5. Đa dạng cơ cấu kinh tế hộ gia đình
40Hệ số phóng đại phương sai của 4 biến độc lập VIF < 5, nên có thể dự đốn là
Hệ số phóng đại phương sai của 4 biến độc lập VIF < 5, nên có thể dự đốn là khơng có hiện tượng đa cộng tuyến. Ma trận tương quan khẳng định thêm mơ hình khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
Trị số Durbin-Watson = 1.669 nhỏ hơn 3 lớn hơn 1 do đó mơ hình thứ 2 khơng có hiện tượng tự tương quan
Tiếp tục kiểm định Spearman thì cho kết qủa biến LnVVON (vốn vay) có phương sai thay đổi (kiểm định 2 đi có mức ý nghĩa là 0,03 nhỏ hơn 0,05
Kết luận mơ hình thứ cũng vi phạm giả định của mơ hình hồi quy tuyến tính, do đó tiếp tục hồi quy lần 3 loại biến LnVVON
Kết qủa hồi quy mơ hình thứ 3
LnTNHAP = 8,172 + 0,384 LnDTDAT + 0,211 LnLDONG + 1,116 DDANG
t 51,302 5,597 1,351 11,152
p-valua 0,000 0,000 0,178 0,000 R2 điều chỉnh = 0,461 F = 57,535 (p-value: 0,000) VIF <5 (cả 3 biến) Durbin-Watson = 1,993
Sig(2-tailed) LnDTDAT = 0.54 Sig(2-tailed)LnDDANG = 0,721 (Chi tiết xem phụ lục số 3)
Đây là mơ hình vượt qua được tất cả các kiểm định đã nêu ở trên, cụ thể:
1. Kiểm định Anova F = 57,535 (đạt mức ý nghĩa 99%) khẳng định mơ hình xây dựng phù hợp với thực tiễn (ít nhất có một biến độc lập có liên hệ tuyến tính với biến phụ thuộc).
2. Hệ số phóng đại phương sai VIF của cả ba biến đều nhỏ hơn 5 và các hệ số tương quan giữa các biến đều nhỏ hơn 0,5 chứng tỏ mơ hình khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
3. Trị Durbin-Watson = 1,993 ở giữa khoảng 1 và 3 cũng cho thấy khơng có hiện tượng tự tương quan.
4. Kiểm định phương sai thay đổi đã bác bỏ hiện tượng phương sai thay đổi ở cả hai biến LnDTDAT và DDANG (vì 2 hệ số Sig lớn hơn mức ý nghĩa 0,05).
Như vậy, mơ hình cuối cùng của nghiên cứu là:
41
LnTNHAP = 8,172 + 0,384 LnDTDAT + 0,211 LnLDONG + 1,116 DDANG Kết luận rút ra từ mơ hình :
46,1% sự thay đổi của thu nhập hộ được giải thích bởi các quy mơ diện tích đất, quy mô lao động và sự đa dạng của cơ cấu kinh tế hộ.
Biến quy mô lao động ảnh hưởng cùng chiều đến thu nhập hộ (phù hợp với
dấu kỳ vọng) thể hiện xu hướng là số lao động trong hộ càng lớn thì thu nhập hộ
càng tăng, tuy nhiên ý nghĩa thống kê chưa đảm bảo; vì vậy chưa thể khẳng định xu hướng này.
Diện tích đất nơng nghiệp là biến ảnh hưởng thuận chiều đến thu nhập hộ có ý nghĩa thống kê. Cụ thể, trong trường hợp các yếu tố khác không đổi, nếu quy mơ diện tích đất nơng nghiệp tăng lên 1% thì thu nhập hộ sẽ tăng lên 0,384%.
Đa dạng cơ cấu kinh tế hộ cũng ảnh hưởng thuận chiều đến thu nhập hộ. Thu
nhập hộ gia đình sẽ tăng lên 111,6% nếu hộ gia đình có cơ cấu kinh tế hộ đa dạng
trong điều kiện các yếu tố khác không đổi.
Như vậy nếu tác động vào hai yếu tố là diện tích đất nông nghiệp và sự đa
dạng cơ cấu kinh tế hộ gia đình sẽ thay đổi được thu nhập hộ gia đình. Do đó các
chính sách nhằm nâng cao thu nhập hộ gia đình nơng thơn nên tập trung vào hai yếu tố này.
Kết luận chương 3:
Thơng qua tổng quan về tình hình kinh tế xã hội, nông nghiệp nông thôn Tỉnh Phú Thọ và Huyện Phù Ninh trong mối tương quan với cả nước cho thấy thực trạng phát triển kinh tế nói chung và nơng nghiệp nơng thơn nói riêng của địa phương cịn trong tình trạng kém phát triển, đời sống của dân cư nơng thơn cịn khó khăn.
Phân tích thống kê cũng cho thấy hộ gia đình nơng thơn trên địa bàn nghiên cứu đã cố gắng phát triển ngành nghề để nâng cao thu nhập. Song, thu nhập hộ hiện nay vẫn còn thấp, hiệu qủa sản xuất nông nghiệp chưa cao, sử dụng vốn chưa hiệu qủa và còn những bất cập về kiến thức của chủ hộ gia đình.
Đặc biệt, việc phân tích mơ hình hồi quy đã cho thấy các yếu tố tác động thực sự có ý nghĩa thống kê đến việc nâng cao thu nhập hộ gia đình nơng thơn.