Từ mô hình ở mục 3.2 và các số liệu khảo sát từ thực địa, chúng tôi ước lượng khả năng và các hiệu ứng biên trung bình về sự lựa chọn sản xuất an toàn với mô hình probit không thuần nhất. Chúng tôi đưa ra chỉ đơn thuần là kết quả của mô hình probit có tính không thuần nhất không quan sát được, thể hiện trong Bảng 4.22.
Hồi quy, hệ số probit khác nhau bởi một yếu tố quy mô, do đó chúng tôi không thể giải thích tầm quan trọng của các hệ số bởi vậy chúng tôi cần tính toán hiệu ứng biên trung bình của các biến giải thích. Lưu ý rằng những tính toán hiệu ứng biên là sử dụng để tính toán phần trăm thay đổi trong các biến phụ thuộc khi thay đổi biến ngoại sinh từ 0 đến 1 cho các biến phân loại và độ co dãn của trung bình mẫu cho các biến liên tục.
Bảng 4.22. Kết quả ước lượng cho mô hình probit không thuần nhất
Các biến Hệ số Sai số chuẩn Hiệu ứng biên Sai số chuẩn
Giá chè nguyên liệu 0.106** (0.006) 0.201** (0.108) Đất đai 0.068* (0.056) 0.208* (0.130) Lao động 0.113 (0.038) -0.151 (0.025) Giới tính của chủ hộ 0.270 (0.250) -0.043 (0.021) Số năm đi học 0.015* (0.105) 0.029 (0.068) Kinh nghiệm 1.040 (0.212) -0.019 (0.073) Dân tộc 0.208 (0.109) 0.101 (0.705) Khuyến nông 0.829** (0.219) 0.338** (0.015) Hệ số chặn 0.196 (0.193) *
,** có ý nghĩa thống kê ở mức 10% và 5%, tương ứng, và n=120.
Việc ước lượng mô hình probit không thuần nhất cho thấy rằng việc sản xuất chè an toàn là có ý nghĩa và nhiều khả năng để áp dụng cho những hộ nông dân có thu nhập cao hơn, đất đai lớn hơn và được tham gia các lớp tập huấn khuyến nông. Cụ thể kết quả ở Bảng 4.22 chỉ ra rằng mỗi một đơn vị tăng thêm của giá chè nguyên liệu là có khoảng 2,01% khả năng tăng thêm của sản xuất chè an toàn. Tương tự, đối với mỗi đơn vị tăng thêm của đất đai sẽ có 2,08% sự tăng thêm khả năng áp dụng sản xuất chè an toàn. Kết quả của chúng tôi là tương đồng với có một số nghiên cứu trước đó, họ cũng đã chỉ ra có mối quan hệ giữa biến đất đai và hành vi ra các quyết định áp dụng sản xuất an toàn (Adesina and Zinnah, 1993; Shiferaw and Holden, 1998 và Staal et al., 2002).
Cuối cùng, biến hộ nông dân có tham gia tập huấn khuyến nông là có ý nghĩa thống kê và có khoảng 3,38% khả năng để họ sản xuất chè an toàn so với hộ nông dân không tham gia tập huấn khuyến nông. Tuy nhiên, chúng tôi thấy không có sự ảnh hưởng đáng kể của các biến kinh nghiệm, giáo dục, dân tộc và giới tính liên quan đến việc áp dụng sản xuất chè an toàn.
Chúng tôi thấy rằng những hộ sản xuất được tư vấn từ khuyến nông là có ý nghĩa lớn và nhiều khả năng áp dụng sản xuất an toàn. Vì vậy, các hoạt động khuyến nông đang phản ánh được hiệu quả của hệ thống khuyến nông trong thời gian gần đây. Kết quả của chúng tôi là tương đồng với kết quả của Ali and Abdulai (2010).
Ngoài ra, mô hình của chúng tôi đã đề cập đến vai trò của giáo dục, giới và kinh nghiệm tác động đến sự ra quyết định áp dụng sản xuất an toàn. Tuy nhiên, kết quả ước lượng là không có ý nghĩa thống kê. Kết quả này là tương thích với một số nghiên cứu (Kebede et al., 1990; Strauss et al., 1991; Langyintuo and Mungoma, 2008).
Sản xuất theo hướng an toàn và an toàn thực phẩm đang được xã hội quan tâm. Các chính sách giúp người sản xuất chuyển dần sang hướng an toàn được cho là cần thiết. Tuy nhiên, cần thiết có những nghiên cứu chỉ ra được các yếu tố nào có tác động làm cho người sản xuất dịch chuyển theo hướng sản xuất an toàn. Dựa trên kết quả này, chúng tôi khuyến cáo đến các nhà làm chính sách rằng muốn hộ sản xuất chuyển sang hướng sản xuất an toàn thì nên chú ý đến ba yếu tố mà chúng tôi vừa phân tích. Chúng tôi cho rằng đây chính là một đóng góp hữu ích về mặt thực tiễn đối với hoạt động sản xuất chè ở Tân Uyên, tỉnh Lai Châu.