Thấp nhất Cao nhất Trung bình Hộ 0 67 33,5 Số hộ Tỷ lệ phần trăm (%)
Thu nhập bình qn đầu người/tháng (đồng)
Khơng có tỷ lệ phụ thuộc 40 15,6 2.698.670
Có tỷ lệ phụ thuộc 217 84,4 2.003.100
(Nguồn: Số liệu điều tra thực tế tại địa bàn huyện Lai Vung năm 2015)
Theo số liệu thông kê trong Bảng 5.8, cho thấy đối với địa bàn huyện Lai Vung,
tỷ lệ phụ thuộc có ảnh hưởng đến thu nhập, trung bình thu nhập của các hộ khơng phụ thuộc là 2.698.670 đồng/người/tháng, có phụ thuộc (trong đó từ 1 đến 50% là 199 hộ, trên 50% có 18 hộ) thì thu nhập trung bình là 2.003.100 đồng/người/tháng, thấp hơn so với hộ khơng có phụ thuộc 695.670 đồng, tỷ lệ phụ thuộc trung bình của mẫu nghiên cứu là 33,5%, thấp nhất là hộ khơng có người phụ thuộc và cao nhất là hộ có tỷ lệ phụ thuộc 67%. Điều này cho thấy tỷ lệ phụ thuộc có ảnh hưởng phần nào đến thu nhập.
5.2.1.8.Thu nhập với diện tích đất của hộ
Số liệu thống kê trong Bảng 5.9 cho thấy, diện tích đất sản xuất bình qn của 257 hộ trong mẫu nghiên cứu là 6.580,73m2/hộ, thấp nhất là các hộ khơng có đất sản xuất và hộ có diện tích đất sản xuất nhiều nhất là 39.700 m2. Đất sản xuất là tư liệu sản xuất chính, mang tích quyết định của hộ gia đình sản xuất nơng nghiệp ở nơng thơn để tạo ra thu nhập cho gia đình. Do đó, thiếu đất sản xuất hoặc khơng có đất sản xuất thường thì thu nhập thấp.
Theo số liệu phân tích, những hộ có diện tích đất sản xuất dưới 4.000 m2 trong mẫu nghiên cứu là 110 hộ, chiếm tỷ lệ 42,8%, các hộ này có mức thu nhập bình qn là 728.833 đồng/người/tháng; nhóm các hộ có diện tích đất sản xuất từ 4.000 m2 đến 8.000 m2 là 72 hộ (28%) và mức thu nhập bình qn đầu người của nhóm hộ này là
đồng/người/tháng. Như vậy, số liệu thống kê mơ tả cho thấy hộ có diện tích đất sản xuất càng nhiều thì thu nhập của hộ càng cao và ngược lại.
Bảng 5.9: Thu nhập với diện tích đất của hộ
Quy mơ diện tích đất (m2) Số hộ Tỷ lệ phần trăm (%) Thu nhập bình quân/người/tháng (đồng) Dưới 4000 m2 110 42,8 728.833 Từ trên 4.000 đến 8.000 m2 72 28,0 1.075.000 Trên 8.000 m2 75 29,2 1.958.330 Tổng 257 100
(Nguồn: Số liệu điều tra thực tế tại địa bàn huyện Lai Vung năm 2015)
5.2.1.9.Thu nhập với số hoạt động tạo thu nhập
Ở nông thôn các hoạt động nông nghiệp là chủ yếu, tuy nhiên các hoạt động nông nghiệp thường theo mùa vụ và phụ thuộc rất nhiều vào điều kiện tự nhiên. Việc đa dạng hóa nguồn thu nhập từ các hoạt động khác giúp hộ gia đình có thể giảm thiểu rủi ro và cải thiện thu nhập của Hộ. Kết quả nghiên cứu tại Bảng 5.10 cho thấy, bình
quân số hoạt động tạo thu nhập của các hộ trên địa bàn huyện Lai Vung là 2,5 thấp nhất là 0 có hoạt động và cao nhất là 5 hoạt động. Kết quả còn cho thấy các hộ gia đình 0 có hoạt động tạo thu nhập chiếm 26,1% (tương đương 67 hộ) thì có thu nhập trung bình là 782.910 đồng; có 1 hoạt động có 77 hộ chiếm 30% thu nhập trung bình là 1.478.930 đồng; có 2 hoạt động có 60 hộ chiếm 23,3% có thu nhập trung bình là 2.629.790 đồng, có 3 hoạt động có 38 hộ chiếm 14,8% thu nhập là 4.037.260 đồng; có trên 4 hoạt động có 15 hộ chiếm 5,9% thu nhập trung bình là 4.434.500 đồng. Như vậy, có thể nói rằng hộ càng có nhiều hoạt động tạo thu nhập thì thu nhập của hộ càng cao.
Thấp nhất Cao nhất Trung bình
0
39.700 6.580,73
65
Bảng 5.10: Thu nhập với số hoạt động tạo thu nhậpSố hoạt Số hoạt động tạo thu nhập Số hộ Tỷ lệ phần trăm (%) Thu nhập bình quân/người/tháng
(Nguồn: Số liệu điều tra thực tế tại địa bàn huyện Lai Vung năm 2015)
5.2.1.10. Thu nhập với việc vay vốn từ các định chế chính thức
Nguồn tín dụng chính thức phổ biến ở nơng thơn là Ngân hàng Nông nghiệp và Phát triển Nông thơn, Ngân hàng Chính sách Xã hội cho người nghèo, cho nơng dân chủ yếu mang tính chất hỗ trợ. Qua Bảng 5.11 cho thấy số hộ gia đình khơng được hỗ trợ vốn vay từ các định chế chính thức chiếm tỷ lệ khá cao 61,1% tương ứng 157/257 hộ, trong khi đó số hộ gia đình có vay vốn chiếm tỷ lệ 38,9% (100/257 hộ). Đồng thời số liệu thống kê cũng cho thấy, hộ có vay vốn có thu nhập cao hơn các hộ không được vay vốn. Mức thu nhập trung bình của các hộ gia đình được vay vốn là 2.654.020 đồng/người/tháng, trong khi đó thu nhập trung bình của các hộ gia đình khơng được vay vốn là 1.765.590 đồng/người/tháng. Theo kết quả điều tra có trong tổng số 100 hộ được vay thì có đến 72% hộ vay tiền là đầu tư cho sản xuất (phụ lục 11). Điều này cho thấy việc sử dụng vốn từ các định chế chính thức của người dân khá hiệu quả, bên cạnh đó theo điều tra thực tế các hộ được vay vốn thường là những hộ trình độ học vấn tương đối cao, có đất sản xuất nên khi được vay vốn thì họ thường thuận lợi trong sản xuất kinh doanh và đem lại nhiều thu nhập cho gia đình. Riêng đối với các hộ nghèo ít có điều kiện vay vốn từ các định chế chính thức hơn các hộ thuộc nhóm khơng nghèo có nhiều tài sản, đặc biệt là đất đai để thế chấp các tổ chức tín dụng khi vay vốn.
Thấp nhất Cao nhất Trung bình 0 5 2,5 66 (đồng) 0 hoạt động 67 26,1 782.910 1 hoạt động 77 30,0 1.478.930 2 hoạt động 60 23,3 2.629.790 3 hoạt động 38 14,8 4.037.260 Trên 4 hoạt động 15 5,90 4.192.345 Tổng 257 100
Những hạn chế đối với nguồn tín dụng chính thức bao gồm (thủ tục, người nghèo thiếu thông tin về việc tiếp cận tín dụng, khơng có tài sản đảm bảo, khơng có hộ khẩu thường trú,…). Do vậy các hộ này thường vay từ các nguồn khơng chính thức (vay nóng, vay từ dịch vụ cầm đồ,…), điểm thuận lợi của nguồn tín dụng khơng chính thức này là vay nhanh chóng, khơng cần nhiều thủ tục, có thể dùng vào bất kỳ mục đích gì,… tuy nhiên lãi suất đối với các trường hợp này thường khá cao so với nguồn tín dụng chính thức, dẫn đến việc đầu tư cho sản xuất, kinh doanh thường mang lại lợi nhuận rất ít và đây cũng là một trong những nguyên nhân dẫn đến vòng lẩn quẩn nghèo và thu nhập thấp.
Bảng 5.11: Thu nhập với việc vay vốn từ các định chế chính thức
Tỷ lệ phần trăm (%) Thu nhập bình
quân/người/tháng
61,1 1.765.590
38,9 2.654.020
100
Nguồn: Số liệu điều tra thực tế tại địa bàn huyện Lai Vung năm 2015
Nhìn vào Bảng 5.11 ta thấy thu nhập bình qn của hộ có vay vốn cao hơn hộ không vay vốn là 888.430 đồng. Điều này cho thấy vấn đề nguồn vốn ảnh hưởng trực tiếp và có vai trị quan trọng trong vấn đề tăng thu nhập cho các hộ gia đình nơng thơn trên địa bàn huyện.
5.2.2. Kết quả phân tích mơ hình nghiên cứu
5.2.2.1.Kết quả hồi quy
Vay vốn Số hộ
Khơng có vay vốn 157
Có vay vốn 100
Bảng 5.12: Kết quả hồi quy của mơ hình
Biến
Hệ số hồi quy chưa
chuẩn hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa t Sig Hằng số -122905,520 -3,035 - 0,003 X1: Nghề nghiệp (*) 33956,197 0,196 3,600 0,000 X2: Kinh nghiệm (***) 1787,442 0,095 1,715 0,088 X3: Số năm đi học (**) 5695,103 0,129 2,410 0,017 X4: Giới tính 30824,129 0,061 1,163 0,246 X5: Số nhân khẩu -6219,882 -0,065 -1,158 - 0,248 X6: Tỷ lệ phụ thuộc 470.305 0,059 1,054 0,293 X7: Diện tích đất của hộ (**) 2,908 0,128 2,096 0,037
X8: Số hoạt động tạo thu nhập (*) 53236,229 0,455 7,872. 0,000
X9: Vay vốn (**) 29951,084 0,102 1,998 0,047
R2 điều chỉnh: 0,346 Giá trị thống kê F: 16,078 Trị số Sig (F-statistic): 0,000 Trị số Sig (F-statistic): 0,000
Ghi chú: * Mức ý nghĩa 1%, ** Mức ý nghĩa 5%, *** Mức ý nghĩa 10%. (Nguồn: Kết quả hồi quy bằng phần mềm SPSS 18 và tính tốn của tác
giả)
5.2.2.2. Kiểm định tổng qt mơ hình nghiên cứu
Kiểm định hệ số hồi quy
Kết quả hồi quy ở Bảng 5.12 cho thấy:
- Với mức ý nghĩa 10% (Sig<0,1) có 6 biến có ý nghĩa gồm: Nghề nghiệp, kinh nghiệm, số năm đi học, diện tích đất, số hoạt động tạo thu nhập, vay vốn. Như vậy các biến này tương quan có ý nghĩa với biến phụ thuộc với độ tin cậy 90%.
- Với mức ý nghĩa 5% (Sig<0,05) có 5 biến có ý nghĩa gồm: Nghề nghiệp, số năm đi học, diện tích đất, số hoạt động tạo thu nhập, vay vốn. Như vậy các biến này tương quan có ý nghĩa với biến phụ thuộc với độ tin cậy 95%.
- Với mức ý nghĩa 1% (Sig<0,01) có 2 biến có ý nghĩa gồm: Nghề nghiệp, số hoạt động tạo thu nhập. Như vậy các biến này tương quan có ý nghĩa với biến phụ thuộc với độ tin cậy 99%.
- Biến giới tính, số nhân khẩu của hộ và tỷ lệ phụ thuộc có Sig >0,1 nên khơng có ý nghĩa thống kê.
(Xem phụ lục 5)
Kiểm định mức độ phù hợp của mơ hình
Mơ hình có R2 điều chỉnh (Adjusted R square) là 0,346. Như vậy, có 34,6% thu nhập của Hộ gia đình nơng thơn tại địa bàn các xã thuộc huyện Lai Vung được giải thích bởi các biến độc lập (xem Bảng 5.12).
Theo kết quả Bảng 5.12, trị số Sig(F-statistic)=0,000 và giá trị thống kê
F=16,078 có thể kết luận rằng mơ hình đưa ra phù hợp với dữ liệu thực tế. Hay nói cách khác, các biến độc lập có tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc với độ tin cậy 99% (xem phụ lục 6)
Kiểm định hiện tượng tuyến của các biến độc lập
Nhìn vào Bảng 5.13, ta thấy độ phóng đại phương sai (VIF) đều nhỏ hơn 10, đều này có thể kết luận rằng khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập với nhau trong mơ hình. (xem phụ lục 7)
Bảng 5.13: Kết quả hồi quy của mơ hình và
VIF Biến Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa Hệ số hồi quy chuẩn hóa t Sig VIF Hằng số -122905,520 -3,035 - 0,003 1,162 X1: Nghề nghiệp (*) 33956,197 0,196 3,600 0,000 1,213 X2: Kinh nghiệm (***) 1787,442 0,095 1,715 0,088 1,123 X3: Số năm đi học (**) 5695,103 0,129 2,410 0,017 1,060 X4: Giới tính 30824,129 0,061 1,163 0,246 1,241 X5: Số nhân khẩu -6219,882 -0,065 -1,158 - 0,248 1.241 X6: Tỷ lệ phụ thuộc 470.305 0,059 1,054 0,293 1,235 X7: Diện tích đất của hộ (**) 2,908 0,128 2,096 0,037 1,462 X8: Số hoạt động tạo thu nhập (*) 53236,229 0,455 7,872. 0,000 1,310
X9: Vay vốn (**) 29951,084 0,102 1,998 0,047 1,030
Giá trị thống kê F: 16,078 Trị số Sig (F-statistic): 0,000 Trị số Sig (F-statistic): 0,000
(Nguồn: Kết quả hồi quy bằng phần mềm SPSS 18)
Kiểm định hiện tượng tự tương quan
Bảng 5.14: Kết quả hệ số Durbin -Watson
Model R R Square Adjust RSquare df1 df2 Durbin - Watson 1 0,608 0,369 0,346 9 247 2,019
(Nguồn: Kết quả hồi quy bằng phần mềm SPSS 18 và tính tốn của tác giả) Trong Bảng 5.14 ta thấy trị số d là 2,019. Với (k-1) =9, quy mô mẫu là 257, mức ý nghĩa là 0,05, tra bảng thống kê có dL= 1,675 và dU = 1,863. Như vậy 4- dL = 4- 0,296 = 2,325 và kết quả trị số thống kê d chúng ta là 2,019 nằm trong khoảng dU < d< 4- dL (1,863 <2,019 <2,335).
Với kết quả trên kết luận mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan trong phần dư (Phụ lục 8)
Kiểm định phương sai của phần dư thay đổi
Bảng 5.15: Kết quả kiểm định White
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate R Square Change Change Statistics F df1 df2 Change Sig. F Change 1 0,326 0,107 0,043 4,66800 0,107 1.676 17 239 0,048
(Nguồn: Kết quả hồi quy bằng phần mềm SPSS 18 và tính tốn của tác giả) Nhìn vào Bảng 5.15 ta thấy R2 = 0,107 và n*R2 = 257 * 0,107 = 27,49.
Căn cứ vào tham số (k-1) = df1=17 của mơ hình hồi quy phụ, với mức ý nghĩa 0,05 (95%) trong Bảng phân phối Chi bình phương giá trị Chi bình phương =27,59. Như vậy (n*R2) < giá trị Chi bình phương trong bảng. Kết luận khơng có hiện tượng phương sai phần dư thay đổi. (xem phụ lục 9).
5.2.3.1.Kết quả hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa (Unstandardized Coefficient)
Qua kết quả hồi quy (Bảng 5.12), cho thấy có 6 biến có ý nghĩa. Cụ thể thu nhập bình qn của Hộ gia đình nơng thơn tương quan với các biến: nghề nghiệp của chủ hộ, kinh nghiệm, số năm đi học, diện tích đất, số hoạt động tạo thu nhập, vay vốn. Sự tác động của các biến được giải thích như sau:
Biến NGHENGHIEP (X1) có hệ số Sig = 0,000 nên có ý nghĩa thống kê ở mứ 1% với hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa là + 33.965,197 và có quan hệ cùng chiều với biến phụ thuộc (THUNHAP), thỏa kỳ vọng giả thuyết ban đầu. Với giả định các yếu tố khác khơng đổi, nếu hộ gia đình có chủ hộ làm việc trong lĩnh vực phi nơng nghiệp thì thu nhập bình quân của hộ gia đình sẽ cao hơn các hộ có chủ hộ làm việc trong lĩnh vực nơng nghiệp 33.965,197 ngàn đồng. Kết quả phân tích này cho thấy nghề nghiệp của chủ hộ tác động mạnh mẽ đến thu nhập bình quân của hộ gia đình.
Biến KINHGHIEM (X2) có hệ số Sig = 0,088 nên có ý nghĩa thống kê mức 10% với hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa là 1.787,442 và có quan hệ cùng chiều với biến phụ thuộc (THUNHAP), thỏa kỳ vọng ban đầu. Với giả định các yếu tố khác không đổi, nếu kinh nghiệm làm việc của chủ hộ tăng thêm 1 năm thì thu nhập bình quân của hộ gia đình sẽ tăng 1.787,442 ngàn đồng. Như vậy có thể thấy rằng số năm kinh nghiệm làm việc của chủ hộ càng nhiều thì thu nhập bình quân của hộ gia đình sẽ cao. Điều này phù hợp với nghiên cứu của Bùi Quang Bình (2008), Nguyễn Quốc Nghi và cộng sự (2011). Đồng thời, qua khảo sát thực tế các xã trên địa bàn huyện Lai Vung thể hiện trong phần thống kê mô tả (Bảng 5.4) cũng đã chỉ
ra rằng chủ hộ có nhiều năm kinh nghiệm hơn thì thu nhập bình quân của hộ sẽ cao hơn.
Biến SONAMDIHOC (X3) có hệ số Sig = 0,017 nên có ý nghĩa thống kê ở mức 5% với hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa là +5.695,103 và có quan hệ cùng chiều với biến phụ thuộc (THUNHAP), thỏa kỳ vọng ban đầu. Người có số năm đi học ít (trình độ thấp) thường thiếu khả năng tiếp thu kiến thức chuyên môn để phục vụ cho sản xuất tạo thu nhập ni sống bản thân và gia đình. Họ thường bị thất bại trong sản xuất nông nghiệp nên dẫn đến thu nhập thấp. Tương tự như thế trong sản xuất công nghiệp, người công nhân có học vấn thấp cũng gặp khó khăn trong việc học hỏi những kỹ năng và kỹ thuật mới theo u cầu cơng việc, khó có khả năng thăng tiến lên vị trí cao hơn
trong doanh nghiệp nên thu nhập của họ thấp hơn những người có học vấn cao. Kết quả này hoàn toàn phù hợp với nghiên cứu của Okurut và cộng sự (2002) trong phân tích về nghèo ở Uganda đã kết luận rằng trình độ học vấn của chủ hộ càng cao thì hộ gia đình càng giàu có. Bên cạnh đó Bùi Quang Bình (2008), Nguyễn Đức Thắng (2002) cũng cho rằng trình độ học vấn của chủ hộ càng cao thì thu nhập của hộ gia đình càng cao.
Đồng thời, qua thực tế nghiên cứu tại các trên địa bàn huyện Lai Vung, tỉnh Đồng Tháp, yếu tố trình độ học vấn có ảnh hưởng đến thu nhập của người dân. Kết quả hồi quy cho thấy với giả định các yếu tố khác khơng đổi, nếu trình độ học vấn của chủ hộ tăng thêm 1 năm học thì thu nhập của hộ gia đình sẽ tăng thêm 5.695,103 ngàn đồng.
Biến DIENTICHDAT (X7) có hệ số Sig = 0,037 nên có ý nghĩa thống kê ở mức 5% với hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa là + 2,908 và có quan hệ cùng chiều với biến phụ thuộc (THUNHAP), thỏa kỳ vọng ban đầu. giả định các yếu tố khác khơng đổi, nếu hộ gia đình có thêm 1 m2 đất sản xuất thì thu nhập bình quân của hộ sẽ tăng 2,908