5. Kết cấu luận án
4.2. Phân tích các yếu tố tác động tới sự phát triển chăn nuôi đại gia súc bằng số
bằng số liệu vi mô
Phần này sẽ phân tích cụ thể các yếu tố ảnh hưởng tới kết quả sản xuất của hộ chăn nuôi ĐGS ở tỉnh Bình Định, phương pháp phân tích đã được trình bày ở chương 2, phần đầu sẽ áp dụng mô hình hàm sản xuất để đánh giá mức độ tác động của các nhân tố đầu vào với quá trình chăn nuôi, phần tiếp theo sẽ xem xét tác động của các yếu tố có ảnh hưởng tới kết quả sản xuất qua ý kiến của các hộ chăn nuôi đại gia súc.
Thống kê mô tả các biến trong mô hình
Bảng 4.11. Thống kê mô tả các biến trong mô hình
Tên biến Số quan
sát Trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị bé nhất Giá trị lớn nhất lngo 175 10,72 0,82 9,21 14,46 lngiong 175 9,18 1,30 5,70 13,30 lntatho 175 8,19 1,01 5,99 11,92 hh 175 6,20 3,02 1,83 15,00 lndtcayhanam 175 7,76 0,53 5,99 9,17 lntscd 175 9,20 1,18 6,13 12,68
(Nguồn: Tính toán từ số liệu khảo sát chuyên gia)
Bảng 4.11 thể hiện một số thống kê cơ bản về các biến trong mô hình (xem thêm Phụ lục 4), số liệu về các thống kê cơ bản có tính chất hội tụ và có thể sử dụng phân tích, cụ thể: giá trị trung bình của biến phụ thuộc – đại diện cho kết quả sản
xuất của hộ chăn nuôi đại gia súc - lngo là 10,72, giá trị nhỏ nhất là 9,210 và giá trị lớn nhất là 14,458, tương tự giá trị của các biến khác thể hiện trong bảng 4.11.
Ma trận tương quan giữa các biến
Ma trận tương quan giữa các biến được sử dụng để xem xét mối quan hệ giữa các biến, qua mối quan hệ này có thể kỳ vọng chiều hướng tác động của các biến độc lập với biến phụ thuộc, số liệu cụ thể trình bày ở bảng 4.12 và phụ lục 4.
Bảng 4.12 cho thấy kết quả sản xuất của hộ chăn nuôi ĐGS – biến phụ thuộc có mối quan hệ tỷ lệ thuận với chi phí con giống ĐGS –lngiong và mức tương quan 0,286, với chi phí thức ăn thô – lntatho và có hệ số tương quan không lớn lắm là 0,481, biến phụ thuộc cũng có mối quan hệ thuận chiều với các biến còn lại là vốn con người, diện tích cây trồng hàng năm và giá trị tài sản cố định của hộ sản xuất, hệ số tương quan lần lượt là 0,199; 0,240 và 0,521. Ngoài ra, hệ số tương quan giữa các biến độc lập có biến nhỏ hơn 0,3 nhưng cũng có biến lớn hơn 0,3. Điều này cho thấy có khả năng sẽ xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến, tuy nhiên cần phải kiểm định cụ thể, với kết quả của ma trận có thể kỳ vọng chiều hướng hay chiều tác động sẽ là tác động dương.
Bảng 4.12. Ma trận tương quan giữa các biến
Tên biến lngo lngiong lntatho hh lndtcayhanam lntscd
lngo 1 lngiong 0,286 1,000 lntatho 0,481 0,041 1,000 hh 0,199 0,255 -0,033 1,000 lndtcayhanam 0,240 -0,093 0,262 0,039 1,000 lntscd 0,521 0,218 0,447 0,068 0,125 1
Mô hình sử dụng cho phân tích
Ở đây sẽ sử dụng mô hình (II,1) đã trình bày trong mục 2.2.2 nhưng ở đây sẽ sử dụng số liệu điều tra hộ chăn nuôi ĐGS và viết dưới dạng (II,2)
GOi =giongiβ1 tathoiβ2 dtcayhanamiβ3 tscdiβ4 eβ5hhi (II,2) Ở đây
Trong GO là giá trị sản xuất của hộ chăn nuôi ĐGS. giong là chi phí con giống của hộ chăn nuôi ĐGS. tatho là chi phí thức ăn thô của hộ chăn nuôi ĐGS.
dtcayhanam là diện tích cây trồng hàng năm của hộ chăn nuôi ĐGS đây là nguồn cung cấp thức ăn cho gia súc.
tscd là giá trị tài sản cố định của hộ chăn nuôi ĐGS.
hh là vốn con người – số năm kinh nghiệm chăn nuôi của chủ hộ. i là thứ tự hộ thứ i trong khảo sát.
Để hồi quy sẽ cần chuyển về dạng logarit và dựa trên cơ sở số liệu khảo sát và sẽ được trình bày dưới đây.
Tuy nhiên để xem xét có sự khác biệt giữa chăn nuôi bò và lợn, ở đây sẽ thêm biến giả DD đại diện cho chăn nuôi bò.
Lngoi = β0 + β1lngiongi + β2lntathoi + β3lndtcayhanami + β4lntscdi + β5hhi + β6DD + εi (II,3).
Bảng 4.13. Diễn giải các biến sử dụng trong mô hình
Tên biến Ký hiệu Diễn giải và cách tính
Giá trị sản xuất của
hộ chăn nuôi ĐGS lngo
Đại diện cho kết quả sản xuất của hộ chăn nuôi ĐGS, ở đây sẽ lấy logarit giá trị sản xuất chăn nuôi ĐGS của hộ, GO được tính theo đơn vị 1.000 đồng.
Chi phí con Giống của hộ chăn nuôi ĐGS
lngiong
Đại diện cho là chi phí con giống của hộ chăn nuôi ĐGS dưới dạng logarit, Chi phí tính bằng 1.000 đồng.
Tên biến Ký hiệu Diễn giải và cách tính
Giá trị sản xuất của
hộ chăn nuôi ĐGS lngo
Đại diện cho kết quả sản xuất của hộ chăn nuôi ĐGS, ở đây sẽ lấy logarit giá trị sản xuất chăn nuôi ĐGS của hộ, GO được tính theo đơn vị 1.000 đồng.
Chi phí thức ăn thô của hộ chăn nuôi ĐGS
lntatho
Đại diện cho chi phí thức ăn thô cho ĐGS của hộ chăn nuôi dưới dạng logarit, Chi phí tính bằng 1.000 đồng.
Diện tích cây trồng hàng năm của hộ
chăn nuôi ĐGS lndtcayhanam
Đại diện cho điều kiện cung cấp thức ăn cho chăn nuôi của hộ dưới dạng logarit, Diện tích tỉnh bằng m2
Giá trị Tài sản cố định của hộ chăn nuôi ĐGS
lntscd
Đại diện cho vốn sản xuất hay cơ sở chất cho chăn nuôi của hộ dưới dạng logarit, Giá trị TSCĐ được tính bằng 1.000 đồng.
Vốn con người hh Đại diện cho vốn con người, tính bằng số năm kinh nghiệm của chủ hộ chăn nuôi.
Biến giả đại diện
cho chăn nuôi bò DD Đại diện cho chăn nuôi bò.
Số liệu sử dụng cho phân tích
Số liệu dùng trong phân tích là số liệu sơ cấp được thu thập từ khảo sát hộ chăn nuôi ĐGS ở Bình Định nhưng tập trung vào hai nhóm chính nhưng do chăn nuôi đại gia súc ở Bình Định chủ yếu tập trung vào chăn nuôi bò và chăn nuôi lợn nên khảo sát hộ chăn nuôi sẽ tập trung vào hai nhóm này, NCS đã chọn ngẫu nhiên 175 hộ nông dân chia thành 77 phiếu khảo sát hộ nuôi bò và 78 phiếu khảo sát hộ nuôi lợn, 77 phiếu khảo sát hộ chăn nuôi bò cho 7 huyện gồm Phù Mỹ, Hoài Nhơn, An Nhơn, An Lão, Vân Canh, Tây Sơn và Phù Cát, các huyện này bao gồm hai
huyện miền núi, ba huyện đồng bằng và ven biển, một huyện đang đô thị hóa, đây cũng là 7 huyện có quy mô đàn bò chiếm tỷ trọng lớn nhất, Mỗi huyện sẽ khảo sát 11 hộ, Và 78 phiếu họ chăn nuôi lợn cho 6 huyện gồm Hoài Nhơn, Phù Mỹ, Hoài Ân, Phù Cát, An Nhơn và Tây Sơn, mỗi huyện khảo sát 13 phiếu, nội dung và phương pháp khảo sát được trình bày ở mục 2.2.3.
GO – giá trị sản xuất của hộ là giá trị sản phẩm chính và phụ bán ra và thu được trong năm 2016 của hộ chăn nuôi và tính bằng 1.000 đồng, chi phí giống là chi phí mua con giống của hộ chăn nuôi, chi phí mua thức ăn tinh cho lợn, bò gồm chi phí mua cám chế biến hay thức ăn công nghiệp và các sản phẩm đã chế biến khác, chi phí thức ăn thô là chi phí mua cỏ, rau, rơm và phụ phẩm nông nghiệp cho ĐGS ăn, diện tích cây trồng hàng năm của hộ bao gồm diện tích trồng lúa, lạc, ngô, khai, sắn… mà phụ phẩm của nó có thể dùng làm thức ăn thô hay chế biến thức ăn cho ĐGS, giá trị tài sản cố định của hộ là giá trị bằng tiền của chuồng trại, nhà cửa liên quan tới chăn nuôi, máy móc trang thiết bị phục vụ chăn nuôi.
Phương pháp ước lượng
Ở đây sẽ sử dụng phương pháp truyền thống trong kinh tế để phân tích số liệu, đó là phương pháp hồi quy đa biến – phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS), mặc dù phương pháp này khá thô sơ vì thế sẽ phải giả định rằng các hệ số hồi quy (hệ số chặn và hệ số góc) là không thay đổi theo thời gian. Ngoài ra, còn một giả định quan trọng nữa là các biến độc lập phải là các biến ngoại sinh chặt tức là nó không phụ thuộc vào các giá trị quá khứ, hiện tại, và tương lai của sai số ngẫu nhiên nhưng với số liệu có được đây vẫn là phương pháp được nhiều nghiên cứu khác đã sử dụng.
Việc ước lượng sẽ tiến hành 2 lần, thứ nhất không có biến giả DD và có biến có biến DD, ở đây muốn xem xét có sự khác biệt giữa hai ngành chăn nuôi này, thực hiện hồi quy đa biến sẽ tiến hành các bước như:
Thứ nhất, thực hiện hồi quy với số liệu đã có để xem xét kiểm định F, kiếm định t và hệ số tương quan.
Thứ hai, tiến hành kiểm định Breusch-Pagan/Cook-Weisberg test để xem xét hiện tượng phương sai thay đổi.
Thứ tư, kiểm định Durbin-Watson để xem xét hiện tượng tự tương quan. Quá trình ước lượng và kết quả cụ thể được trình bày trong phụ lục 4, ở đây trình bày ngắn gọn các bước tiến hành ước lượng.
Khi ước lượng bằng OLS kết quả các kiểm định đều có ý nghĩa thống kê ở mức < 0,05 cho cả hai lần ước lượng, không có và có biến DD, cụ thể:
Thứ nhất, qua kết quả phân tích sau P(F)= 0,000<0,05 nên có thể khẳng định tồn tại mối quan hệ giữa các biến và chấp nhận giả thiết hệ số hồi quy của các biến khác không, tức là mô hình phù hợp.
Thứ hai, các kiểm định t với kết quả tại biểu Coefficients, tất cả các giá trị Sig, = p(t) tương ứng với các biến đều có ý nghĩa thống kê ở mức 0,05.
Thứ ba, kiểm định Breusch – Pagan có Prob > chi2 < 0,0523 lần đầu nghĩa là có tồn tại hiện tượng phương sai không đồng nhất vì vậy ở đây đã sử dụng lệnh robust trong STATA để điều chỉnh.
Bảng 4.14. Kết quả ước lượng
Biến phụ thuộc giá trị sản xuất của hộ chăn nuôi ĐGS - lngo
Biến độc lập Hệ số ước lượng
(I) (II) Lngiong 0,11** (0,04) 0,21*** (0,05) Lntatho 0,24*** (0,060 0,19*** (0,06) lndtcayhangnam 0,20* (0,10) 0,23** (0,10) Lntscd 0,22*** (0,06) 0,18*** (0,06) Hh 0,04* (0,02) 0,047** (0,02) DD 0,41*** (0,13)
Tung độ gốc 3,82*** (0,98)
3,35*** (0,95)
R- sq 0,4518 0,4518
Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Điều chỉnh bằng lệnh robust Điều chỉnh bằng lệnh robust Durbin-Watson 1,116 1,116 Vif < 3 < 3 N 175 175 Prob>F 0,000 0,000
Ghi chú: trong () là độ lệch chuẩn, ***,**,* là mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%
(Nguồn: xứ lý tứ số liệu khảo sát của tác giả)
Thứ tư, các giá trị VIF gắn với các biến giải thích (biến độc lập) đều nhỏ hơn 3 cho thấy mô hình không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến,
Thứ năm, hệ số Durbin-Watson bằng 1,116 cho thấy mô hình không có hiện tượng tự tương quan,
Thứ sáu, hệ số tương quan khoảng 0,4518 cho biết sự thay đổi của lny được giải thích từ sự tác động của các yếu tố sản xuất là khoảng hơn 45%,
Với kết quả các kiểm định này đều cho thấy cả hai lần ước lượng đều có ý nghĩa thống kê, nhưng ở đây sẽ dùng kết quả của lần có biến giả DD để đánh giá, tuy nhiên cũng sẽ so sánh với kết quả lần đầu.
Có thể sử dụng kết quả để đánh giá như sau:
Chi phí con giống có tác động dương, hệ số hồi quy là 0,21, điều này có nghĩa nếu các yếu tố khác không đổi thì khi chi phí mua con giống tăng 1% thì kết quả sản xuất sẽ tăng 0,21%, kết quả này hàm ý rằng chi phí mua giống cao gắn với chất lượng tốt hơn thì kết quả sẽ tốt hơn, đồng thời khi so sánh với kết quả lần đầu cho thấy với những chủ hộ có kinh nghiệm hơn thì sẽ giảm sự phụ thuộc vào chất lượng con giống,
Chi phí thức ăn thô có hệ số hồi quy là +0,19, hay tác động tích cực tới kết quả sản xuất, khi các yếu tố khác cố định, chi phí thức ăn thô tăng 1% thì kết quả sản xuất tăng 0,19%, điều này cũng hàm ý sử dụng phụ phẩm chăn nuôi rẻ hơn và hiệu quả hơn, nếu biết sơ chế sẽ càng tốt hơn, và những chủ hộ có kinh nghiệm chăn nuôi biết chế biến tận dụng phụ phẩm nông nghiệp và tự nhiên sẽ cho kết quả cao hơn.
Biến diện tích cây hàng năm của hộ gia đình có tác động dương với hệ số hồi quy là 0,23, như vậy khi diện tích này của hộ gia chăn nuôi tăng 1% thì kết quả sản xuất của họ tăng 0,23%, Như vậy diện tích cây trồng hàng năm tăng hộ sẽ có thêm nguồn cung cấp thức ăn cho đại gia súc và thúc đẩy tăng kết quả sản xuất.
Biến giá trị TSCĐ có hệ số hồi quy là +0,18 cũng cho thấy tác động thuận từ đây và hàm ý rằng đầu tư vào tài sản cố định như chuồng trại, máy móc phục vụ chăn nuôi sẽ thúc đẩy tăng kết quả sản xuất,
Vốn con người có tác động dương và hệ số hồi quy là +0,047. Như vậy với các chủ hộ có kinh nghiệm và kiến thức cao hơn thì kết quả sản xuất cũng tốt hơn.
Biến giả đại diện cho chăn nuôi bò có ý nghĩa thống kê với hệ số hồi quy là 0,41. Điều này hàm ý rằng khi các yếu tố khác không thay đổi thì kết quả chăn nuôi bò cao hơn chăn nuôi ĐGS là 0,41% (Kết quả này cũng phù hợp với phân tích trên mục 3.6).
Kết luận chương 4
Từ những phân tích có thể thấy sự phát triển của chăn nuôi ĐGS Bình Định chịu ảnh hưởng từ:
Các nhân tố vĩ mô
Thứ nhất, trong các yếu tố vĩ mô được ước lượng từ mô hình kinh tế lượng có thể thấy rằng yếu tố lao động có mức tác động lớn nhất, nếu tính thêm ảnh hưởng của vốn con người thì tác động của nhân tố này càng lớn hơn.
Thứ hai, nhân tố vốn vẫn có vai trò rất quan trọng với phát triển chăn nuôi ĐGS, kết quả phân tích định tính và khảo sát các hộ chăn nuôi cũng khẳng định kết quả này. Phát triển chăn nuôi theo hướng chuyên canh và áp dụng công nghệ cao đòi hỏi phải có nhiều vốn đầu tư hơn, đồng thời nâng cao trình độ lao động và yếu tố này chỉ được phát huy khi trang bị kỹ thuật và cơ sở vật chất được tăng cường.
Thứ ba, những năm qua về cơ bản yếu tố thời tiết khí hậu ở tỉnh thuận lợi nên có ảnh hưởng tích cực tới chăn nuôi ĐGS. Nhưng có thể thấy biến động nhiệt độ trung bình không lớn lắm và trong phạm vi thích hợp với phát triển chăn nuôi, đó cũng là lý do chăn nuôi ĐGS ở đây đã có từ lâu và rất phát triển, nhưng trước bối cảnh biến đổi khí hậu, hiệu ứng nhà kính ngày càng mạnh khiến cho nhiệt độ sẽ tăng cao hơn, việc phát triển chăn nuôi ĐGS sẽ phải đối mặt với những khó khăn nếu không tìm ra hướng đi phù hợp.
Thứ tư, quy hoạch phát triển chăn nuôi có vai trò rất lớn trong định hướng phát triển chăn nuôi ĐGS ở Bình Định những năm qua, quy hoạch đã bảo đảm sự phân bổ sản xuất trong ngành chăn nuôi này trong mối quan hệ với các ngành khác để phát triển ổn định và đạt được nhiều thành quả, đồng thời quy hoạch được thực hiện và là cơ sở để đàn ĐGS ở đây bảo đảm tăng trưởng về lượng và cơ cấu đàn nhất là nâng cao tỷ trọng đàn bò lai, Tuy nhiên quy hoạch cũng bộc lộ những vấn đề cần khắc phục trong đó đặc biệt là chất lượng quy hoạch cũng như quản lý quy hoạch.
Thứ năm, chính sách phát triển chăn nuôi ĐGS của tỉnh trong những năm qua đã trở thành các công cụ hữu hiệu của chính quyền để tác động tới sự phát triển chăn nuôi ĐGS, các chính sách phát triển đã tạo điều kiện cho người chăn nuôi cải thiện và nâng cao chất lượng giống ĐGS với năng suất cao hơn, chính sách không
chỉ tạo điều kiện mà còn góp phần giải quyết những khó khăn về vốn, đất đai cho