghĩa Từ kết nghiên cứu với hệ số bêta tiêu với lượng nơng sản lớn có tính phổ biến nên khơng Số 270 tháng 12/2019 60 chuẩn hóa xác định cụ thể nhân tố ảnh hưởng đến hiệu kinh tế nông dân sản xuất nông nghiệp hàm hồi quy đa biến: vườn tạp, xây dựng “cánh đồng mẫu lớn” để áp dụng có hiệu giới hóa, tiến kỹ thuật có số lượng hàng hóa nơng sản tập trung có độ đồng đều, có nguồn gốc xuất xứ rõ ràng để cung ứng hàng hóa nơng sản cho xuất sở phát triển nông nghiệp bền vững; HQKTNDAN = 0,138*KYTHUATKN + 0,223QUIMO1DTICH + 0,224QUIMO4TTKTE + 0,216 HBIETTTGC + 0,198 CHSACH2NHNN + 0,187CHSACH2TGKN + 0,137TUNHIEN1KCTP – 0,136 COCAU1SCAY + 0,112QUIMO3COTLĐ -0,087 + 0,067CHSACH3HTANG – 0,049COCAU3DTTHU – 0,023TNHIEN1VXA + e Quan tâm việc cung ứng vốn cho hộ nông dân từ Ngân hàng nơng nghiệp Ngân hàng sách cách tăng thêm định mức cho vay không cần chấp, đôi với việc tăng cường tuyên truyền giáo dục xử lý nghiêm biện pháp hành chính, pháp lý với hộ nơng dân khơng trả nợ hạn cho ngân hàng; Một số đề xuất Để nâng cao hiệu kinh tế hộ nông dân sản xuất nông nghiệp cần thực số giải pháp sau: Nâng cao Quy mô sản xuất nông nghiệp Quy mô sản xuất manh mún, nhỏ lẻ rào cản cho hiệu kinh tế Do Nhà nước cần tạo điều cho tích tụ tập trung ruộng đất mở rộng hạn điền, thúc đẩy trình phát triển hợp tác xã thực liên kết hộ nông dân với doanh nghiệp theo chuỗi giá trị; Thúc đẩy doanh nghiệp liên kết với hộ nông dân theo chuỗi giá trị dự án xây dựng “cánh đồng lớn” gắn với phát triển Hợp tác xã nơng nghiệp có thực chất hiệu điều quan trọng Nhà nước phải bảo vệ hợp đồng liên kết, xử lý nghiêm nông dân doanh nghiệp không tuân thủ hợp đồng; Nhà nước cần đầu tư mạnh cho phát triển hạ tầng phục vụ sản xuất nông nghiệp bao gồm việc xây dụng hệ thống giao thông nông thôn, đầu tư cho cơng trình thủy lợi phủ khắp hệ thống điện cho sản xuất; Nhà nước cần đầu tư cho việc nghiên cứu phổ biến tiến kỹ thuật vào sản xuất, đẩy mạnh công tác khuyến nông giúp cho hộ nông dân tiếp thu kịp thời thực giải pháp kỹ thuật, tăng suất sản xuất nơng nghiệp Khuyến khích xu hướng chun mơn hóa sâu vào từng cây, lĩnh vực nông nghiệp, cải tạo Tài liệu tham khảo: Abdulai, A.Y (2000), ‘Human Resourse Management in Ghana: Prescriptions and Issues Raised by the fourth Republican Constitution’, International journal of Public sector Management,13(5), 447-466 Arino, A (2003), ‘Measures of Strategic Alliance Performance: An Analysis of Construct Validity’, Journal of International Business Studies, 34(1), 66-79 Bravo-Ureta, B (1993), ‘Efficiency analysis of Developing country agriculture: A review of the frontier function literature’, Agricultural and Resource Economics Review, 22(1), 88 - 101 Ciaian, P Falkowski, J & Kancs, A (2012), ‘Access to Credit, Factor Allocation and Farm Productivity: Evidence form the CEE Transition Economies’ Agricultural Final Review 72, 22–47 Coelli, T (2005), An introduction to efficiency and productivity analysis, Second edition, Kluwer Academic Publishers Dorward, A (1999) ‘Firm Size and Productivity in Malawian Smallholder Agriculture’, Journal of Development Studies 35, 141–161 Elias, A., Nohmi, M., Yasumobu, K & Ishida, A (2013), ‘Effect of Agricultural Extension Program on Smallholders’ Farm Productivity: Evidence from Three Peasant Associations in the Highlands of Ethiopia’, Journal of Agricultural Science, 5, 163–181 Farrell, M.J (1957), ‘The measurement of productive efficiency’, Journal of the Royal Statistic Society, 120(3), 253 - 290 Gale, F (2002), Food and Agriculture: Issues for the 21st century, Market and Trade Economics Division, Agriculture Information Bulletin, No 775., Economic Research Service, Department of Agriculture, U.S Hanan, G (2002), ‘Hazards of Expropriation: Tenure Insecurity and Investment in Rural China’, American Economic Review, 92(5), 1420-1447 Số 270 tháng 12/2019 61 Hồng Thị Bích Loan Đinh Phương Hoa (2016), ‘Nông nghiệp Việt Nam sau 30 năm đổi mới”, Vjol , truy cập lần cuối ngày tháng năm 2018, Heltberg, R (1998), ‘Rural Market Relationship: Evidence Development, 26, 1807–1826 Imperfections and from the Farm Size Pakistan’ – Productivity World Kiều Linh (2018), ‘Xuất nông sản Việt Nam đứng thứ Đông Nam Á, thứ 15 giới’, VnEconomy ,truy cập lần cuối ngày tháng năm 2019, Key, N and Runsten, D (1999), ‘Contract farming, smallholders and rural development in Latin America: the organization of agroprocessing firms and the scale of outgrower production’, World Development, 27(2), 381-401 Lê Nguyễn Đoan Khôi & Nguyễn Ngọc Vàng (2012), ‘Giải pháp nâng cao hiệu tổ chức sản xuất tiêu thụ lúa gạo trường hợp cánh đồng mẫu lớn An Giang’, Kỷ yếu Khoa học 2012, Trường Đại học Cần Thơ Mariano, M.J (2012), ‘Factors Influecing Farmers’ Adoption of Modern Rice Technology and Good Management Practices in the Phillipines’, Agricultural Systems, 110, 41–53 Narala & Zala (2010), ‘Technique efficiency of rice farm under irrigated condition in Central Gujarat’, Agriculture Economics Research Review, 23, 375-381 Nguyen, V.T (2005), ‘Learning to trust: A study of interfirm trust dynamicc in Vietnam’, Journal of World Bussiness, 40(2), 203-221 Nguyễn Dương (2018), ‘Bộ trưởng Nông nghiệp: Ruộng đất manh mún gây cản trở ứng dụng công nghệ cao’, Dân Trí, truy cập cuối ngày tháng năm 2019, Nguyễn Hồng (2019), ‘Tình trạng nơng dân bỏ ruộng ngày tăng’, Hoinongdan, truy cập lần cuối ngày tháng 11 năm 2019, Nguyễn Tiến Dũng (2015), ‘Giải pháp nâng cao hiệu kinh tế sản xuất lúa nông hộ thành phố Cần Thơ’, Luận án Tiến sĩ, Trường đại học Cần Thơ Nguyễn Tiến Dũng & Lê Khương Ninh (2015), ‘Các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu kinh tế sản xuất lúa nông hộ thành phố cần thơ’, Tạp chí khoa học Trường Đại học Cần Thơ, 36(2015), 116-125 Nguyên Vũ (2018), ‘Nông nghiệp Việt Nam chuyển động nào?’, Vneconomy, truy cập lần cuối ngày tháng năm 2018, Phan Thi Thuc Anh (2006), ‘Knowledge acquisition from foreign parents in International Joint Ventures: An empirical study in Vietnam’, International Business Review,15(5), 463-87 Rahman, S (2003), ‘Profit Effciency among Bangladeshi Rice Farmers’, Food Policy, 28, 487–503 Rosli A, Radam A, Rahim K.A (2013), ‘Technology adoption in pepper farming: A case study in Sarawak, Malaysia’, The International journal of Social sciences, 11(1), 16 – 22 Singh, S (2007), ‘A study on technical Efficiency of Wheat Cultivation in Hariana’, Agricultural, Economics Research Review, 20, 127-136 Srisompun, O (2012), ‘Efficiency change in Thailand Rice Production: An Evidence from Panel Data’, Journal of Development and Agriculture Economics, 4(4), 101-108 Strauss, J., Barbosa, M., Teixeira, S.,Thomas, D & Junior, R.G (1991), ‘Role of Education and Extension in the Adoption of Technology: A Study of Upland Rice and Soybean Farmers in Central-West Brasil’, Agricultural Economics 5, 341–359 Tổng cục thống kê (2019), Số liệu thống kê, truy cập lần cuối ngày 25 tháng năm 2019, tại: Yamano, T & Kijima, Y (2010), ‘The Associations Access with Household from Rural Uganda’, Food Policy, 35, 51–59 Số 270 tháng 12/2019 62 of Soil Fertility Income: and Market Evidence ... đạt hiệu kinh tế Vì vậy, nghiên cứu, tác giả chọn phương pháp để đánh giá hiệu kinh tế hộ nông dân sản xuất nông nghiệp 2.2 Những nhân tố ảnh hưởng đến hiệu kinh tế hộ nông dân sản xuất nơng nghiệp. .. Nhân tố chi phí sản xuất dụng lãi suất (Srisompun, 2012) có ảnh hưởng định đến hiệu kinh tế Tóm lại, kết nghiên cứu tác nông hộ (Lê Nguyễn Đoan Khôi Nguyễn Ngọc giả nêu nhân tố ảnh hưởng đến hiệu. .. tích EFA có ảnh hưởng đến hiệu kinh tế hộ nông dân STT 19 20 21 22 có ảnh hưởng đến hiệu kinh tế hộ nông dân Tên biến thành Tên biến Mã biến Thang đo phần đo lường Đo lường Cơ cấu sản xuất Chọn