Biến tiếp cận tín dụng có hệ số Sig. = 0,006 nên có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Hệ số hồi quy β = 3,558, hệ số mang dấu dương (+) tức là quan hệ đồng biến với biến phụ thuộc, phù hợp với kỳ vọng ban đầu. Qua kết quả phân tích bảng 4.20 cho thấy, tiếp cận tín dụng có tác động mạnh thứ hai đến xác suất tham gia chuyển đổi giống lúa của nông hộ. Giả sử các yếu tố khác không đổi, khi hộ có tiếp cận tín dụng thì khả năng chuyển đổi giống của hộ gia đình sẽ tăng lên 3,558%.
Khi hộ dễ dàng tiếp cận tín dụng thì khả năng hộ sẽ quyết định tham gia chuyển đổi giống càng cao. Kết quả thống kê bảng 4.11 cho thấy trong 168 hộ tham gia chuyển đổi thì có 159 hộ (chiếm 94,6%) đánh giá rằng việc tiếp cận tín dụng tại các tổ chức tín dụng hoặc các ngân hàng dễ dàng, thuận lợi. Thực tế khảo sát cho thấy, ngoài vốn sở hữu của hộ đầu tư vào sản xuất nông nghiệp, đối với những hộ còn khó khăn về vốn, hoặc đầu tư vốn nhiều cho giống lúa mới, hộ phải đi vay vốn từ các tổ chức tín dụng, ngân hàng. Như vậy, kết quả hồi quy và thống kê kết luận rằng: tiếp cận tín dụng có ảnh hưởng đến quyết định chuyển đổi giống lúa của nông hộ.
Tóm lại, thông qua các kiểm định và kết quả phân tích hồi quy Binary Logistic, có thể khẳng định 05 yếu tố ảnh hưởng đến quyết định chuyển đổi giống lúa của nông hộ trong phạm vi nghiên cứu làm đại diện cho tổng thể trên địa bàn tỉnh huyện Tân Hưng theo thứ tự tác động của các yếu tố gồm: Hỗ trợ đầu tư sản xuất tiêu thụ, Tiếp cận tín dụng, Tham gia tổ chức chính trị xã hội, Trình độ học vấn chủ hộ, Đất đai khí hậu thời tiết, với mức ý nghĩa thống kê 1% và 5%.
Các yếu tố ảnh hưởng kém hoặc không ảnh hưởng đến quyết định chuyển đổi giống lúa của nông hộ bao gồm: Tuổi, Giới tính, Quy mô hộ, Quy mô đất, Quy mô vốn sở hữu, Sự sẵn có Dịch vụ hỗ trợ từ Trung tâm Khuyến nông và Công ty tư vấn, Mùa vụ sản xuất, Tiêu thụ sản phẩm, Lợi nhuận kỳ vọng.
(1) Tuổi
Theo phụ lục 4.11, Biến tuổi có hệ số Sig. = 0,907 nên không có ý nghĩa thống kê, nghĩa là tuổi không tác động đến quyết định chuyển đổi giống lúa. Hệ số hồi quy β = 0,041 mang dấu dương (-) nghịch biến với biến phụ thuộc, thỏa kỳ vọng của mô hình nghiên cứu. Theo kết quả thống kê bảng 4.4 cho thấy Tuổi người quyết định chuyển đổi có tỷ lệ cao nhất là từ 41-50 tuổi, chiếm 40,9% trong tổng số hộ tham gia khảo sát. Trên thực tế việc quyết định chuyển đổi giống lúa không phân biệt tuổi. Như vậy, biến tuổi không có ảnh hưởng đến quyết định chuyển đổi giống lúa của nông hộ.
(2) Giới tính
Theo phụ lục 4.11, Biến giới tính có hệ số Sig. = 0,742 nên không có ý nghĩa thống kê, nghĩa là giới tính không tác động đến quyết định chuyển đổi giống lúa. Hệ số hồi quy β = 0,245 mang dấu dương (+) đồng biến với biến phụ thuộc, thỏa kỳ vọng của mô hình nghiên cứu. Theo kết quả thống kê bảng 4.5 cho thấy giới tính chủ hộ chủ yếu là nam chiếm 84,8% trong tổng số hộ tham gia khảo sát. Trên thực tế việc quyết định giống lúa sản xuất của chủ hộ không phân biệt giới tính. Như vậy, biến giới tính không có ảnh hưởng đến quyết định chuyển đổi giống lúa của nông hộ.
(3) Quy mô hộ nông dân
Biến quy mô hộ có hệ số Sig. = 0,501 nên không có ý nghĩa thống kê, nghĩa là quy mô hộ không tác động đến quyết định chuyển đổi giống lúa. Hệ số hồi quy β = - 0,181 mang dấu dương (-) nghịch biến với biến phụ thuộc, ngược với kỳ vọng của mô hình nghiên cứu. Theo kết quả thống kê bảng 4.6 cho thấy quy mô hộ từ 3-4 người chiếm tỷ lệ cao nhất 63,6% trong tổng số hộ tham gia khảo sát. Trên thực tế việc quyết định chuyển đổi giống lúa sản xuất của chủ hộ không phân biệt quy mô hộ. Như vậy, biến quy mô hộ không có ảnh hưởng đến quyết định chuyển đổi giống lúa của nông hộ.
(4) Quy mô đất đai canh tác
Biến quy mô đất canh tác có hệ số Sig. = 0,802 nên không có ý nghĩa thống kê, nghĩa là quy mô đất canh tác không tác động đến quyết định chuyển đổi giống lúa. Hệ số hồi quy β = -0,036 mang dấu âm (-) nghịch biến với biến phụ thuộc, ngược với kỳ vọng của mô hình nghiên cứu. Theo kết quả thống kê bảng 4.7 cho thấy quy mô đất canh tác của hộ từ 1 – 3 ha chiếm 48,5% trong tổng số hộ tham gia khảo sát. Đất canh tác của chủ hộ ngoài đất sở hữu, còn có đất thuê, mướn và đất khác. Do vậy, biến quy mô đất canh tác không có ảnh hưởng đến quyết định chuyển đổi giống lúa của nông hộ.
(5) Quy mô vốn sở hữu
Biến Quy mô vốn sở hữu trên vốn đầu tư có hệ số Sig. = 0,106 nên không có ý nghĩa thống kê, nghĩa là Quy mô vốn sở hữu thuộc sở hữu không tác động đến quyết định chuyển đổi giống lúa. Hệ số hồi quy β = - 0,027 mang dấu dương (-) nghịch biến với biến phụ thuộc, ngược với kỳ vọng của mô hình nghiên cứu. Theo kết quả thống kê bảng 4.8 cho thấy quy mô vốn sở hữu thuộc sở hữu trên vốn đầu tư 50% chiếm tỷ lệ cao nhất 38,4% trong tổng số hộ tham gia khảo sát. Trên thực tế việc quyết định chuyển đổi giống lúa sản xuất của chủ hộ không phân biệt quy mô vốn sở hữu. Như vậy, biến Quy mô vốn sở hữu không có ảnh hưởng đến quyết định chuyển đổi giống lúa của nông hộ.
(6) Sự sẵn có của dịch vụ hỗ trợ công nghệ từ Trung tâm Khuyến nông, công ty tư vấn
Biến Sự sẵn có của dịch vụ hỗ trợ công nghệ từ Trung tâm Khuyến nông, công ty tư vấn có hệ số Sig. = 0,609 nên không có ý nghĩa thống kê, nghĩa là Sự sẵn có của dịch vụ hỗ trợ công nghệ từ Trung tâm Khuyến nông, công ty tư vấn không tác động đến quyết định chuyển đổi giống lúa. Hệ số hồi quy β = - 0,556 mang dấu dương (-) nghịch biến với biến phụ thuộc, ngược với kỳ vọng của mô hình nghiên cứu. Theo kết quả thống kê bảng 4.10 cho thấy số người nhận được sự hỗ trợ công nghệ từ Trung tâm khuyến nông, công ty tư vấn chiếm 49,5% trong tổng số người khảo sát. Trên thực tế không phải hộ nông dân nào cũng nhận được sự hỗ trợ công nghệ. Như vậy, biến Sự sẵn có của dịch vụ hỗ trợ công nghệ từ Trung tâm Khuyến
nông, công ty tư vấn không có ảnh hưởng đến quyết định chuyển đổi giống lúa của nông hộ.
(7) Mùa vụ sản xuất
Biến mùa vụ sản xuất có hệ số Sig. = 0,236 nên không có ý nghĩa thống kê, nghĩa là mùa vụ sản xuất không tác động đến quyết định chuyển đổi giống lúa. Hệ số hồi quy β = 1,138 mang dấu dương (+) đồng biến với biến phụ thuộc, thỏa kỳ vọng của mô hình nghiên cứu. Kết quả thống kê bảng 4.15 cho thấy trong tổng số người tham gia khảo sát có 86,4% người đồng ý là chuyển đổi giống lúa có chọn mùa vụ sản xuất. Do vậy, biến mùa vụ sản xuất không có ảnh hưởng đến quyết định chuyển đổi giống lúa của nông hộ.
(8) Tiêu thụ sản phẩm
Biến tiêu thụ sản phẩm có hệ số Sig. = 0,684 nên không có ý nghĩa thống kê, nghĩa là tính tiêu thụ của sản phẩm không tác động đến quyết định chuyển đổi giống lúa. Hệ số hồi quy β = 0,199 mang dấu dương (+) đồng biến với biến phụ thuộc, thỏa kỳ vọng của mô hình nghiên cứu. Kết quả thống kê bảng 4.12 cho thấy trong tổng số người quyết định chuyển đổi giống lúa có 49,4% hộ đánh giá giống lúa chuyển đổi dễ tiêu thụ, 37,5% hộ đánh giá giống lúa chuyển đổi tiêu thụ được. Thực tế cho thấy, một số giống lúa đến mùa thu hoạch không phải lúc nào cũng dễ dàng tiêu thụ và giá cao vì còn tùy thuộc vào đầu ra của thị trường lúa gạo, thị trường xuất khẩu. Thực tế giống lúa chất lượng cao nhưng sức mua yếu thì người nông dân đã chuyển đổi nhưng bán không được giá. Điều này càng khẳng định tính tiêu thụ của sản phẩm không có ảnh hưởng đến quyết định chuyển đổi giống lúa của nông hộ.
Theo kết quả khảo sát năm 2019, chuyển đổi giống lúa theo người xung quanh hoặc theo phong trào chiếm tỷ lệ 55,4% và chủ yếu vẫn là thương lái đến mua (tỷ lệ chiếm 98,8%); tỷ lệ doanh nghiệp, hợp tác xã mua ít hơn (tỷ lệ trả lời có là 22,6%) đối với người đồng ý chuyển đổi.
(9) Lợi nhuận kỳ vọng
Biến Lợi nhuận kỳ vọng có hệ số Sig. = 0,148 nên không có ý nghĩa thống kê, nghĩa là Lợi nhuận kỳ vọng không tác động đến quyết định chuyển đổi giống lúa. Hệ số hồi quy β = 0,125 mang dấu dương (-) nghịch biến với biến phụ thuộc,
ngược với kỳ vọng của mô hình nghiên cứu. Theo kết quả thống kê phụ lục 4.12 cho thấy tỷ lệ lợi nhuận kỳ vọng chuyển đổi giống lúa mới tăng so với giống lúa cũ là 20% chiếm tỷ lệ 29,8% trong tổng số hộ tham gia khảo sát. Như vậy, biến Lợi nhuận kỳ vọng không có ảnh hưởng đến quyết định chuyển đổi giống lúa của nông hộ.
Như vậy, sau khi chạy mô hình hồi quy Binary Logistic, kết quả có 05 biến có ý nghĩa thống kê, loại 09 biến không có ý nghĩa thống kê, phương trình hồi quy có dạng sau: LogOdds hay ) ) 0 Y ( ) 1 Y ( ( P P Ln = -3,787 + 0,305 * Học vấn + 2,440 * Tham gia tổ chức CTXH + 4,024 * Hỗ trợ đầu tư SXTT - 2,704 * Đất đai, khí hậu, thời tiết + 3,558 * Tiếp cận tín dụng (4.4)
Kết luận chương 4
Chương 4 trình bày phân tích kết quả nghiên cứu gồm: Phân tích thống kê mô tả dữ liệu nghiên cứu, phân tích hồi quy và kiểm định liên quan đến mô hình nghiên cứu. Sau khi phân tích hồi quy và kiểm định mô hình nghiên cứu, đề tài xác định 05 yếu tố ảnh hưởng đến quyết định chuyển đổi giống lúa của nông hộ trong phạm vi nghiên cứu làm đại diện cho tổng thể huyện Tân Hưng theo thứ tự tác động của các nhân tố gồm: Hỗ trợ đầu tư SXTT, Tiếp cận tín dụng, Tham gia tổ chức CTXH, Học vấn, Đất đai, khí hậu, thời tiết, với mức ý nghĩa thống kê 1% và 5%.
Đề tài cũng xác định các yếu tố ảnh hưởng kém hoặc không ảnh hưởng đến quyết định chuyển đổi giống lúa của nông hộ bao gồm: Tuổi, Giới tính, Quy mô hộ nông dân, Quy mô đất đai canh tác, Quy mô vốn sở hữu, Sự sẵn có của dịch vụ hỗ trợ công nghệ từ Trung tâm Khuyến nông, công ty tư vấn, Mùa vụ sản xuất, Tiêu thụ sản phẩm, Lợi nhuận kỳ vọng.
CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẢN TRỊ 5.1. Kết luận
Từ năm 2009, xuất khẩu gạo Việt Nam luôn đạt trên 04 triệu tấn/năm và đối với tỉnh Long An xuất khẩu từ 600 ngàn – 01 triệu tấn; cụ thể năm 2018 Việt Nam xuất khẩu đạt 6,16 triệu tấn, trị giá 3,08 tỷ USD, tăng 6% về khối lượng và tăng 17% về giá trị. Nguyên nhân chính là do Việt Nam đã chuyển đổi cơ cấu giống, từ các giống chất lượng thấp sang các giống chất lượng cao. Tỷ trọng gạo chất lượng cao chiếm gần 80% gạo xuất khẩu, vì vậy đã nâng giá gạo xuất khẩu bình quân tăng từ 452 USD/tấn năm 2017 lên 502 USD/tấn năm 2018, tương đương và có thời điểm còn cao hơn gạo của Thái Lan. Lúa gạo là thị trường mở, lúa gạo huyện Tân Hưng không chỉ tiêu thụ nội tỉnh mà còn cung cấp xuất khẩu ra nước ngoài.
Do đó, đứng trước bối cảnh chung đó, việc chuyển đổi cơ cấu giống lúa huyện Tân Hưng trong thời gian qua là phù hợp chuyển sang giống lúa chất lượng cao, đặc sản để nâng cao giá trị hạt gạo, đồng thời chuyển đổi giống lúa sản xuất gắn với thị trường, phù hợp với thổ nhưỡng để nâng cao đời sống nông hộ.
Qua nghiên cứu khảo sát, đã cho ta thấy các yếu tố ảnh hưởng đến chuyển đổi giống lúa của nông hộ làm chuyển đổi cơ cấu giống lúa huyện Tân Hưng, vì vậy cần khuyến khích, tập trung nhiều hơn về các yếu tố hỗ trợ đầu tư chuyển đổi, vốn tín dụng ngân hàng chuyển đổi, thông tin tuyên truyền trong các tổ chức chính trị xã hội để có nhiều thông tin thị trường, cập nhật thông tin giống lúa mới cho năng suất cao, chất lượng tốt, phù hợp với thị trường tiêu thụ.
Giống là yếu tố quan trọng ảnh hưởng tới hiệu quả của cây trồng. Mỗi giống có năng suất nhất định và cho năng suất cao khi đảm bảo yêu cầu kỹ thuật của chúng. Tuy nhiên mỗi giống chỉ phù hợp với từng loại đất cụ thể, từng miền khí hậu nhất định, tùy kỹ thuật chăm sóc cho nên việc lựa chọn giống phù hợp và cho năng suất cao đối với từng địa phương là rất quan trọng và cần thiết. Do đó địa phương cần tiếp tục nghiên cứu khuyến khích người dân chuyển đổi cho phù hợp nhằm đảm bảo lợi ích kinh tế và xã hội bền vững.
Đề tài sử dụng thống kê mô tả và mô hình hồi quy Binary Logistic để phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến chuyển đổi cơ cấu giống lúa trên đất trồng lúa ở
huyện Tân Hưng, tỉnh Long An. Đề tài này cũng dựa trên một số khái niệm, cơ sở lý thuyết liên quan như khái niệm về cơ cấu giống, chuyển đổi cơ cấu giống, vai trò của chuyển đổi cơ cấu giống; bản chất của thị trường lúa gạo, lý thuyết về thay đổi công nghệ, sự cải tiến, sự liên kết và sản xuất, yếu tố quyết định mức độ chấp nhận hành vi của nông hộ, sử dụng đầu vào tối ưu và lợi nhuận thu được từ đầu vào, lý thuyết về đầu vào và đầu ra, lý thuyết về hiệu quả kinh tế, các chỉ tiêu đo lường hiệu quả kinh tế, lợi nhuận kỳ vọng. Căn cứ vào các nghiên cứu trước, tác giả tổng hợp đưa ra các nhóm yếu tố ảnh hưởng đến quyết định chuyển đổi giống lúa của nông hộ gồm: Nhóm điều kiện của hộ, Nhóm hệ thống chính sách hỗ trợ phát triển và chuyển đổi, Nhóm yếu tố về thị trường, nhóm yếu tố điều kiện tự nhiên; từ đó, tác giả đề xuất mô hình hình nghiên cứu gồm 14 biến độc lập có ảnh hưởng đến chuyển đổi cơ cấu giống lúa trên đất trồng lúa của huyện Tân Hưng, tỉnh Long An.
Nghiên cứu được thực hiện dựa vào số liệu thu thập sơ cấp với bảng câu hỏi phỏng vấn được thiết kế trên cơ sở mô hình nghiên cứu đưa ra, số phiếu phát ra và thu về có giá trị sử dụng đưa vào phân tích là 198 phiếu. Sử dụng kết hợp phương pháp định tính và định lượng trong nghiên cứu. Kết quả nghiên cứu được phân tích từ kết quả thống kê mô tả và mô hình hồi quy Binary Logistic.
Kết quả phân tích thống kê mô tả cho thấy lý do hộ chuyển đổi giống lúa chủ yếu là mong muốn giống mới dễ tiêu thụ hơn; được hỗ trợ chuyển đổi; điều kiện tự nhiên thuận lợi (như đất đai, nguồn nước, thời tiết) phù hợp cho giống lúa trồng.
Kết quả hồi quy Binary Logistic và thực hiện một số kiểm định của mô hình, cho thấy có 05 yếu tố ảnh hưởng đến quyết định chuyển đổi giống lúa của nông hộ trên địa bàn huyện Tân Hưng theo thứ tự tác động của các nhân tố gồm: Hỗ trợ đầu tư SXTT, Tiếp cận tín dụng, Tham gia tổ chức CTXH, Học vấn, Đất đai, khí hậu, thời tiết, với mức ý nghĩa thống kê 1% và 5%. Trong 05 yếu tố này có 03 yếu tố trùng với Nguyễn Thị Ngọc Cúc (2016) đã kiểm định có ý nghĩa tác động là Tiếp