công nghệ tưới hiện đại, tiết kiệm nước, nâng cao hiệu quả phục vụ sản xuất nông nghiệp.
4.1.3.2.3. Cơ chế hỗ trợ kinh phí
Những năm gần đây, nhờ có chính sách miễn thu thủy lợi phí cho người nông dân và cấp bù kinh phí miễn thu thủy lợi phí cho các đơn vị quản lý khai thác công trình thủy lợi đã giảm bớt khó khăn cho người nông dân và các đơn vị quản lý khai thác công trình thủy lợi, góp phần ổn định sản xuất nông nghiệp.
Ngoài kinh phí dành cho chi thường xuyên để trả lương cán bộ công nhân viên, chi trả tiền điện dầu bơm nước tưới tiêu,… còn lại các công ty TNHH MTV KTCTTL đã dành kinh phí để đầu tư cải tạo, nâng cấp hệ thống công trình thủy lợi từ đầu mối đến cấp II và hỗ trợ các địa phương kiên cố hóa kênh cấp III.
Bảng 4.11. Kinh phí cấp bù miễn thu thủy lợi phí cho các công ty
Công ty TNHH MTV KTCTTL | Kinh phí cấp bù miễn thu thủy lợi phí (triệu đồng) | |||||
TT | Năm 2013 | Năm 2014 | Năm 2015 | Năm 2016 | Năm 2017 | |
1 | Ý Yên | 53.178 | 52.452 | 50.054 | 50.996 | 51.670 |
2 | Vụ Bản | 31.558 | 31.557 | 30.022 | 30.683 | 30.955 |
3 | Mỹ Thành | 14.669 | 14.644 | 13.935 | 14.221 | 14.367 |
4 | Nam Ninh | 53.137 | 53.261 | 52.805 | 53.307 | 53.128 |
5 | Xuân Thủy | 54.811 | 54.812 | 54.725 | 54.595 | 54.736 |
6 | Hải Hậu | 50.769 | 50.768 | 50.651 | 50.540 | 50.682 |
7 | Nghĩa Hưng | 38.897 | 39.571 | 39.479 | 41.003 | 39.738 |
Tổng | 297.019 | 297.065 | 291.671 | 295.345 | 295.275 | |
Thay đổi (%) | +0,2 | -1,8 | +1,3 | -0,3 | ||
Có thể bạn quan tâm!
-
Thực Trạng Phát Triển Hệ Thống Thủy Lợi Phục Vụ Sản Xuất Nông Nghiệp Trên Địa Bàn Tỉnh Nam Định -
Triển Khai Quy Hoạch Phát Triển Hệ Thống Thủy Lợi -
Công Suất Thực Tế Công Trình So Với Công Suất Thiết Kế -
Các Yếu Tố Ảnh Hưởng Đến Phát Triển Hệ Thống Thủy Lợi Phục Vụ Sản Xuất Nông Nghiệp Trên Địa Bàn Tỉnh Nam Định -
Mối Quan Hệ Giữa Chi Phí Sửa Chữa Công Trình Và Số Lượng Công Trình Xuống Cấp -
Tiếp Cận Các Chính Sách Về Phát Triển Hệ Thống Thủy Lợi Của Hộ
Xem toàn bộ 209 trang tài liệu này.
Nguồn: Tổng hợp và tính toán của tác giả (2019)
Từ năm 2013, đơn giá và đối tượng được cấp bù miễn thu thủy lợi phí thực hiện theo Nghị định số 67/2012/NĐ-CP ngày 10/9/2012 của Chính phủ và Thông tư hướng dẫn số 41/2013/TT-BTC ngày 11/4/2013 của Bộ Tài chính hướng dẫn thi hành một số điều của Nghị định số 67/2012/NĐ-CP, hàng năm căn cứ vào diện tích hợp đồng, thanh lý hợp đồng tưới tiêu giữa các hộ dùng nước với đơn vị quản lý khai thác công trình thủy lợi, Sở Nông nghiệp & PTNT, Sở Tài chính trình UBND tỉnh Nam Định báo cáo Trung ương hỗ trợ nguồn kinh phí cấp bù
miễn thu thủy lợi phí cho tỉnh và phân bổ nguồn kinh phí cho các đơn vị quản lý khai thác công trình thủy lợi.
Đặc biệt, đối với 3 Công ty TNHH MTV KTCTTL Ý Yên, Vụ Bản, Mỹ Thành được Công ty TNHH MTV KTCTTL Bắc Nam Hà (trực thuộc Bộ Nông nghiệp & PTNT) tưới tiêu tạo nguồn nên phần kinh phí cấp bù miễn thu thủy lợi phí bị khấu trừ 20% kinh phí cho các diện tích tạo nguồn.
Kinh phí cấp bù miễn thu thủy lợi phí cấp cho các công ty TNHH MTV KTCTTL tỉnh Nam Định tương đối ổn định qua các năm. Trong 3 năm 2015, 2016 và 2017, có 5 công ty TNHH MTV KTCTTL là Ý Yên, Vụ Bản, Mỹ Thành, Xuân Thủy, Hải Hậu có xu hướng gia tăng kinh phí cấp bù miễn thu thủy lợi phí. Thể hiện quy mô sản xuất nông nghiệp có hưởng lợi từ hệ thống thủy lợi được tăng lên.
4.1.3.2.4. Đánh giá chất lượng dịch vụ cấp nước của hộ gia đình
Chất lượng của hệ thống được thể hiện thông qua mức độ hài lòng của người sử dụng dịch vụ gồm các yếu tố như kết cấu hạ tầng của hệ thống thủy lợi nội đồng, năng lực phục vụ dịch vụ tưới tiêu của hệ thống và nhân viên quản lý hệ thống, mức độ đáp ứng nhu cầu của người sử dụng dịch vụ.
Dựa vào kết quả đưa ra ở bảng dưới, ta thấy điểm số khi hộ gia đình sử dụng nước tưới tham gia khảo sát sự hài lòng với hoạt động của hệ thống thủy lợi chạy từ thang điểm từ 1 đến 5. Điều đó có nghĩa, có những hộ gia đình sử dụng nước tưới hoàn toàn không đồng ý (1), số hộ gia đình sử dụng nước tưới cho điểm số (1) xảy ra tại nhiều câu hỏi. Bên cạnh đó, cũng có những hộ gia đình sử dụng nước tưới cho điểm (5) cảm thấy hoàn toàn đồng ý.
Có 18 phiếu khảo sát bị hỏng, không hợp lệ trong tổng số 420 phiếu khảo sát trong mẫu. Do đó, số lượng mẫu thực tế nhận về để thực hiện các phân tích trong nghiên cứu này là 402 khảo sát.
Điểm số trung bình cho các câu hỏi nằm trong khoảng dao động khá lớn từ 3,00 đến 3,66 nghĩa là có yếu tố hộ gia đình sử dụng nước tưới chỉ hài lòng ở mức thấp, có yếu tố hộ gia đình sử dụng nước tưới hài lòng cao.
Trong đó, “Nhân viên của công ty/xí nghiệp luôn mặc bảo hộ lao động khi làm việc” (PT4) ở mức điểm trung bình thấp nhất (3,00 điểm); ngược lại, 2 yếu tố “Nhân viên của công ty/xí nghiệp rất vui vẻ và nhiệt tình khi làm việc với hộ
sử dụng nước” (HQ2), “Nhân viên của công ty/xí nghiệp tư vấn và trả lời rò ràng, thỏa đáng những thắc mắc của hộ sử dụng nước” ở mức điểm trung bình cao nhất (3,66 điểm).
Bảng 4.12. Thống kê mô tả các biến trong mô hình
Số quan sát | Giá trị trung bình | Độ lệch chuẩn | |
TC1 | 402 | 3,52 | 1,137 |
TC2 | 402 | 3,54 | 1,128 |
TC3 | 402 | 3,64 | 1,133 |
TC4 | 402 | 3,04 | 1,435 |
HQ1 | 402 | 3,31 | 1,261 |
HQ2 | 402 | 3,66 | 1,213 |
HQ3 | 402 | 3,66 | 1,119 |
HQ4 | 402 | 3,20 | 1,319 |
PT1 | 402 | 3,02 | 0,739 |
PT2 | 402 | 3,07 | 0,842 |
PT3 | 402 | 3,12 | 0,851 |
PT4 | 402 | 3,00 | 1,412 |
PT5 | 402 | 3,12 | 0,829 |
PT6 | 402 | 3,09 | 0,841 |
DU1 | 402 | 3,35 | 0,862 |
DU2 | 402 | 3,15 | 0,803 |
DU3 | 402 | 3,23 | 0,775 |
DU4 | 402 | 3,60 | 0,859 |
DU5 | 402 | 3,36 | 0,874 |
DU6 | 402 | 3,28 | 0,867 |
DU7 | 402 | 3,31 | 0,852 |
DU8 | 402 | 3,34 | 0,859 |
DU9 | 402 | 3,00 | 1,420 |
DU10 | 402 | 3,31 | 0,827 |
CT1 | 402 | 3,56 | 0,800 |
CT2 | 402 | 3,63 | 0,887 |
CT3 | 402 | 3,57 | 0,854 |
CT4 | 402 | 3,99 | 0,882 |
PDV1 | 402 | 3,92 | 0,910 |
PDV2 | 402 | 3,77 | 1,084 |
PDV3 | 402 | 3,92 | 0,954 |
HL | 402 | 3,35 | 0,813 |
Nguồn: Tính toán của tác giả (2019)
Sự hài lòng của hộ gia đình sử dụng nước tưới về hoạt động của hệ thống thủy lợi (HL) có mức điểm là 3,35 điểm, chỉ nằm ở mức trung bình. Vì vậy, tỉnh Nam Định cần có những giải pháp và chính sách cụ thể để nâng cao hoạt động tưới tiêu của hệ thống thủy lợi, làm tăng sự hài lòng của hộ gia đình sử dụng nước tưới.
a. Đo lường độ tin cậy thang đo bằng hệ số Cronbach’s Alpha
- Nhóm yếu tố TC
Nhìn vào kết quả bảng số 1 ở Phụ lục 4.1, biến quan sát TC4 có hệ số tương quan biến tổng 0,068 < 0,3, ngoài ra, hệ số Cronbach’s Alpha nếu loại biến 0,888
> hệ số Cronbach’s Alpha 0,682. Vì vậy, cần loại biến quan sát TC4 để tăng độ tin cậy thang đo. Chạy lần 2, sau khi loại biến quan sát TC4, kết quả đạt được hệ số Cronbach’s Alpha của nhân tố 0,888 tức là thang đo lường sử dụng tốt; các biến quan sát TC1, TC2, TC3 đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0,3 nên được giữ lại trong mô hình phân tích.
- Nhóm yếu tố HQ
Nhìn vào kết quả bảng số 2 ở Phụ lục 4.1, nhận thấy các yếu tố đều có hệ số tương quan biến tổng > 0,3. Và hệ số Cronbach’s Alpha của nhóm yếu tố này đạt 0,868 tức là thang đo lường sử dụng tốt. Do vậy 4 biến HQ đều được giữ lại trong mô hình phân tích.
- Nhóm yếu tố PT
Nhìn vào kết quả bảng số 3 ở Phụ lục 4.1, biến quan sát PT4 có hệ số tương quan biến tổng 0,035 < 0,3; ngoài ra, hệ số Cronbach’s Alpha nếu loại biến 0,880
> hệ số Cronbach’s Alpha 0,731. Vì vậy, cần loại biến quan sát PT4 để tăng độ tin cậy thang đo. Chạy lần 2, không loại biến quan sát nào nữa do các biến quan sát đều có tương quan biến tổng > 0,3 và hệ số Cronbach’s Alpha của nhóm nhân tố 0,880 > 0,6 tức là thang đo lường sử dụng tốt; các biến quan sát PT1, PT2, PT3, PT5, PT6 đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0,3 nên được giữ lại trong mô hình phân tích.
- Nhóm yếu tố DU
Dựa vào kết quả tại bảng 4 Phụ lục 4.1, biến quan sát DU9 có hệ số tương quan biến tổng 0,099 < 0,3 và hệ số Cronbach’s Alpha nếu loại biến 0,934 > hệ
số Cronbach’s Alpha 0,885. Do đó, cần loại biến DU9 để thang đo tăng độ tin cậy. Chạy SPSS lần 2, không loại biến quan sát nào do các biến quan sát đều có tương quan biến tổng > 0,3 và hệ số Cronbach’s Alpha của nhóm nhân tố 0,82 > 0,6 tức là thang đo lường sử dụng tốt; các biến quan sát DU1, DU2, DU3, DU4, DU5, DU6, DU7, DU8, DU10 đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0,3 nên được giữ lại trong mô hình phân tích.
- Nhóm yếu tố CT
Nhìn vào kết quả bảng số 5 ở Phụ lục 4.1, nhận thấy các yếu tố đều có hệ số tương quan biến tổng > 0,3. Và hệ số Cronbach’s Alpha của nhóm yếu tố này đạt 0,825 tức là thang đo lường sử dụng tốt. Do vậy 4 biến CT đều được giữ lại trong mô hình phân tích.
- Nhóm yếu tố PDV
Bảng 4.13. Kết quả kiểm định độ tin cậy của thang đo
Nhân tố | Biến quan sát ban đầu | Biến quan sát còn lại | Cronbach’s Alpha | Biến bị loại | |
1 | Sự tin cậy | 4 | 3 | 0,888 | TC4 |
2 | Năng lực phục vụ | 4 | 4 | 0,868 | |
3 | Phương tiện hữu hình | 6 | 5 | 0,880 | PT4 |
4 | Sự đáp ứng | 10 | 9 | 0,934 | DU9 |
5 | Sự cảm thông | 4 | 4 | 0,825 | |
6 | Phí thủy lợi nội đồng | 3 | 3 | 0,705 |
Nguồn: Tính toán của tác giả (2019)
Nhìn vào kết quả bảng số 6 ở Phụ lục 4.1, nhận thấy các yếu tố đều có hệ số tương quan biến tổng > 0,3. Hệ số Cronbach’s Alpha của nhóm yếu tố này đạt 0,705 tức là thang đo lường sử dụng tốt. Do vậy 3 biến PDV đều được giữ lại trong mô hình phân tích.
Như vậy, sau kiểm định Cronbach’s Alpha có 3 biến quan sát là TC4, PT4 và DU9 cần phải được loại bỏ trước khi đưa vào phân tích nhân tố khám phá EFA.
b. Phân tích nhân tố khám phá EFA
Sau bước đo lường độ tin cậy của thang đo bằng hệ số Cronbach’s Alpha, kết quả tổng hợp mô hình còn 29 biến quan sát trong đó có 28 biến quan sát độc lập và 1 biến quan sát phụ thuộc.
Kết quả khi đưa 28 biến quan sát độc lập vào phân tích cho thấy giá trị KMO là 0,868 > 0,5 điều kiện đủ để phân tích nhân tố là phù hợp. Có “Sig Bartlett’s Test of Sphericity” là 0,000 < 0,05 các biến quan sát có tương quan với nhau trong nhân tố.
Bảng 4.14. Kiểm định tính phù hợp phân tích nhân tố khám phá mô hình
Kiểm định KMO và Bartlett (KMO and Bartlett's Test)
0,868 | ||
Kiểm định Bartlett | Kiểm định Chi bình phương (χ²) | 6.806,274 |
Mức ý nghĩa (Sig.) | 0,000 |
Có 6 nhân tố có Eigenvalue > 1 và cumulative % tại 1,453 là 69,98% như vậy số lượng nhân tố thích hợp là 6 và các nhân tố này giải thích 69,98% biến thiên của dữ liệu (Bảng 7 phụ lục 4.1).
Từ kết quả ma trận xoay, biến quan sát DU6 nằm trong diện bị loại vì biến DU6 tải lên ở cả 2 nhân tố là Component 1 và Component 2, vi phạm tính phân biệt trong ma trận xoay với hệ số tải lần lượt là 0,66 và 0,419, mức chênh lệch hệ số tải nhỏ hơn 0,3 (Bảng 9 phụ lục 4.1).
Tiến hành phân tích EFA lần 2, sau khi loại biến quan sát DU6, giá trị KMO là 0,860 > 0,5. Có giá trị “Sig Bartlett’s Test of Sphericity” là 0,000 < 0,05 nên phân tích nhân tố là thích hợp, các biến có tương quan (Bảng 10 phụ lục 4.1.2). Có 6 nhân tố có Eigenvalue > 1 và cumulative % tại 1,451 là 70,38% như vậy số lượng nhân tố thích hợp là 6 và các nhân tố này giải thích 70,38% biến thiên của dữ liệu (Bảng 11 phụ lục 4.1).
Kết quả ma trận xoay cho thấy, 27 biến quan sát được gom thành 6 nhân tố, tất cả biến quan sát đều có hệ số tải nhân tố Factor Loading lớn hơn 0,5.
- Nhìn bảng kết quả Bảng 14, Phụ lục 4.1, Sig tương quan Pearson các biến độc lập TC, HQ, PT, DU, CT, PDV với biến phụ thuộc nhỏ hơn 0,05. Như vậy, có mối liên hệ tuyến tính giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc.
Giữa TC và DU có mối tương quan mạnh nhất với hệ số r là 0,34. Giữa PT và TC có mối tương quan yếu nhất với hệ số r là 0,227.
Bảng 4.15. Kết quả phân tích nhân tố khám phá
Nhân tố | Các biến quan sát | Loại | |
1 | TC | TC1, TC2, TC3 | Độc lập |
2 | HQ | HQ1, HQ2, HQ3, HQ4 | Độc lập |
3 | PT | PT1, PT2, PT3, PT5, PT6 | Độc lập |
4 | DU | DU1, DU2, DU3, DU4, DU5, DU7, DU8, DU10 | Độc lập |
5 | CT | CT1, CT2, CT3, CT4 | Độc lập |
6 | PDV | PDV1, PDV2, PDV3 | Độc lập |
7 | HL | HL | Phụ thuộc |
- Kết quả hồi quy, hệ số R2 hiệu chỉnh (Adjusted R Square) là 0,544 (tương đương 54,4%), cho thấy các biến độc lập đưa vào chạy hồi quy ảnh hưởng đến 54,4% sự thay đổi của biến phụ thuộc, còn lại 45,6% sự thay đổi của biến phụ thuộc là do các biến ngoài mô hình và sai số ngẫu nhiên.
Bảng 4.16. Bảng giải thích mô hình hồi quy
Hệ số R | Hệ số R2 | Hệ số R2 hiệu chỉnh | Sai số chuẩn của ước lượng | Kiểm định F | Sai số chuẩn của F-test | |
1 | 0,742 | 0,551 | 0,544 | 0,549 | 80,747 | 0,000 |
Sig kiểm định F = 0,000 < 0,05, như vậy mô hình hồi quy tuyến tính đa biến phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
Sig kiểm định t hệ số hồi quy của các biến độc lập đều nhỏ hơn 0,05, do đó các biến độc lập đều có ý nghĩa giải thích cho biến phụ thuộc, không biến nào bị loại khỏi mô hình.
- Hệ số phóng đại phương sai của các biến độc lập đều nhỏ hơn 10 (VIF < 10 có thể kết luận không có hiện tượng đa cộng tuyến) nên mô hình không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Các hệ số hồi quy đều lớn hơn 0, như vậy, tất cả các biến độc lập đưa vào phân tích hồi quy đều tác động cùng chiều tới biến phụ thuộc. Dựa vào độ lớn của hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta, thứ tự mức tác động từ mạnh nhất tới yếu nhất của các biến độc lập tới biến phụ thuộc HL là: HQ (0,277) > CT (0,219) > PT (0,210) > TC (0,208) > PDV (0,183) > DU (0,168).
Hàm hồi quy có dạng:
HL 1,116 0,277HQ 0,219CT 0,21PT 0,208TC 0,183PDV 0,168DU
Hệ số chưa chuẩn hóa
Bảng 4.17. Kết quả hồi quy
Hệ số chuẩn hóa
Thống kê đa cộng tuyến
Mô hình
𝜷̂
Sai số
β
chuẩn
T - test
Mức ý
nghĩa
Hệ số Tolerance
Hệ số phóng đại phương sai VIF
(Constant) -1,116 0,220 -5,081 0,000
0,165 | 0,030 | 0,208 | 5,489 | 0,000 | 0,793 | 1,261 | |
HQ | 0,216 | 0,029 | 0,277 | 7,550 | 0,000 | 0,844 | 1,185 |
PT | 0,253 | 0,044 | 0,210 | 5,704 | 0,000 | 0,835 | 1,197 |
DU | 0,198 | 0,045 | 0,168 | 4,359 | 0,000 | 0,763 | 1,311 |
CT | 0,257 | 0,043 | 0,219 | 5,995 | 0,000 | 0,852 | 1,173 |
PDV | 0,191 | 0,038 | 0,183 | 5,068 | 0,000 | 0,868 | 1,152 |
c. Kết luận về sự hài lòng của hộ nông dân sử dụng nước tưới về chất lượng hoạt động hệ thống thủy lợi phục vụ sản xuất nông nghiệp
Năng lực phục vụ gồm 4 biến quan sát HQ1, HQ2, HQ3, HQ4. Hệ số hồi quy của nhân tố là HQ là 0,277; có tác động mạnh nhất tới sự hài lòng của hộ nông dân sử dụng nước tưới, nghĩa là điểm số đánh giá năng lực phục vụ cứ tăng lên 1 đơn vị thì HL tăng trung bình 0,277 đơn vị. Điều này cho thấy sự cần thiết của việc nâng cao chất lượng nguồn nhân lực bao gồm cả trình độ nghiệp vụ chuyên môn và các quy tắc, hành vi ứng xử với hộ nông dân.
Sự cảm thông (CT) có điểm trung bình từ 3,56 – 3,99 dựa trên 4 biến quan sát tương ứng mức độ hài lòng cao. Hệ số hồi quy của nhân tố này 0,219 chỉ thấp hơn nhân số Năng lực phục vụ (HQ). Điều đó cho thấy Sự cảm thông (CT) có tác động lớn đến sự hài lòng của hộ nông dân sử dụng nước tưới. Đặc biệt, chỉ tiêu CT4 có điểm trung bình cao nhất trong 31 biến phụ thuộc (3,99). Như vậy, hộ nông dân sử dụng nước tưới đánh giá rất cao việc Công ty/xí nghiệp luôn có phương án thay đổi hoạt động dịch vụ tưới tiêu phù hợp với điều kiện thực tế nhằm đáp ứng nhu cầu sản xuất nông nghiệp của hộ nông dân.
Nhóm nhân tố Phương tiện hữu hình (PT) tác động tương đối mạnh tới sự đánh giá của hộ nông dân sử dụng nước tưới về hoạt động của hệ thống thủy lợi phục vụ sản xuất nông nghiệp. Tuy nhiên, trong thống kê điểm đánh giá trung bình các yếu tố thì nhóm nhân tố phương tiện hữu hình (PT) có 3 yếu tố được hài