Phân tích yếu tố thu nhập tác động tới lao động nữ trong nông nghiệp

5. Kết cấu của luận văn

3.3.2. Phân tích yếu tố thu nhập tác động tới lao động nữ trong nông nghiệp

Các nhân tố ảnh hưởng tới thu nhập của hộ đã điều tra, được tổng hợp thành Bảng mô tả các biến trong mô hình hồi quy như sau:

Bảng 3.20. Mô tả biến trong mô hình hồi quy ảnh hưởng tới thu nhập hộ

STT Nhân tố Ký hiệu Đơn vị tính

1 Thu nhập của hộ TN Triệu đồng/ năm

2 Giới tính D1 Nam/Nữ

3 Tuổi TUOI Năm

4 Trình độ văn hóa VH Lớ p

5 Số năm canh tác (Kinh nghiệm) KN Năm

6 Diện tích đất sản xuất DT m2

7 Lớp khuyến nông D2 Da tham gia

Chua tham gia 8 Gặp gỡ cán bộ kỹ thuật khuyến nông D3 Da gap go

Chua gap go 9 Nắm thông tin từ đài, tivi D4 Biet thong tin

Khong biet thong tin 10 Tiếp cận thông tin từ tài liệu kỹ thuật D5 Da tiep can

Khong tiep can

(Nguồn: Số liệu tổng hợp từ phiếu điều tra hộ, năm 2016)

Các nhân tố tác động tới thu nhập của hộ nông dân bao gồm: Trình độ văn hóa, số năm canh tác thể hiện kinh nghiệm, lao động, vốn... Để có thể xác định và định lượng sự tác động của các nhân tố, chúng tôi lấy ý kiến của những người có nhiều năm sống, làm việc và có kinh nghiệm ở địa phương. Sau khi phân tích hồi quy, chúng ta xác định được kết quả như bảng sau:

Bảng 3.21. Phân tích nhân tố ảnh hưởng đến thu nhập hộ nông dân Hệ số hồi quy

Mô hình

Hệ số hồ i quy chưa chuẩn hóa

Hệ số hồi quy chuẩn hóa t Sig. B Sai số chuẩn Beta 1 (Constant) 3.587 0.246 14.572 0.000 Gioi tinh 0.059 0.126 0.034 0.469 0.640 Tuoi -0.005 0.025 -0.013 -0.191 0.849

Trinh do van hoa -0.008 0.033 -0.017 -0.243 0.809 Kinh nghiem -0.002 0.044 -0.004 -0.054 0.957 Dien tich -0.039 0.066 -0.042 -0.582 0.561 Lop khuyen nong 0.282 0.241 0.083 1.171 0.243 Gap CBKT khuyen

nong 0.003 0.115 0.002 0.028 0.977

Thong tin tu bao, dai 0.178 0.167 0.079 1.069 0.286 Tiep can TT tu TLKT -0.077 0.132 -0.043 -0.588 0.557 a. Biến phụ thuộc: Thu nhap

R square: 0.021

Adjust R square: -0.023 F: 0.473

Sig. 0.892

(Nguồn: Phân tích hồi quy)

Mô hình hồi quy tuyến tính đối với biến Thu nhâ ̣p (TN)

TN = 3.587 + 0.059D1 - 0.005TUOI - 0.008VH - 0.002KN - 0.039DT + 0.282D2 + 0.003D3 + 0.178D4 - 0.077D5

Nhìn vào kết quả phân tích hồ i quy, cho thấy biến phu ̣ thuô ̣c Thu nhâ ̣p chịu ảnh hưởng của tất cả các nhân tố xem xét theo cả hai chiều hướng tích cực và tiêu cực.

Vớ i các nhân tố giới tính; lớp khuyến nông; gă ̣p CBKT khuyến nông; thông tin từ báo đài có tác đô ̣ng tích cực lên thu nhâ ̣p, điều này chứng tỏ bô ̣

máy khuyến nông của xã Đồ ng Bẩm đã hoa ̣t đô ̣ng tích cực và hiê ̣u quả trong việc truyền bá và vâ ̣n đô ̣ng các hô ̣ gia đình, đă ̣c biê ̣t là phu ̣ nữ tham gia các lớ p hướng dẫn kĩ thuâ ̣t trong nông nghiê ̣p.

Theo kết quả phân tích về hoa ̣t đô ̣ng sản xuất thì nam giới vẫn là người lao đô ̣ng chính và toàn quyền quyết đi ̣nh trong gia đình, về thu nhập giữa các nhóm hộ nam và nữ quản lý cho thấy, thu nhập của những hộ gia đình do nam giớ i quản lý thường là cao hơn so với thu nhập của hộ gia đình do nữ giới quản lý, cu ̣ thể là chênh lê ̣ch này tác đô ̣ng làm thu nhâ ̣p thay đổi tăng 5.9%; nên con số phân tích này cho thấy thu nhập của gia đình chủ yếu do nam giới tạo ra.

Nhìn chung về trình độ văn hó a của xã đa số các hô ̣ gia đình, các thành viên trong gia đình đă ̣c biê ̣t là nữ giới có trình đô ̣ văn hóa thấp thường là ho ̣c hết tiểu học hoặc cấp 2 chiếm tỷ lê ̣ cao. Dựa thêm vào kết quả phân tích cho thấy yếu tố văn hóa có mố i quan hê ̣ tỷ lê ̣ nghi ̣ch với thu nhâ ̣p, mô ̣t phần những người có trình độ ho ̣ không tham gia hoa ̣t đô ̣ng sản xuất nông nghiê ̣p nên yếu tố này có tác đô ̣ng ngươ ̣c chiều. Điều này cho thấy giữa dữ liê ̣u thực tế và mô hình đánh giá thể hiê ̣n tính logic về mă ̣t thực tiễn năng lực sản xuất củ a xã này có tính khách quan cao.

Về tuổi, kinh nghiệm canh tác của chủ hộ có ảnh hưởng tới thu nhập cũng có thể giải thích hiê ̣n tượng giống như nhân tố văn hóa, có lẽ do ho ̣ không được sử dụng kỹ thuâ ̣t hiê ̣n đa ̣i mà dù có kinh nghiê ̣m nhưng ho ̣ vẫn không thoát đươ ̣c cảnh nghèo từ nghề nông. Và vì đây là lao động chân tay nên tuổi càng trẻ hiệu quả trong sản xuất cao hơn những người lớn tuổi nên thu nhập và tuổi có mỗi quan hê ̣ ngược chiều.

Từ kết quả và phân tích bên trên có thể nhâ ̣n thấy rằng, viê ̣c nguồn thu nhập chủ yếu của gia đình người dân xã Đồng Bẩm vẫn chủ yếu do nam giới tạo ra, ho ̣ là người nắm quyền hoa ̣t đô ̣ng trong gia đình. Viê ̣c sản xuất nông nghiệp vẫn manh mún, chưa áp du ̣ng hiê ̣u quả kỹ thuâ ̣t sản xuất trong nông

nghiệp mă ̣c dù công tác đào ta ̣o bằng các lớp ho ̣c khuyến nông và có người tư vấn cho ngườ i nông dân nhưng do trình đô ̣ văn hóa thấp nên viê ̣c cải thiê ̣n thu nhập từ hoa ̣t đô ̣ng nông nghiê ̣p có áp du ̣ng kỹ thuâ ̣t chưa thực sự hiê ̣u quả cao. Và vai trò của người lao đô ̣ng nữ vẫn chưa thực sự đươ ̣c phát huy cũng một phần do tính chất nghề nghiê ̣p là lao đô ̣ng chân tay.

3.3.3. Phân tích các yếu tố tác động đến sử dụng lao động nữ tại xã Đồng Bẩm

Các nhân tố tác động đến sử dụng lao động nữ trong nông nghiệp của hộ đã điều tra, được tổng hợp thành Bảng mô tả các biến trong mô hình hồi quy như sau:

Bảng 3.22. Mô tả biến trong mô hình hồi quy ảnh hưởng tới sử dụng lao động nữ trong nông nghiệp

STT Nhân tố Ký hiệu Đơn vị tính

1 Quyết định sử dụng LĐ nữ QDSDLDNU Có / không

2 Trình độ văn hóa VH Lớ p

3 Nắm thông tin từ đài, tivi D4 Biết thông tin/ Không biết thông tin 4 Tiếp cận thông tin từ tài liệu

kỹ thuật D5

Đã tiếp cận/ Không tiếp cận

5 Nhân khẩu NK

6 Nguồ n vố n tiếp cận NVTC 7 Quyết định sử du ̣ng tài chính QDTC2

8 Thông tin sản xuất TTSX

9 Thờ i gian lao đô ̣ng của nữ TGLD 10 Dịch vu ̣ chăm sóc sức khỏe DVCSSK

11 Thu nhập TN

Sau khi phân tích hồi quy, chúng ta xác định được kết quả như bảng sau:

Bảng 3.23. Phân tích nhân tố ảnh hưởng đến sử dụng lao động nữ trong nông nghiệp

Hệ số hồi quy

Mô hình

Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa

Hệ số hồi quy chuẩn hó a t Sig. B Sai số chuẩn Beta 1 (Constant) 1.446 0.341 4.245 0.000

trinh do van hoa -0.012 0.023 -0.036 -0.512 0.609 thong tin tu bao, dai -0.177 0.113 -0.112 -1.567 0.119 tiep can TT tu TLKT 0.142 0.090 0.113 1.583 0.115

nhan khau -0.112 0.052 -0.151 -2.143 0.033

quyet dinh tài chính -0.029 0.057 -0.037 -0.508 0.612 nguon von tiep can 0.050 0.041 0.088 1.229 0.220 thong tin san xuat 0.021 0.022 0.067 0.967 0.335 thoi gian lao dong cua

nu -0.007 0.054 -0.009 -0.131 0.896

dich vu CSSK 0.053 0.051 0.074 1.047 0.297

thu nhap 0.037 0.049 0.054 0.753 0.452

a. Biến phụ thuô ̣c: Quyết định sử dụng lao đô ̣ng nữ R square: 0.058

Adjust R square: 0.011 F: 1.222

Sig. 0.278

(Nguồn: Phân tích hồi quy)

Dựa vào kết quả hồi quy, ta có phương trình hồi quy như sau:

QDSDLDNU = 1,446 - 0.012*TDVH - 0,177*D4 + 0,142*D5 - 0,112*NK - 0,029QDTC2 + 0,050*NVTC + 0,021*TTSX - 0,007*TGLD + 0,053*DVCSSK + 0,037*TN

Theo kết quả phân tích hồi quy ở bảng trên, nhâ ̣n thấy viê ̣c phu ̣ nữ đươ ̣c tham gia vào hoa ̣t đô ̣ng sản xuất trong gia đình phu ̣ thuô ̣c vào nhiều yếu

tố như trình đô ̣ văn hóa; thông tin từ báo đài, nhân khẩu, quyết đi ̣nh sử du ̣ng tài chính, thời gian lao đô ̣ng có tác đô ̣ng ngược chiều tới quyền này và các biến tiếp cận thông tin từ tài liê ̣u kỹ thuâ ̣t, nguồn vốn tiếp câ ̣n, di ̣ch vu ̣ chăm só c sức khỏe và thu nhâ ̣p có tác đô ̣ng cùng chiều đến quyền này của phu ̣ nữ.

Nhận thấy, viê ̣c xem xét viê ̣c phu ̣ nữ đươ ̣c tham gia vào các hoa ̣t đô ̣ng sản xuất nông nghiệp của gia đình (đồng nghĩa với việc trong lao động họ được đối xử công bằng, có vị trí ngang bằng với đàn ông). Nếu trình đô ̣ ho ̣c vấn thấp ho ̣ sẽ phải lao đô ̣ng chân tay nhiều hơn, ít có quyền quyết định trong gia đình.

Số lượng người trong gia đình cũng có ảnh hưởng đến viê ̣c ho ̣ có quyền gì trong hoa ̣t đô ̣ng sản xuấy của gia đình hay không, số lươ ̣ng nhân khẩu càng đông thì người phụ nữ càng vất vả, theo kết quả hồi quy giữa nhân khẩu và quyết định sử du ̣ng lao động nữ tỷ lê ̣ nghi ̣ch với nhau. Khi nhân khẩu tăng lên 1% làm cho quyền của người phụ nữ trong gia đình giảm đi 1,12%, có nghĩa là họ phải gánh vác công viê ̣c nhà nhiều hơn.

Thờ i gian lao đô ̣ng tỷ lê ̣ nghi ̣ch với quyền quyết đi ̣nh và tham gia sản xuất của người phụ nữ, điều này cũng khá đúng, người phu ̣ nữ càng có quyền quyết đi ̣nh trong gia đình thì viê ̣c phải làm nhiều công viê ̣c của họ sẽ giảm đi vì họ có quyền lư ̣c. Từ kết quả cho thấy khi thời gian lao đô ̣ng giảm đi 1% thì quyền lực của người lao đô ̣ng nữ tăng lên 0,7%.

Ta thấy có mô ̣t nhóm các nhân tố như thông tin sản xuất; nguồn vố n tiếp cận; di ̣ch vu ̣ chăm sóc sức khỏe; tiếp câ ̣n thông tin từ tài liê ̣u kỹ thuâ ̣t; và thu nhập có quan hê ̣ tỷ lê ̣ thuâ ̣n với quyết đi ̣nh sử du ̣ng lao đô ̣ng nữ (hay chính là quyền của lao đô ̣ng nữ trong hoa ̣t đô ̣ng sản xuất nông nghiê ̣p của gia đình) cho thấy nếu phu ̣ nữ là người biết được thông tin sản xuất, có được nguồ n vố n và là thu nhâ ̣p chính trong gia đình thì ho ̣ là người có quyền quyết đi ̣nh và tham gia trong hoa ̣t đô ̣ng sản xuất nông nghiê ̣p của gia đình, điều đó

đồng nghĩa với viê ̣c ho ̣ được chăm sóc sức khỏe tốt hơn. Kết quả trong phân tích hồ i quy cho thấy khá đúng với thực tế hiê ̣n nay. Các yếu tố liên quan đến vấn đề nắ m tài chính thì giúp người phu ̣ nữ có quyền trong gia đình, điều này cũng rất đúng với thực tế.