tư nông nghiệp của nông dân huyện Cờ Đỏ Thành Phố Cần Thơ
Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Để kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập đưa vào mô hình. Tác giả sử dụng lênh Corr trong phần mềm Stata. Kết quả ở phụ lục cho thấy, tất cả các tương quan cặp giữa các biến giải thích đều nhỏ hơn 0,8 nên có thể kết luận không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
Kết quả mô hình hồi quy
Qua kết quả ước lượng ở bảng 4.15 cho thấy mô hình có mứcý nghĩarất cao với mức ý nghĩa 1%. Kết quả phân tích cũng cho thấy rất nhiều biến độc lập ảnh hưởng đến khả năng mua chịu của nông dân với các mức ý nghĩa là 1%, 5%, 10%. Cụ thể các biến độc lập được trình bày cụ thể qua bảng sau:
Bảng 4.15 Kết quả ước lượng bằng mô hình Probit
Biến phụ thuộc: COMUACHIU – nhận giá trị là 1 nếu nông hộ có mua chịu vật tư nông nghiệp và ngược lại, có giá trị 0
Biến độc lập Hệ số β Hệ số tương
quan dY/dX Mức ý nghĩa
Hằng số C 1,675 - 0,318 GIATRIDATNN -0,001 -0,0000 0,369 TGSONGDP 0,030 0,0012* 0,082 TGQUENBIET 0,039 0,0017** 0,013 GIOITINH 0,390 0,0213 0,670 TUOI -0,005 -0,0020 0,753 KHOANGCACH -0,293 -0,0124** 0,038 THUNHAP -0,004 -0,0010 0,909 DIAVIXH -0,035 -0,0015 0,939 VAYCT 0,112 0,0046 0,230 Số quan sát Giá trị R2
Giá trị kiểm định của mô hình
110 51,37%
0,0000
Ghi chú:
- (*): Mức ý nghĩa 10%; (**): mức ý nghĩa 5% và (***): mức ý nghĩa 1%.
Nguồn: Tính toán từ số liệu điều tra thực tế năm 2012
Từ kết quả bảng 4.12 và phương trình hồi quy trên, ảnh hưởng của các biến độc lập đến khả năng mua chịu vật tư nông nghiệp của nông hộ được diễn giải như sau:
Thời gian sống địa phương (TGSONGDP)
Nông hộ càng sống ở địa phương càng lâu thì sẽ có nhiều mối quan hệ và quen biết được nhiều cửa hàng vật tư nông nghiệp. Nếu có thời gian ở địa phương càng dài thì nông hộ có thể dễ dàng tiếp cận với các cửa hàng vật tư nông nghiệp để mua chịuvì nông hộ đã tìm hiểu các thông tin từ các cửa hàng vật tư nông nghiệp trên địa bàn. Kết quả mô hình cho thấy biến TGSONGDP
ảnh hưởng dương đến quyết định mua chịu vật tư nông nghiệp của nông hộ và có mức ý nghĩa 10%. Điều này đúng với giả thuyết của mô hình, phù hợp với dấu kỳ vọng là dương. Cụ thể, khi nông hộ định cư tại địa phương lâu hơn một năm, xác suất họ mua chịu vật tư nông nghiệp sẽ tăng 0,12%.
Thời gian quen biết với chủ cửa hàng bán chịu vật tư nông nghiệp (TGQUENBIET)
Nếu chủ cửa hàng vật tư nông nghiệp và nông hộ có quen biết thì thông tin giữa hai bên được biết rõ hơn và đó cũng là cơ hội đểcửa hàng vật tư nông nghiệp maketing vật tư nông nghiệp với nông hộ. Người bán có thể “giúp đỡ” người nông dân trong sản xuất bằng cách bán chịu vật tư cho họ rồi đến mùa thu hoạch thanh toán sau. Biến thời gian quen biết với chủ cửa hàng vật tư nông nghiệp có mức ý nghĩa 5%. Giải thích rằng nếu người nông dân có thời gian quen biết với chủ cửa hàng vật tư nông nghiệp lâu hơn một tháng thì khả năng mua chịu vật tư nông nghiệp sẽ tăng lện 0,17%.
Khoảng cách đến cửa hàng vật tư nông nghiệp (KHOANGCACH) Khoảng cách là rào cản lớn nhất cho việc tiếp cận mua chịu vật tư nông nghiệp của nông dân. Nông hộ khi có khoảng cách địa lý lớn với các chủ cửa hàng vật tư nông nghiệp thì họ sẽ mua một lần vật tư nông nghiệp trước vụ mùa bằng tiền mặt để tiết kiệm chi phí. Khoảng cách giữa nông hộ và cửa hàng vật tư nông nghiệp càng xa thì khả năng họ mua chịu càng thấp. Với mức ý nghĩa của biến KHOANGCACH là 5%. Cho ta thấy nếu nông hộ ở xa cửa hàng vật tư nông nghiệp 1 km thì khả năng mua chịu vật tư nông nghiệp của hộ nông dân đó sẽ giảm đi 1,24%.
Bên cạnh đó, các yếu tố khác như giá trị đất nông nghiệp, thu nhập, tuổi, giới tính, vay chính thức không có ý nghĩa thống kê trong mô hình.
Thu nhập bình quân của nông hộ (THUNHAP)
. Khi nông dân có thu nhập càng cao thì họ có xu hướng trả tiền mặt khi mua vật tư nông nghiệp vì họ không mún trả lãi suất quá cao. Bên cạnh đó nếu hộ có vay tín dụng chính thức thì sẽ dùng số tiền này đi mua vật tư nông nghiệp về dự trữ trước mùa vụ để thuận tiện cho việc sản xuất nông nghiệp. Nói cách khác, yếu tố này không ảnh hưởng đến quyết định mua chịu vật tư nông nghiệp của nông hộ tại địa bàn nghiên cứu. Kết quả này phù hợp với thực trạng mua chịu vật tư nông nghiệp ở huyện Cờ Đỏ.
Giá trị đất nông nghiệp (GIATRIDATNN)
Kết quả mô hình ước lượng bảng 4.15 cũng cho thấy, biến GIATRIDATNN không ảnh hưởng đến khả năng mua chịu vật tư nông nghiệp
của nông hộ. Nông hộ có diện tích đất lớn họ thường tiếp cận vay tín dụng chính thức do lãi suất thấp.Khi nông hộ có giá trị đất nông nghiệp nhiều hay ít cũng không ảnh hưởng đến việc mua chịu vật tư nông nghiệp của họ. Dù cho nông hộ có ít hay nhiều đất nông nghiệp thì nhu cầu mua chịu vật tư nông nghiệp cũng không thay đổi. Cho nên, đối với mua chịu vật tư nông nghiệp thì vấn đề đất đai không ảnh hưởng đến tiếp cận việc mua chịu của nông hộ.
Giới tính của chủ hộ (GIOITINH)
Bên cạnh đó, biến số giới tính không ảnh hưởng đến mô hình nghiên cứu là đúng, vì trên địa bàn nghiên cứu, giới tính của chủ hộ hầu hết là nam, chiếm tỷ trọng 79,1%. Bên cạnh đó chủ cửa hàng vật tư nông nghiệp cũng không quan tâm người mua chịu vật tư nông nghiệp là nam hay nữ mà họ quan tâm người mua có trả nợ đúng thời gian hay không..
Tuổi của chủ hộ (TUOI)
Biến TUOI của chủ hộ cũng không có ý nghĩa trong mô hình, cho dù người lớn tuổi hay trẻ tuổi thì khả năng tiếp cận mua chịu vật tư cũng như nhau vì thì trong quá trình sản suất nông nghiệp thì nhu cầu mua chịu vật tư nông nghiệp cũng không khác nhau. Và những người bán chịu cũng không quan tâm người mình bán tuổi ra sao. Nói cách khác trong tiếp cận mua chịu vật tư nông nghiệp thì tuổi cao hay thấp cũng không ảnh hưởng.
Vay chính thức (VAYCT)
Nếu nông hộ có vay tiền từ tín dụng chính thức thì họ dùng số tiền vay vào mua chịu vật tư nông nghiệp. Bên cạnh đó, mua chịu vật tư nông nghiệp không được pháp luật công nhận. Vì vậy, nếu có tranh chấp xảy ra thì sẽ không có bất cứ hợp đồng như vay tín dụng chính thức. Nông hộ dù có vay hay không vay tín dụng chính thức thì khả năng tiếp cận mua chịu vật tư nông nghiệp cũng không thay đổi. Biến VAYCT không có ý nghĩa thống kê trong mô hình hoàn toàn hợp lý.
Địa vị xã hội (DIAVIXH)
Kết quả bảng 4.15 cũng cho thấy, biến DIAVIXH không có ý nghĩa thống kê và không ảnh hưởng đến việc tiếp cận mua chịu vật tư nông nghiệp của nông hộ. Điều này cho ta biết, các chủ cửa hàng vật tư nông nghiệp không chú ý đến việc nông hộ có vị trí xã hội hay không và những người có địa vị xã hội thường là những người có học vấn cao nên họ biết được những “thiệt thòi” khi mua chịu vật tư nông nghiệp. Bên cạnh đó nông hộ có người thân cố địa vị xã hội hay không có địa vị xã hội thì thông tin họ biết được từ cửa hàng vật tư
nông nghiệp cũng không khác nhau nhiều cho nên biến này không ảnh hưởng đến khả năng mua chịu vật tư nông nghiệp của nông hộ.
Tóm lại, kết quả trong mô hình cho biết, các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng mua chịu vật tư nông nghiệp của nông dân bao gồm: thời gian quen biết và khoảng cách đến cửa hàng vật tư nông nghiệp với mức ý nghĩa 5%; còn yếu tố thời gian sống ở địa phương có ý nghĩa ở mức 10%.
Trong phần kế tiếp, đề tài sẽ sử dụng mô hình hồi quy Tobit để tìm ra các nhân tố ảnh hưởng đến lượng tiền được chấp nhận mua chịu vật tư nông nghiệp của các hộ nông dân. Đồng thời tìm hiểu xem có sự khác biệt hay không về lượng tiền mua chịu vật tư nông nghiệp và lượng tiền này có đáp ứng được nhu cầu cho sản xuất nông nghiệp của nông dân.