(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả) Kết quả tương đồng đối với Biểu đồ phân phối tích lũy P-P Plot (Hình 4.2), các điểm quan sát không phân tán quá xa đường thẳng kỳ vọng nên giả thiết phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Giả định liên hệ tuyến tính
Giả định liên hệ tuyến tính được kiểm tra với phương pháp sử dụng là biểu đồ phân tán Scatterplot với giá trị phần dư chuẩn hóa trên trục hồnh và giá trị dự đốn chuẩn hóa trên trục tung. Dựa vào đồ thị, ta thấy phần dư chuẩn hóa khơng thay đổi theo một trật tự nào đó đối với giá trị dự đốn. Hay nói cách khác, Hình 4.3 cho thấy phần dư chuẩn hóa phân tán ngẫu nhiên trên đồ thị trong một vùng xung quanh đường đi qua tung độ bằng 0. Vì vậy giá trị dự đốn và phần dư độc lập nhau và phương sai của phần dư khơng đổi. Mơ hình hồi quy là phù hợp và giả định về liên hệ tuyến tính khơng bị vi phạm.
Hình 4.3: Biểu đồ phân tán Scatterplot
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả)
Kiểm định đa cộng tuyến
Theo Bảng 4.10, hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation factor – VIF) đạt giá trị lớn nhất là 1,584 và tất cả đều nhỏ hơn 10. Điều này cho thấy các VIF) đạt giá trị lớn nhất là 1,584 và tất cả đều nhỏ hơn 10. Điều này cho thấy các biến độc lập khơng có quan hệ chặt chẽ với nhau nên khơng có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra (Nguyễn Trọng Hồi, 2007).
Bảng 4.10: Hệ số phóng đại phương sai VIF
Biến Hệ số VIF GIOITINH 1,142 HOCVAN 1,584 LAODONG 1,345 HOATDONG 1,406 KINHNGHIEM 1,544 DIENTICH 1,360 KHUYENNONG 1,269 VONVAY 1,433
Kiểm định tương quan giữa các phần dư
Đại lượng thống kê Durbin-Watson (d) dùng để kiểm định tương quan của các sai số kề nhau (tự tương quan). Đại lượng d có giá trị biến thiên trong khoảng từ 0 đến 4. Khi tiến hành kiểm định Durbin-Watson, nếu giá trị d trong miền chấp nhận giả thuyết 1 < d < 3 thì mơ hình khơng có tự tương quan. Kết quả kiểm định Durbin-Watson có giá trị d = 1,995 (Bảng 4.8) cho thấy thỏa điều kiện khơng có tự tương quan chuỗi bậc nhất. Do đó, có thể kết luận khơng có hiện tượng tự tương quan xảy ra trong mơ hình.
Kiểm định phương sai của sai số thay đổi
Bảng 4.11: Kết quả kiểm định phương sai của phần dư
GIOI TINH HOC VAN LAO DON G HOA TDO NG KIN HNG HIE M DIE NTI CH KHU YENN ONG VONV AY Spearm an's rho Hệ số -0,025 -0,087 -0,068 -0,056 -1,131 -0,116 -0,097 -0,054 Sig. 0,729 0,222 0,337 0,430 0,064 0,102 0,173 0,444
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả) Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), tác giả sử dụng kiểm định Spearman để kiểm tra mối tương quan giữa giá trị tuyệt đối của phần dư được chuẩn hóa với các biến độc lập trong mơ hình, có thể thấy tất cả các hệ số tương quan hạng Spearman đều có giá trị sig lớn hơn giá trị 0,05 do đó phương sai phần dư là đồng nhất, giả định phương sai không đổi không bị vi phạm, các biến đảm bảo khơng có hiện tượng phương sai của sai số thay đổi.
4.3.3. Kiểm định các hệ số hồi quy
Kết quả hồi quy bảng 4.12 cho thấy các biến độc lập bao gồm Giới tính chủ hộ (GIOITINH); Biến Trình độ học vấn chủ hộ (HOCVAN); Biến Số lao động trong
hộ (LAODONG); Biến Số hoạt động tạo thu nhập (HOATDONG); Biến kinh nghiệm làm nông nghiệp của chủ hộ (KINHNGHIEM); Biến Diện tích đất sản xuất, (DIENTICH); Biến Tham gia hoạt động khuyến nông (KHUYENNONG); Biến Tiếp cận vốn vay (VONVAY) có hệ số Sig. < 0,05 có ý nghĩa thống kê và hệ số hồi quy chuẩn hóa (β) đều mang dấu dương nghĩa là có tác động cùng chiều với biến phụ thuộc thu nhập nông hộ (THUNHAP).
Bảng 4.12: Kết quả hồi quy
Mơ hình
Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa
t Sig. B Sai số chuẩn Beta
1 (Hằng số) 1,035 0,194 5,324 0,000 GIOITINH 0,287 0,070 0,160 4,099 0,000 HOCVAN 0,111 0,026 0,198 4,303 0,000 LAODONG 0,172 0,057 0,127 3,003 0,003 HOATDONG 0,118 0,034 0,151 3,471 0,001 KINHNGHIEM 0,027 0,004 0,279 6,150 0,000 DIENTICH 0,560 0,147 0,163 3,814 0,000 KHUYENNONG 0,176 0,063 0,115 2,781 0,006 VONVAY 0,224 0,068 0,144 3,289 0,001
a. Biến phụ thuộc: THUNHAP
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả)
4.3.4. Thảo luận kết quả hồi quy
Kết quả ở Bảng 4.13 cho thấy hầu hết các hệ số hồi quy của các biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê cao. Để xác định vị trí ảnh hưởng (mức độ đóng góp) của các nhân tố đến thu nhập của nông hộ, tác giả sử dụng hệ số hồi quy chuẩn hóa và chuyển nó sang dạng phần trăm. Dưới đây chỉ sử dụng các hệ số hồi quy chuẩn hóa của các biến độc lập có ý nghĩa thống kê để xác định vị trí ảnh hưởng đến thu nhập của nơng hộ. Kết quả tính tốn được tác giả trình bày trong bảng 4.13.
Bảng 4.13: Vị trí quan trọng của các nhân tố
Biến độc lập Hệ số hồi quy chuẩn hóa Giá trị tuyệt đối Tỷ lệ (%) Thứ tự ảnh hưởng GIOITINH 0,160 0,160 11,97% 4 HOCVAN 0,198 0,198 14,81% 2 LAODONG 0,127 0,127 9,50% 7 HOATDONG 0,151 0,151 11,29% 5 KINHNGHIEM 0,279 0,279 20,87% 1 DIENTICH 0,163 0,163 12,19% 3 KHUYENNONG 0,115 0,115 8,60% 8 VONVAY 0,144 0,144 10,77% 6 Tổng 1,337 100,00%
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả) Kết quả xác định các nhân tố ảnh hưởng đến thu nhập của nông hộ sắp theo thứ tự mức độ ảnh hưởng giảm dần bao gồm Kinh nghiệm làm nông nghiệp của chủ hộ; Trình độ học vấn chủ hộ; Diện tích đất sản xuất; Giới tính chủ hộ; Số hoạt động tạo thu nhập; Tiếp cận vốn vay; Số lao động trong hộ; Tham gia hoạt động khuyến nơng.
Hệ số hồi quy chuẩn hóa và chưa chuẩn hóa của biến KINHNGHIEM đều mang dấu dương và có hệ số Sig. là 0,000 < 0,05 cho thấy Kinh nghiệm làm nông nghiệp của chủ hộ có tác động cùng chiều đến thu nhập của nông hộ tại huyện Châu Đức, tỉnh Bà Rịa – Vũng Tàu có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Kết quả phân tích cho thấy giả thuyết H5 được chấp nhận. Số năm kinh nghiệm làm nông nghiệp của chủ hộ càng nhiều thì thu nhập bình quân của hộ gia đình sẽ càng cao và ngược lại. Rõ ràng, đây là nhân tố quan trọng nhất ảnh hưởng đến thu nhập của nông hộ, kết quả phù hợp với điều kiện sản xuất nơng nghiệp, nếu người nơng dân có thêm kinh nghiệm trong sản xuất thì họ có thể dự báo tốt hơn về thời tiết, biết cách phòng trừ dịch bệnh, kể cả nắm bắt nhu cầu thị trường cho sản phẩm. Kết quả phù hợp với nghiên cứu của Nguyễn Quốc Nghi và cộng sự (2011), Cao Trọng Danh (2015), Nguyễn Phan Hồng Hạnh (2015), Bùi Văn Hào (2017), Nguyễn Chí Thanh (2017).
Hệ số hồi quy chuẩn hóa và chưa chuẩn hóa của biến HOCVAN đều mang dấu dương và có hệ số Sig. là 0,000 < 0,05 cho thấy Trình độ học vấn có tác động cùng chiều đến thu nhập của nông hộ tại huyện Châu Đức, tỉnh Bà Rịa – Vũng Tàu có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Kết quả phân tích cho thấy giả thuyết H2 được chấp nhận. Trình độ học vấn của chủ hộ càng cao thì thu nhập bình quân của hộ gia đình sẽ càng cao và ngược lại. Đây là nhân tố quan trọng thứ hai ảnh hưởng đến thu nhập của nông hộ, nhưng thống kê mô tả cho thấy trình độ học vấn trung bình ở huyện nhìn chung ở trình độ khá khiêm tốn từ phổ thơng trở xuống. Chủ hộ có trình độ học vấn cao thường có khả năng tiếp thu nhanh các kiến thức và tiến bộ khoa học kỹ thuật, do đó thu nhập cũng cao hơn những nơng hộ khác. Vì vậy, trong thời gian tới cần có nhiều chính sách tập trung vào việc khuyến khích giáo dục tại địa phương, nhất là giáo dục phổ thông và đào tạo nghề. Kết quả phù hợp với nghiên cứu của Nguyễn Quốc Nghi và cộng sự (2011), Cao Trọng Danh (2015), Nguyễn Phan Hồng Hạnh (2015), Nguyễn Chí Thanh (2017).
Hệ số hồi quy chuẩn hóa và chưa chuẩn hóa của biến DIENTICH đều mang dấu dương và có hệ số Sig. là 0,000 < 0,05 cho thấy Diện tích đất sản xuất có tác động cùng chiều đến thu nhập của nông hộ tại huyện Châu Đức, tỉnh Bà Rịa – Vũng Tàu có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Kết quả phân tích cho thấy giả thuyết H6 được chấp nhận. Diện tích đất sản xuất càng cao thì thu nhập bình quân của hộ gia đình sẽ càng cao và ngược lại. Đây là nhân tố quan trọng thứ ba ảnh hưởng đến thu nhập của nông hộ. Điều này hịan tồn dễ hiểu với các hộ dân trên địa bàn huyện Châu Đức đa số hoạt động trong lĩnh vực nông nghiệp và cũng là nguồn thu chính của cả huyện, mà đất sản xuất là tư liệu sản xuất quan trọng đặc biệt là đối với ngành trồng trọt. Các hộ gia đình thiếu đất sản xuất nếu muốn tạo thu nhập nuôi sống bản thân và người thân thì phải thuê đất, đi làm thuê hoặc chuyển sang lĩnh vực phi nông nghiệp khác. Bên cạnh đó diện tích đất hẹp nên sản xuất của nông hộ khá manh mún, khơng tập trung nên khó áp dụng được khoa học kỹ thuật vào sản xuất, trong khi đó mật độ dân cư sống đơng đúc nên khó đảm bảo đời sống cho các
nghiên cứu của Nguyễn Quốc Nghi và cộng sự (2011), Cao Trọng Danh (2015), Nguyễn Phan Hồng Hạnh (2015), Nguyễn Chí Thanh (2017).
Hệ số hồi quy chuẩn hóa và chưa chuẩn hóa của biến GIOITINH đều mang dấu dương và có hệ số Sig. là 0,000 < 0,05 cho thấy Giới tính của chủ hộ có tác động cùng chiều đến thu nhập của nông hộ tại huyện Châu Đức, tỉnh Bà Rịa – Vũng Tàu có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Kết quả phân tích cho thấy giả thuyết H1 được chấp nhận. Nếu chủ hộ là nam giới thì thu nhập bình quân của hộ gia đình sẽ cao hơn so với chủ hộ là nữ giới. Đây là nhân tố quan trọng thứ tư ảnh hưởng đến thu nhập của nông hộ. Rõ ràng, do đặc tính hộ gia đình và văn hóa của người Việt Nam, trong hộ gia đình thường người chồng là trụ cột gia đình, và trong nhiều trường hợp người chồng có tiếng nói quyết định, kể cả các hoạt động sản xuất kinh doanh. Do vậy, kết quả nghiên cứu này cho thấy nam giới đóng vai trị quan trọng trong việc tạo thu nhập của hộ gia đình. Kết quả phù hợp với nghiên cứu của Nguyễn Phan Hồng Hạnh (2015), Bùi Văn Hào (2017), Nguyễn Chí Thanh (2017).
Hệ số hồi quy chuẩn hóa và chưa chuẩn hóa của biến HOATDONG đều mang dấu dương và có hệ số Sig. là 0,001 < 0,05 cho thấy Số hoạt dộng tao thu nhập có tác động cùng chiều đến thu nhập của nông hộ tại huyện Châu Đức, tỉnh Bà Rịa – Vũng Tàu có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Kết quả phân tích cho thấy giả thuyết H4 được chấp nhận. Số hoạt động tạo thu nhập càng nhiều thì thu nhập bình quân của hộ gia đình sẽ càng cao và ngược lại. Đây là nhân tố quan trọng thứ năm ảnh hưởng đến thu nhập của nông hộ. Ở nông thôn các hoạt động nông nghiệp là chú yếu, tuy nhiêu các hoạt động thường theo mùa vụ và phụ thuộc nhiều vào điều kiện tự nhiên. Việc đa dạng hóa nguồn thu từ nhiều hoạt động giúp hộ giia đình có thể giảm thiểu nghèo đói và cải thiện thu nhập. Như vậy, việc tạo dựng công ăn việc làm khác ngồi sản xuất nơng nghiệp có thể là chìa khóa nâng cao thu nhập nông hộ. Kết quả phù hợp với nghiên cứu của Cao Trọng Danh (2015), Nguyễn Phan Hồng Hạnh (2015), Bùi Văn Hào (2017), Nguyễn Chí Thanh (2017).
Hệ số hồi quy chuẩn hóa và chưa chuẩn hóa của biến VONVAY đều mang dấu dương và có hệ số Sig. là 0,001 < 0,05 cho thấy Tiếp cận vốn vay có tác động cùng chiều đến thu nhập của nông hộ tại huyện Châu Đức, tỉnh Bà Rịa – Vũng Tàu có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Kết quả phân tích cho thấy giả thuyết H8 được chấp nhận. Hộ gia đình có tiếp cận vốn vay càng lớn thì thu nhập bình quân của hộ gia đình sẽ cao hơn so với hộ khơng có vay vốn. Đây là nhân tố quan trọng thứ sáu ảnh hưởng đến thu nhập của nông hộ. Thực tế tại địa bàn nghiên cứu cho thấy đa phần nông hộ đều thiếu vốn để đầu tư vào sản xuất dẫn tới họ phải đi vay từ nhiều nguồn khác nhau như bạn bè, người thân, ngân hàng... Vẫn còn một số hộ chỉ sử dụng vốn tự có mặc dù là hạn chế vì khơng muốn phải “mắc nợ” cũng như áp lực lãi vay dẫn tới đầu tư khơng hiệu quả. Ngồi ra một phần hộ gia đình hạn chế vay cũng tới từ những bất cập như giới hạn mức cho vay, tài sản đảm bảo, thủ tục thẩm định gắt gao… của tổ chức chính thống dù lãi suất khá ưu đãi. Kết quả phù hợp với nghiên cứu của Cao Trọng Danh (2015), Nguyễn Phan Hồng Hạnh (2015), Bùi Văn Hào (2017), Nguyễn Chí Thanh (2017).
Hệ số hồi quy chuẩn hóa và chưa chuẩn hóa của biến LAODONG đều mang dấu dương và có hệ số Sig. là 0,003 < 0,05 cho thấy số lao động trong hộ có tác động cùng chiều đến thu nhập của nông hộ tại huyện Châu Đức, tỉnh Bà Rịa – Vũng Tàu có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Kết quả phân tích cho thấy giả thuyết H3 được chấp nhận. Số lao động trong hộ càng nhiều thì thu nhập bình quân của hộ gia đình sẽ càng cao và ngược lại. Đây là nhân tố quan trọng thứ bảy ảnh hưởng đến thu nhập của nông hộ. Kết quả phù hợp với nghiên cứu của Bùi Văn Hào (2017), Nguyễn Chí Thanh (2017).
Hệ số hồi quy chuẩn hóa và chưa chuẩn hóa của biến KHUYENNONG đều mang dấu dương và có hệ số Sig. là 0,006 < 0,05 cho thấy số lao động trong hộ có tác động cùng chiều đến thu nhập của nông hộ tại huyện Châu Đức, tỉnh Bà Rịa – Vũng Tàu có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Kết quả phân tích cho thấy giả thuyết H7 được chấp nhận. Nơng hộ có tham gia hoạt động khuyến nơng thì có thu
nhập bình qn của hộ gia đình sẽ cao hơn so với hộ không tham gia và ngược lại. Đây là nhân tố quan trọng cuối cùng ảnh hưởng đến thu nhập của nơng hộ. Vì vậy, trong thời gian tới các chính sách tăng thu nhập cần chú trọng đến hoạt động khuyến khích nơng hộ tham gia các hoạt động khuyến nông nhiều hơn. Kết quả phù hợp với nghiên cứu của Trần Xuân Long (2009), Nguyễn Chí Thanh (2017).
4.3.5. Kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Sau khi tiến hành các phân tích kiểm định các giả thuyết đã đề xuất, nghiên cứu có được kết quả tổng quát như sau:
Bảng 4.14: Tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Giả thuyết Kết quả Nghiên cứu tương đồng Sig. Kết
luận
H1: Nơng hộ có chủ hộ là nam có thu nhập cao hơn nơng hộ có chủ hộ là nữ. 0,000 (<0,05) Chấp nhận Nguyễn Phan Hồng Hạnh (2015), Bùi Văn Hào (2017), Nguyễn Chí Thanh (2017). H2: Trình độ học vấn chủ hộ có tác động dương đến thu nhập của nông hộ. 0,000 (<0,05) Chấp nhận
Nguyễn Quốc Nghi và cộng sự (2011), Cao Trọng Danh (2015), Nguyễn Phan Hồng Hạnh (2015), Nguyễn Chí Thanh (2017).
H3: Số lao động của hộ gia đình có tác động dương lên thu nhập của nông hộ.
0,000 (<0,05)
Chấp nhận
Bùi Văn Hào (2017), Nguyễn Chí Thanh (2017).
H4: Số hoạt động tạo thu nhập của hộ có tác động dương đến thu nhập của nông hộ.
0,003 (<0,05)
Chấp nhận
Cao Trọng Danh (2015), Nguyễn Phan Hồng Hạnh (2015), Bùi Văn Hào (2017), Nguyễn Chí Thanh (2017).
H5: Kinh nghiệm làm nông nghiệp của chủ hộ có tác động dương đến thu nhập của nông hộ.
0,001 (<0,05)
Chấp nhận
Nguyễn Quốc Nghi và cộng sự (2011), Cao Trọng Danh (2015), Nguyễn Phan Hồng Hạnh (2015), Bùi Văn Hào (2017), Nguyễn Chí Thanh (2017).
Giả thuyết Kết quả Nghiên cứu tương đồng Sig. Kết luận hộ có tác động dương đến thu nhập của nông hộ. (<0,05) nhận (2011), Cao Trọng Danh (2015), Nguyễn Phan Hồng Hạnh (2015), Nguyễn Chí Thanh (2017).
H7: Nơng hộ tham gia khuyến nơng có thu nhập cao hơn nông hộ không tham gia khuyến nông. 0,000 (<0,05) Chấp nhận Trần Xuân Long (2009), Nguyễn Chí Thanh (2017). H8: Nơng hộ có tiếp cận vốn