sản xuất cao hơn.
Tuổi của chủ hộ tác động âm đến hiệu quả, các chủ hộ trong nhóm lớn tuổi nhất (từ 60 tuổi trở lên) có sản xuất với hiệu quả thấp hơn chủ hộ trẻ tuổi (dưới 40 tuổi). Kết quả này đồng nhất với các nghiên cứu của Onumah và cộng sự (2010) hay Shaheen và cộng sự (2011) cho rằng các chủ hộ lớn tuổi không tích cực trong tiếp cận công nghệ và sẵn sàng đổi mới, do đó hiệu quả về mặt kỹ thuật thấp hơn so với các nông dân trẻ hơn.
Dân tộc Kinh có hiệu quả kĩ thuật trong sản xuất nông nghiệp cao hơn các dân tộc khác. Chủ hộ là nam giới cũng có hiệu quả kĩ thuật cao hơn chủ hộ nữ. Kết quả này giống với nhiều nghiên cứu trước đó, ví dụ, Dolisca và Jolly (2008) đã chỉ ra nông dân nam làm tăng hiệu quả về mặt kỹ thuật. Ngoài ra yếu tố thời tiết có tác động đáng kể lên hiệu quả, cụ thể, khi thời tiết không thuận lợi cho sản xuất thì hiệu quả sản xuất giảm.
Tên biến | Các ước lượng hồi quy | ||
Hệ số | Sai số chuẩn | P_value | |
redbook_1 | 0,00550 | 0,00095 | 0,000 |
arean_1 | 0,00172 | 0,00166 | 0,300 |
arean_2 | 0,00428 | 0,00145 | 0,003 |
educn_1 | 0,00544 | 0,00141 | 0,000 |
educn_2 | 0,00359 | 0,00118 | 0,002 |
agen_1 | 0,00787 | 0,00046 | 0,000 |
agen_2 | - 0,00509 | 0,00220 | 0,020 |
female | - 0,00425 | 0,00154 | 0,006 |
kinh | 0,00539 | 0,00105 | 0,000 |
weather | 0,00406 | 0,00119 | 0,001 |
year_2016 | 0,00120 | 0,00219 | 0,584 |
year_2018 | 0,00022 | 0,00149 | 0,882 |
_cons | 0,73270 | 0,00278 | 0,000 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Tương Quan Giữa Lợi Nhuận Bình Quân Và Quyền Sử Dụng Đất -
Bảng Tóm Tắt Các Biến Số Trong Các Mô Hình Nghiên Cứu -
Bảng Phân Phối Hiệu Quả Phân Bổ Trong Sản Xuất Nông Nghiệp -
Kết Quả Ước Lượng Các Tác Động Đến Hiệu Quả Sản Lượng -
Tóm Tắt Chiều Tác Động Của Các Yếu Tố Đến Hiệu Quả Và Năng Suất Nông Nghiệp -
Aigner, D., Lovell, K. And Schmidt, P. (1977), ‘Formulation And Estimation Of Stochastic Frontier Production Function Models’, Journal Of Econometrics, Vol. 6 No. 1, Pp. 21-37.
Xem toàn bộ 155 trang tài liệu này.
Bảng 4.13: Ước lượng các tác động đến hiệu quả kĩ thuật bằng mô hình hồi quy phi tham số Kernel
R2 = 0,0647 |
Nguồn: tính toán của tác giả từ phần mềm Stata 16.
Các ước lượng từ mô hình hồi quy phi tham số trong Bảng 4.13 hoàn toàn thống nhất về các mối tương quan của các yếu tố tới hiệu quả kĩ thuật. Kết quả này nhằm kiểm định thêm tính vững của những kết quả ước lượng đã được ước tính trong mô hình GEE.
4.3.2. Đánh giá tác động của quyền sử dụng đất đến hiệu quả phân bổ
Hai mô hình tương tự được sử dụng để đánh giá tác động của các yếu tố lên hiệu quả phân bổ gồm mô hình ước lượng tổng quát với dữ liệu mảng (Generalized Estimate Equation - GEE) và mô hình hồi quy phi tham số Kernel, trong đó mô hình GEE có dạng:
𝐴𝐸𝑖𝑡
𝑙𝑛 (
1 − 𝐴𝐸𝑖𝑡
) = 𝛾0
+ 𝛾1
𝑟𝑒𝑑𝑏𝑜𝑜𝑘
𝑖𝑡
+ 𝛾2
𝑎𝑟𝑒𝑎𝑛
𝑖𝑡
+ 𝛾3
𝑒𝑑𝑢𝑐𝑛
𝑖𝑡
+ 𝛾4𝑎𝑔𝑒𝑛
𝑖𝑡
Trong đó:
+𝛾5𝑓𝑒𝑚𝑎𝑙𝑒𝑖𝑡 + 𝛾6𝑘𝑖𝑛ℎ𝑖𝑡 + 𝛾7𝑤𝑒𝑎𝑡ℎ𝑒𝑟𝑖𝑡 + 𝛾8𝑦𝑒𝑎𝑟𝑖𝑡 + 𝑒𝑖𝑡 (4.8)
(1). Hiệu quả phân bổ (𝐴𝐸𝑖𝑡) nông nghiệp là biến phụ thuộc phản ánh năng lực phân bổ chi phí đầu vào sản xuất của hộ i ở năm t.
(2). Các biến còn lại trong mô hình được định nghĩa và kì vọng như trong mô hình đánh giá tác động đến hiệu quả kĩ thuật ở mục 4.2.1.
Kết quả ước lượng từ mô hình GEE được trình bày trong Bảng 4.14.
Tên biến | Các ước lượng hồi quy | ||
Hệ số | Sai số chuẩn | P_value | |
redbook_1 | 0,02886 | 0,01446 | 0,046 |
arean_1 | 0,02400 | 0,01333 | 0,072 |
arean_2 | - 0,02803 | 0,01933 | 0,147 |
educn_1 | 0,05408 | 0,01438 | 0,000 |
educn_2 | 0,02172 | 0,01712 | 0,205 |
Bảng 4.14: Ước tính các tác động đến hiệu quả phân bổ bằng phương pháp GEE
0,05629 | 0,01463 | 0,000 | |
agen_2 | 0,02284 | 0,01786 | 0,201 |
female | - 0,04603 | 0,01494 | 0,002 |
kinh | 0,02358 | 0,01826 | 0,197 |
weather | 0,05886 | 0,01103 | 0,000 |
year_2016 | - 0,12622 | 0,01122 | 0,000 |
year_2018 | - 0,20358 | 0,01280 | 0,000 |
_cons | - 0,10362 | 0,02119 | 0,000 |
n = 2.869 | |||
Prob > F = 0,000 | |||
Nguồn: tính toán của tác giả từ phần mềm Stata 16.
Từ Bảng 4.14 cho thấy, hệ số của biến quyền sử dụng đất mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê. Như vậy có cơ sở để khẳng định các hộ nông dân trồng trọt trên mảnh đất đã được cấp giấy chứng nhận quyền sử dụng có hiệu quả phân bổ cao hơn so với các hộ còn lại. Tức là, các hộ có quyền sử dụng đất đã phân phối nguồn lực kinh tế phù hợp hơn trong quá trình sản xuất. Tuy nhiên, hệ số của biến redbook trong mô hình này nhỏ hơn khá nhiều so với hệ số của nó trong mô hình đánh giá tác động đến hiệu quả kĩ thuật. Các hộ có giấy chứng nhận quyền sử dụng đất có hiệu quả phân bổ cao hơn các hộ chưa có giấy chứng nhận khoảng 3% (𝑒0,02886) trong khi biến này có tác động đến hiệu quả kĩ thuật là 11%. Điều này cho thấy quyền sử dụng đất có ảnh hưởng lớn hơn đến các quyết định đầu tư và áp dụng công nghệ trong sản xuất của nông dân. Bởi hiệu quả sản xuất nông nghiệp thường nhận được sau một thời gian nhất định, do đó để quyết định đầu tư hoặc thay đổi công nghệ sản xuất nông dân cần cảm thấy an tâm về quyền lợi của mình trong đó có quyền sử dụng đất. Trong khi mức phân bổ chi phí cho các yếu tố đầu vào thường là các quyết định trong ngắn hạn nên bị tác động không lớn như ảnh hưởng từ quyền sử dụng đất đến hiệu quả kĩ thuật. Các kết quả này đồng thuận với các nghiên cứu trước đây của Abdulai và cộng sự (2011), khi không được đảm bảo về quyền sử dụng, hộ nông dân ít có khả năng đầu tư vào các hoạt động cải tạo đất, dẫn đến sản lượng thấp hơn. Do thiếu an toàn về quyền sử dụng, chủ hộ không có đủ các ưu đãi về tín dụng và khả năng chuyển đổi đất do đó các trang trại như vậy có thể không hoạt động hiệu quả (Otsuka và Hayami, 1988).
Hình 4.2: Tác động biên của quyền sử dụng đất đến hiệu quả phân bổ khi trình độ học vấn của chủ hộ thay đổi
Kết quả từ Hình 4.2 cho thấy khi trình độ học vấn của chủ hộ thay đổi thì hộ có quyền sử dụng đất đều có hiệu quả kĩ thuật cao hơn hộ không có quyền sử dụng. Cụ thể, khoảng cách về hiệu quả của hộ có quyền sử dụng đất với các hộ không có quyền sử dụng khi trình độ học vấn của chủ hộ thay đổi là khoảng 1% (tính tại giá trị trung bình của các biến khác).
Quy mô sản xuất cũng ảnh hưởng đến hiệu quả phân bổ, hệ số của biến arean_1 mang dấu dương ở mức ý nghĩa 1% cho thấy khi quy mô sản xuất tăng sẽ làm tăng hiệu quả phân bổ, nhưng ở nhóm các hộ sản xuất với quy mô lớn hơn (arean_2) thì kết quả lại có chiều ngược lại, mặc dù ở mô hình GEE hệ số này không có ý nghĩa thống kê. Có thể nói, khi quy mô tăng lên các hộ có thể thuận lợi hơn trong phân bổ chi phí cho các nguồn lực đầu vào nhờ sự kết hợp khéo léo từ kinh nghiệm canh tác lâu đời. Nhưng khi quy mô canh tác lớn hơn nữa, với nguồn lực kinh tế hạn hẹp của đại bộ phận nông dân, việc phân bổ nguồn lực kinh tế sản xuất lại là trở ngại cho hiệu quả. Kết quả này tương đồng với các nghiên cứu ở Brazil (Helfand và cộng sự, 2004) hay Trung Quốc (Chen và Su, 2016).
Tương tự như tác động đến hiệu quả kĩ thuật, trình độ học vấn của chủ hộ có tương quan dương với hiệu quả phân bổ. Điều này giải thích bởi khả năng tiếp cận công nghệ và các kinh nghiệp sản xuất khiến các chủ hộ này phân bổ nguồn lực về chi
phí sản xuất tốt hơn các hộ còn lại. Tác động tích cực của giáo dục đối với hiệu quả phân bổ cho thấy việc tăng vốn nhân lực sẽ làm tăng năng suất của nông dân, vì họ sẽ có khả năng phân bổ tốt hơn đầu vào mà gia đình có thể cung cấp hoặc mua, họ có những lựa chọn thích hợp hơn trong số các công nghệ hiện có. Kết quả này được ủng hộ bởi quan điểm của Mellor (1978) rằng, đầu tư vào giáo dục ở các vùng nông thôn nên được coi là thành phần trọng tâm trong chiến lược phát triển nông nghiệp nhằm nâng cao năng suất nông nghiệp trong thời đại công nghệ.
Tuổi của chủ hộ cũng có tác động dương tới hiệu quả phân bổ. Các chủ hộ lớn tuổi hơn phân bổ nguồn lực tốt hơn trong sản xuất. Có thể nói kinh nghiệm trong quá khứ sẽ giúp nông dân tận dụng tốt nhất các yếu tố đầu vào của mình để đạt được mức đầu ra cao hơn với một công nghệ nhất định. Kết quả này được đồng thuận bởi Beniam và cộng sự (2004) cho rằng nông dân lớn tuổi sản xuất hiệu quả hơn nông dân trẻ do kỹ năng quản lý tốt mà họ đã học được theo thời gian. Ngoài ra, dân tộc Kinh và chủ hộ nam giới cũng cho hiệu quả phân bổ cao hơn. Sản xuất nông nghiệp nhạy cảm với thời tiết nên trong nghiên cứu yếu tố này vẫn có tác động rõ rệt lên hiệu quả.
Tên biến | Các ước lượng hồi quy | ||
Hệ số | Sai số chuẩn | P_value | |
redbook_1 | 0,00417 | 0,00034 | 0,000 |
arean_1 | 0,00182 | 0,00123 | 0,140 |
arean_2 | - 0,00364 | 0,00040 | 0,000 |
educn_1 | 0,00554 | 0,00120 | 0,000 |
educn_2 | 0,00395 | 0,00080 | 0,000 |
agen_1 | 0,00318 | 0,00049 | 0,000 |
agen_2 | 0,00033 | 0,00065 | 0,616 |
female | - 0,00241 | 0,00029 | 0,000 |
kinh | 0,00660 | 0,00082 | 0,000 |
weather | 0,00521 | 0,00109 | 0,000 |
year_2016 | - 0,01129 | 0,00099 | 0,000 |
year_2018 | - 0,01713 | 0,00056 | 0,000 |
Bảng 4.15: Ước lượng các tác động đến hiệu quả phân bổ bằng mô hình hồi quy phi tham số Kernel
0,47715 | 0,00198 | 0,000 | |
n = 2.869 | |||
R2 = 0,1492 |
Nguồn: tính toán của tác giả từ phần mềm Stata 16.
Các ước lượng từ mô hình hồi quy phi tham số trong Bảng 4.15 hoàn toàn thống nhất về các mối tương quan của các yếu tố tới hiệu quả phân bổ. Cũng giống như trong trường hợp về hiệu quả kĩ thuật, kết quả này nhằm khẳng định thêm tính vững của những kết quả ước lượng đã được ước tính trong mô hình GEE.
4.4. Đánh giá tác động của quyền sử dụng đất đến các phương diện khác của quá trình sản xuất nông nghiệp
Hiệu quả sản xuất nông nghiệp không chỉ thể hiện ở các chỉ số về kĩ thuật, phân bổ hay kinh tế, mà còn có thể xem xét trực tiếp qua sản lượng hay năng suất nhân tố tổng hợp. Phần tiếp theo sẽ đánh giá tác động của quyền sử dụng đất đến hiệu quả sản xuất nông nghiệp thông qua các thước đo này.
4.4.1. Đánh giá tác động của quyền sử dụng đất đến hiệu quả sản lượng nông nghiệp bằng mô hình dữ liệu mảng
Như đã trình bày trong mục 4.2.1, vì mô hình ước lượng hiệu quả sản xuất nông nghiệp có thể gặp phải hiện tượng nội sinh, do đó luận án sử dụng dữ liệu mảng và mô hình hiệu ứng cố định để khắc phục hiện tượng này. Kiểm định Hausman đã được sử dụng để kiểm tra lại tính đúng đắn của lựa chọn.
Mô hình dữ liệu mảng đánh giá hiệu quả năng suất được xem xét dưới dạng:
ln _𝑜𝑢𝑡𝑝𝑢𝑡𝑖𝑡 = 𝛽0 + 𝛽1𝑟𝑒𝑑𝑏𝑜𝑜𝑘𝑖𝑡 + 𝛽2ln _𝑙𝑎𝑏𝑜𝑟𝑖𝑡 + 𝛽3ln _𝑠𝑝𝑓𝑖𝑡
𝛽4ln _𝑚𝑎𝑐ℎ𝑖𝑛𝑒𝑖𝑡 + 𝛽5𝑎𝑟𝑒𝑎𝑛𝑖𝑡 + 𝛽6𝑒𝑑𝑢𝑐𝑛𝑖𝑡 + 𝛽7𝑎𝑔𝑒𝑛𝑖𝑡 (4.10)
+𝛽8𝑓𝑒𝑚𝑎𝑙𝑒𝑖𝑡 + 𝛽9𝑘𝑖𝑛ℎ𝑖𝑡 + 𝛽10ln _𝑖𝑛𝑐𝑜𝑚𝑒_𝑝𝑒𝑟𝑖𝑡
+𝛽11𝑝𝑐𝑖𝑖𝑡 + 𝛽12𝑟𝑒𝑑𝑏𝑜𝑜𝑘 ∗ 𝑝𝑐𝑖𝑖𝑡 + 𝛽13𝑦𝑒𝑎𝑟𝑖𝑡 + 𝜀𝑖𝑡
Trong đó:
(1) Sản lượng (ln_output) được lấy logarit, là tổng sản lượng lúa của hộ thứ i ở năm t (đơn vị tính: kg).
(2) Lao động nông nghiệp (ln_labor) được lấy logarit, là tổng số người trong độ tuổi lao động của hộ (tức là từ 15 đến 60 tuổi) sống trong hộ đủ 12 tháng/ năm. Lao
động nông nghiệp được tính bằng 1 nếu người trong độ tuổi lao động chỉ làm nông nghiệp ở hộ và tính bằng 0,5 nếu người đó có thêm thu nhập từ các công việc khác (đơn vị: người). Biến lao động nông nghiệp được kì vọng sẽ tác động dương đến sản lượng lúa.
(3) Chi phí giống, phân bón và thuốc trừ sâu (ln_spf) là tổng chi cho giống lúa, phân bón và thuốc trừ sâu của hộ trong năm, được lấy logarit (đơn vị: nghìn đồng, giá so sánh 2012). Với giả thuyết, chi phí sản xuất có tác động tích cực đến năng suất do giống lúa và đất trồng được đầu tư tốt hơn.
(4) Chi phí máy móc và thuê nhân công (ln_machine) là tổng chi cho thuê máy móc và lao động của hộ trong năm, được lấy logarit (đơn vị: nghìn đồng, giá so sánh 2012). Với giả thuyết, chi phí sản xuất có tác động tích cực đến năng suất nhờ đầu tư vào các công nghệ và kĩ thuật trong trồng trọt.
(5) Các yếu tố về quyền sử dụng đất (redbook), quy mô trồng lúa (arean), trình độ học vấn (educn), tuổi (agen), giới tính (female), dân tộc (kinh) của chủ hộ và biến năm (year) được định nghĩa và kì vọng như trong mô hình đánh giá tác động đến hiệu quả kĩ thuật ở mục 4.2.1.
(6) Thu nhập bình quân (ln_income_per) được lấy logarit, là thu nhập bình quân từ trồng lúa của hộ (đơn vị: nghìn đồng, giá so sánh 2012). Nghiên cứu kì vọng khi hộ gia đình có mức thu nhập bình quân từ sản xuất lúa càng cao sẽ càng tập trung vào đầu tư và sản xuất dẫn đến nâng cao hiệu quả.
(7) Chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh (pci) nhằm đánh giá mức độ tiếp cận đất đai của người dân trong tỉnh với kì vọng nếu chỉ số càng lớn thì người dân có cơ hội tiếp cận đất đai tốt hơn dẫn đến hiệu quả cao hơn.
Các giá trị thống kê của các biến số trong mẫu được cho trong bảng 4.16.
Bảng 4.16: Thống kê mô tả các yếu tố ảnh hưởng đến sản xuất lúa
Đơn vị | Số quan sát | Trung bình | Sai số chuẩn | |
ln_output | kg | 1.400 | 7,32497 | 0,82174 |
ln_labor | người | 1.390 | 0,71779 | 0,53985 |
ln_spf | nghìn đồng | 1.400 | 7,80983 | 0,90648 |
ln_machine | nghìn đồng | 1.400 | 4,67205 | 3,22826 |
ln_income_per | nghìn đồng | 1.400 | 7,79859 | 0,85205 |
pci | 1.400 | 59,45801 | 4,52688 |
Định nghĩa | Số quan sát | Tần số | Tần suất (%) | |
redbook | 1, nếu mảnh đất đã được cấp quyền sử dụng | 1400 | 1.055 | 75,36 |
0, nếu mảnh đất chưa có GCN quyền sử dụng | 345 | 24,64 | ||
arean | 0, nếu diện tích trồng trọt dưới 1100m2 | 1400 | 484 | 34,597 |
1, nếu diện tích từ 1100m2 đến 22000m2 | 459 | 32,79 | ||
2, nếu diện tích trồng trọt trên 2200m2 | 457 | 32,64 | ||
educn | 0, nếu chủ hộ học xong tiểu học | 1400 | 439 | 31,36 |
1, nếu chủ hộ đã học xong trung học cơ sở | 579 | 42,64 | ||
2, nếu chủ hộ đã học qua trung học cơ sở | 364 | 26,00 | ||
agen | 0, nếu chủ hộ dưới 40 tuổi | 1400 | 278 | 19,86 |
1, nếu chủ hộ trên 40 và dưới 55 tuổi | 569 | 40,64 | ||
2, nếu chủ hộ trên 55 tuổi | 553 | 39,50 | ||
female | 0, nếu chủ hộ là nam | 1400 | 1.080 | 77,14 |
1, nếu chủ hộ là nữ | 320 | 22,86 | ||
kinh | 1, nếu chủ hộ là người dân tộc Kinh | 1398 | 1.057 | 75,61 |
0, nếu chủ hộ là dân tộc khác | 341 | 24,39 | ||
year | 2012 | 1400 | 430 | 30,71 |
2016 | 496 | 35,43 | ||
2018 | 474 | 33,86 |
Nguồn: Tính toán của tác giả từ số liệu nghiên cứu.
Sản lượng lúa bình quân mỗi năm của các hộ là 1517,73 kg (tức là, 𝑒7,32497), trong đó sản lượng bình quân theo diện tích khá nhỏ, chỉ có 1,11 kg/m2. Số lao động bình quân của hộ là 2,05 người. Chi phí trung bình cho giống, phân bón và thuốc trừ sâu là 2464,71 nghìn đồng/ năm và chi cho máy móc, thuê lao động trung bình là 106,92 nghìn đồng/ năm. Thu nhập bình quân từ lúa là 2,437 triệu đồng/ người/ năm tính theo giá năm 2012, đây là mức thu nhập khá thấp so với thu nhập từ các ngành sản xuất khác. Diện tích đất trồng lúa trung bình là 2.476m2, trong đó các hộ có diện tích dưới 2000m2 chiếm 60%, điều này cho thấy mặc dù nước ta là một nước nông nghiệp lâu đời nhưng quy mô trồng trọt vẫn khá nhỏ. Trong 1400 hộ có 75,36% các hộ đã có giấy chứng nhập quyền sử dụng đất, như vậy còn hơn 24% các hộ đang canh tác trên đất không có giấy chứng nhập quyền sử dụng. Sản lượng lúa bình quân của các hộ đã