48
Các biến: tham gia hội nông dân, tổng diện tích đất, hệ thống tưới cải, tổng số lao động của hộ, giới tính chủ hộ, trình độ học vấn của chủ hộ, tuổi chủ hộ và làm nông sau khi được lược khảo từ các nghiên cứu trước đây nha đã được đưa vào mô hình hồi quy nhằm xác định biến phụ thuộc Y (tổng thu nhập của nông hộ) có bị ảnh hưởng bởi các yếu tố nói trên hay không, ngoài ra còn thấy được mức ảnh hưởng của từng yếu tố đối với biến phụ thuộc.
Việc xác định các yếu tố nào ảnh hưởng đến tổng thu nhập của nông hộ là căn cứ quan trọng để xác định giải pháp nâng cao thu nhập cho nông hộ. Để đạt được mục tiêu nghiên cứu, đề tài sử dụng mô hình hồi quy để ước lượng theo phương pháp ước lượng bình phương bé nhất (OLS) nhằm lượng hóa sự ảnh hưởng của các yếu tố tác động đến thu nhập của hộ nông dân trồng cải xà lách xoong ở thị xã Bình Minh. Đề tài sử dụng phần mềm STATA để hỗ trợ cho quá trình ước lượng mô hình. Mô hình hồi quy các biến độc lập tác động đến tổng thu nhập của nông hộ có dạng như sau:
tongtn = β0 + β1hoinongdan + β2tongdientichdat+ β3hethongtuoi + β4tongld + β5gioitinh + β6hocvan + β7tuoi + β8lamnong +
Bảng 4.13 Thống kê mô tả các biến độc lập trong mô hình Biến độc lập Đơn vị Trung
bình Cao nhất Thấp nhất Độ lệch chuẩn Tổng thu nhập Triệu đồng 87,59 252,15 11,40 59,93 Tham gia hội nông
dân Biến giả 0,58 1,00 0,00 0,50
Tổng diện tích đất 1000 m2 5,40 20,15 1,10 4,75 Hệ thống tưới cải Biến giả 0,74 1,00 0,00 0,44 Tổng số lao động của
hộ Lao động 3,36 6,00 1,00 1,17
Giới tính chủ hộ Biến giả 0,90 1,00 0,00 0,30 Trình độ học vấn của
chủ hộ Biến giả 8,10 16,00 0,00 3,45
Tuổi chủ hộ Năm 47,70 74,00 29,00 9,05
Làm nông Biến giả 0,46 1,00 0,00 0,50
Nguồn: Kết quả tính toán từ số liệu khảo sát trực tiếp
Sau khi ước lượng mô hình hồi quy bằng phương pháp OLS, tác giả cũng đã kiểm định các lỗi thường xảy ra, ảnh hưởng đến các biến độc lập trong mô hình như phát hiện hiện tượng phương sai sai số thay đổi bằng kiểm định Breusch – Pagan (hettest) và kiểm định White (imtest,white), sử dụng nhân tố
49
phóng đại phương sai (vif) và ma trận tương quang (corr) để phát hiện hiện tượng đa cộng tuyến. Qua đó cho thấy, mô hình mắc phải hiện tượng phương sai sai số thay đổi.
Tác giả đã sử dụng robust để khắc phục hiện tượng phương sai sai số thay đổi của mô hình. Kết quả ước lượng mô hình sau khi robust cụ thể như sau:
Bảng 4.14 Kết quả hồi quy các yếu tố ảnh hưởng đến thu nhập của nông hộ Các biến độc lập ước lượng Hệ số
(β)
Giá trị t Sai số chuẩn
Tham gia hội nông dân 38,03 ** 2,68 14,19
Tổng diện tích đất 2,55 ** 2,26 1,13 Hệ thống tưới cải 36,87 ** 2,34 15,78 Tổng số lao động của hộ 12,55 * 1,82 6,89 Giới tính chủ hộ -22,31 -0,76 29,30 Trình độ học vấn của chủ hộ 2,10 1,06 1,99 Tuổi chủ hộ 0,60 0,90 0,66 Làm nông -3,06 -0,14 22,20 Hằng số -41,76 -0,66 63,56 Số quan sát 50 R2 0,5670 Prob>F 0,0000
Ghi chú: ***;** và* lần lượt là mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%
Nguồn: Kết quả tính toán từ số liệu khảo sát trực tiếp
Dựa vào kết quả ước lượng mô hình hồi quy ở bảng 4.7 cho ta thấy được: Mức ý nghĩa của kiểm định F ở mức 0,0000 cho thấy mô hình có ý nghĩa ở mức 1% tức là các biến độc lập trong mô hình đều có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc.
Hệ số xác định R2 bằng 0,5670 chỉ ra rằng tại mức ý nghĩa 5%, có 56,7% sự biến động trong tổng thu nhập của nông hộ được giải thích bởi các biến độc lập có trong mô hình. Còn lại 43,3% sự biến động của tổng thu nhập được giải thích bởi các yếu tố khác không được nghiên cứu trong mô hình.
Với tổng cộng 8 biến được đưa vào mô hình hồi quy, sau khi ước lượng mô hình bằng phương pháp OLS với độ tin cậy 95% thì có 4 biến có hệ số có ý nghĩa thống kê và 4 biến có hệ số không có ý nghĩa thống kê trong mô hình. Trong đó, có 1 biến có hệ số có ý nghĩa thống kê ở mức 10% là biến tổng số lao động của hộ và có 3 biến có hệ số có ý nghĩa thống kê ở mức 5% là hệ thống tưới cải, tổng diện tích đất và tham gia hội nông dân.
50
- Hệ số ước lượng của biến tổng diện tích đất là 2,55 và có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 5% cho thấy khi diện tích đất của nông hộ tăng thêm 1000 m2 thì thu nhập của nông hộ sẽ tăng thêm 2,55 triệu đồng với giả định các yếu tố khác không đổi. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu của Đặng Minh Quân (2012), Huỳnh Trường Huy và cộng sự (2008), Huỳnh Thị Đan Xuân (2009), Nguyễn Công Bằng (2012) cho rằng diện tích đất của hộ có tác động làm tăng thu nhập cho hộ bởi vì phần lớn thu nhập của nông hộ phụ thuộc vào sản xuất nông nghiệp (chiếm gần 80% trong tổng thu nhập của nông hộ được khảo sát) nên khi diện tích đất càng lớn thì hộ có xu hướng mở rộng quy mô canh tác, nâng cao thu nhập. Do đó yếu tố tổng diện tích đất của nông hộ có mối tương quan chặt chẽ với thu nhập của hộ.
- Hệ số ước lượng của biến hệ thống tưới cải bằng 36,87 có ý nghĩa ở mức 5% cho thấy rằng với giả định các yếu tố khác không đổi thì thu nhập của các hộ có sử dụng hệ thống tưới nước cho cải sẽ có thu nhập cao hơn 36,87 triệu đồng so với những hộ sử dụng cách tưới thủ công truyền thống. Theo thực tế điều tra thì việc áp dụng hệ thống tưới, chỉ cần 1 lao động đến mở van thì toàn bộ ruộng cải sẽ được tưới đầy đủ, so với việc nhiều nhân công gánh từng thùng nước hoặc kéo ống nước từ đầu ruộng tới cuối ruộng để tưới cải thì cách này giảm được rất nhiều chi phí và sức lao động, làm giảm chi phí thuê mướn lao động từ đó tăng thu nhập cho nông hộ.
- Hệ số ước lượng của biến tham gia hội nông dân bằng 38,03 cho thấy với mức ý nghĩa 5% và giả định các yếu tố khác không đổi thì thu nhập của những hộ có tham gia hội nông dân sẽ lớn hơn 38,03nghìn đồng so với những hộ không tham gia hội. Theo thống kê từ số liệu khảo sát thực tế, có 29/50 hộ tham gia hội nông dân tại địa phương (chiếm 58%), khi tham gia Hội các nông hộ sẽ được hỗ trợ và chuyển giao kỹ thuật sản xuất để tạo ra năng suất và chất lượng tốt nhất, nâng cao giá trị kinh tế cho cây cải; không những thế, việc bảo đảm từ khâu đầu vào (giống, phân bón, máy móc,…) đến khâu đầu ra (thị trường tiêu thụ) còn giúp để nông dân yên tâm sản xuất và mở rộng quy mô canh tác.
- Hệ số của biến tổng lao động của hộ bằng 12,55 có ý nghĩa ở mức 10% cho thấy khi số lao động của hộ tăng thêm 1 thì sẽ tạo ra thu nhập tăng thêm là 12,55 triệu đồng với giả định các yếu tố khác không đổi, kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Huỳnh Trường Huy và cộng sự (2008) cho rằng số lao động có tác động làm tăng thu nhập cho nông hộ. Thực tế đã chứng minh lao động là nguồn lực quan trọng của hộ trong việc tạo thu nhập, những hộ có nhiều lao động thì số sinh kế tạo thu nhập của hộ cũng đa dạng hơn do nhu cầu về chi phí sinh hoạt và cuộc sống, ngoài ra lao động trong hộ cũng có thể phụ
51
giúp gia đình canh tác để giảm bớt chi phí thuê lao động cho hộ. Như vậy, những hộ có lao động càng nhiều thì thu nhập sẽ cao hơn những hộ có ít lao động.
- Hệ số ước lượng của các biến giới tính chủ hộ, trình độ học vấn chủ hộ, tuổi của chủ hộ và làm nông không có ý nghĩa thống kê trong mô hình vì độ tin cậy của hệ số ước lượng thuộc các biến này đều nhỏ hơn 90%. Trong 4 biến này, tác giả nhận thấy biến trình độ học vấn của chủ hộ và giới tính chủ hộ là các nguồn lực quan trọng của nông hộ nhưng hệ số ước lượng của chúng lại không có ý nghĩa thống kê (phù hợp với kết quả nghiên cứu của Huỳnh Thị Đan Xuân, 2009) là do đối tượng khảo sát của đề tài đều xem nông nghiệp là hoạt động tạo thu nhập chính của nông hộ (trồng cải xà lách xoong chiếm 67% tổng thu nhập), mà việc canh tác nông nghiệp đối với các chủ hộ thì không cần trình độ học vấn cao mà chỉ cần biết đọc, biết viết và họ canh tác chủ yếu thông qua kinh nghiệm truyền lại từ nhiều đời trong gia đình hoặc từ các buổi họp hội nông dân, những buổi nói chuyện của những người trồng cải với nhau, đồng thời việc được học cao đối với các chủ hộ tại thời điểm khoản 20 năm trước là rất khó khăn (tuổi chủ hộ trên 30 chiếm 98%) nên hệ số ước lượng của biến trình độ học vấn chủ hộ không có ý nghĩa là phù hợp với thực tế tại địa bàn nghiên cứu. Việc hệ số của biến giới tính không có ý nghĩa thống kê trong mô hình hồi quy cho thấy sự bình đẳng giới tính của các nông hộ được khảo sát, dù chủ hộ là nam hay nữ thì việc tạo thu nhập cho hộ là ngang nhau và không có sự khác biệt về thu nhập khi chủ hộ là nam hay nữ.