intTypePromotion=1
zunia.vn Tuyển sinh 2024 dành cho Gen-Z zunia.vn zunia.vn
ADSENSE
 » 
 » 

Những yếu tố ảnh hưởng đến thu nhập của hộ nông dân trồng lúa tại huyện Tân Hồng, tỉnh Đồng Tháp

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:13

Thêm vào BST
Báo xấu
33
lượt xem 0
download
 
  Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Mục tiêu của nghiên cứu nhằm phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến thu nhập của hộ nông dân trồng lúa ở khu vực nông thôn huyện Tân Hồng, tỉnh Đồng Tháp. Dựa vào khung lý thuyết kinh tế học và thực tiễn thu nhập của hộ nông dân, tác giả xây dựng mô hình hồi quy tuyến tính đa biến để định lượng các yếu tố ảnh hưởng đến thu nhập của hộ nông dân trồng lúa.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Những yếu tố ảnh hưởng đến thu nhập của hộ nông dân trồng lúa tại huyện Tân Hồng, tỉnh Đồng Tháp

  1. Journal of Finance – Marketing; Vol. 64, No. 4; 2021 ISSN: 1859-3690 DOI: https://doi.org/10.52932/jfm.vi64 ISSN: 1859-3690 TẠP CHÍ NGHIÊN CỨU TÀI CHÍNH - MARKETING Journal of Finance – Marketing Số 64 - Tháng 08 Năm 2021 JOURNAL OF FINANCE - MARKETING http://jfm.ufm.edu.vn FACTORS AFFECTING RICE-GROWING FARMERS’ INCOME IN TAN HONG DISTRICT, DONG THAP PROVINCE Lam Van Sieng1 The University of Labour and Social Affairs (Campus II) 1 ARTICLE INFO ABSTRACT DOI: The objective of this study is to analyze the factors affecting the income of 10.52932/jfm.vi64.188 rice farmers in rural areas in Tan Hong district, Dong Thap province. Based on the framework of economic theory and the real income of farmers, the Received: author builds a multivariable linear regression model to quantify the factors May 27, 2021 affecting the income of rice farmers. The study was conducted directly Accepted: from 200 households in rural areas of Tan Hong district. The analytical July 05, 2021 methods used in this study are descriptive statistics and multivariable linear Published: regression. The results of the regression model show that there are seven August 25, 2021 factors affecting the income of rice farmers, including: (1) Agricultural land area, (2) Size of loans from credit institutions, ( 3) Labor involved in Keywords: production, (4) Education level of household head, (5) Biological cost, (6) Rice, Mechanization cost and (7) Rice yield. farmer household, famers’ income. *Corresponding author: Email: sienglv@ldxh.edu.vn 66
  2. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 64 – Tháng 8 Năm 2021 ISSN: 1859-3690 TẠP CHÍ NGHIÊN CỨU TÀI CHÍNH - MARKETING Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 64 - Tháng 08 Năm 2021 JOURNAL OF FINANCE - MARKETING http://jfm.ufm.edu.vn NHỮNG YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN THU NHẬP CỦA HỘ NÔNG DÂN TRỒNG LÚA TẠI HUYỆN TÂN HỒNG, TỈNH ĐỒNG THÁP Lâm Văn Siêng1 Trường Đại học Lao động – Xã hội (cơ sở II) 1 THÔNG TIN TÓM TẮT DOI: Mục tiêu của nghiên cứu nhằm phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến thu 10.52932/jfm.vi64.188 nhập của hộ nông dân trồng lúa ở khu vực nông thôn huyện Tân Hồng, tỉnh Đồng Tháp. Dựa vào khung lý thuyết kinh tế học và thực tiễn thu Ngày nhận: nhập của hộ nông dân, tác giả xây dựng mô hình hồi quy tuyến tính đa 27/05/2021 biến để định lượng các yếu tố ảnh hưởng đến thu nhập của hộ nông dân Ngày nhận lại: trồng lúa. Nghiên cứu được tiến hành điều tra trực tiếp từ 200 hộ gia đình ở khu vực nông thôn huyện Tân Hồng. Các phương pháp phân tích được 05/07/2021 sử dụng trong nghiên cứu này là thống kê mô tả và hồi qui tuyến tính đa Ngày đăng: biến. Kết quả mô hình hồi quy cho thấy có bảy yếu tố ảnh hưởng đến thu 25/08/2021 nhập của hộ nông dân trồng lúa bao gồm: (1) Diện tích đất nông nghiệp, (2) Quy mô vốn vay từ các tổ chức tín dụng, (3) Lao động tham gia sản Từ khóa: xuất, (4) Trình độ học vấn của chủ hộ, (5) Chi phí sinh học, (6) Chi phí cơ Lúa gạo, hộ nông dân, giới và (7) Năng suất lúa. thu nhập hộ nông dân. 1. Giới thiệu thâm nhập và tăng được khối lượng xuất khẩu Sau hơn 30 đổi mới kể từ 1986 đến nay, Việt vào một số thị trường cao cấp như Hồng Kông, Nam liên tiếp giữ vị trí là một trong những Singapore, Úc, Nhật Bản (Tổng cục thống kê, nước xuất khẩu gạo lớn trên thế giới. Lúa gạo 2014). Bên cạnh những thành tựu nổi bật thì đã trở thành một trong những mặt hàng nông ngành lúa gạo Việt Nam cũng bộc lộ những sản xuất khẩu quan trọng của Việt Nam. Xuất hạn chế như: Chất lượng, hiệu quả, giá trị gia khẩu gạo mang về cho đất nước nguồn ngoại tệ tăng và tính cạnh tranh thấp; Xuất khẩu gạo mỗi năm trên dưới 2 tỷ USD, góp phần không khối lượng lớn nhưng giá trị thấp; Sản xuất nhỏ vào công cuộc phát triển và hội nhập kinh lúa thiếu tính bền vững, tác động tiêu cực đến tế quốc tế của đất nước. Xuất khẩu gạo được môi trường và biến đổi khí hậu; Đời sống của mở rộng tới nhiều quốc gia trên thế giới, đã nông dân còn nhiều khó khăn, thu nhập từ sản xuất lúa không đủ bù đắp chi phí để sản xuất ra chúng, lao động trẻ di cư sang các vùng *Tác giả liên hệ: công nghiệp, các đô thị lớn để sinh kế ngày Email: sienglv@ldxh.edu.vn càng nhiều; Chi phí sản xuất nông nghiệp theo 67
  3. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 64 – Tháng 8 Năm 2021 chiều hướng tăng, chưa được cơ khí hóa, tiếp hoặc toàn bộ diện tích đất cho canh tác lúa, lúa cận thị trường còn hạn chế, nông hộ còn thiếu sử dụng cho mục đích kép: tự tiêu – hàng hóa vốn đầu tư sản xuất nên phải vay vốn ngân và đóng góp vào nguồn thu nhập của nông hộ. hàng..v.v. Thực tế đó cho thấy, việc tìm kiếm Tổng cục Thống kê (2014) định nghĩa “Thu các giải pháp có căn cứ khoa học nhằm nâng nhập của hộ là toàn bộ số tiền và giá trị hiện cao thu nhập cho hộ nông dân trồng lúa là vấn vật quy thành tiền sau khi đã trừ chi phí sản đề quan trọng. Để thực hiện điều này, tác giả xuất mà hộ và các thành viên của hộ nhận được tiến hành nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến thu nhập của nông hộ, bài viết tập trung trong một khoản thời gian nhất định, thường là vào hai vấn đề chính đó là: Nhận diện các yếu một năm”. tố ảnh hưởng đến thu nhập của hộ nông dân “Hộ nông nghiệp là những hộ có toàn bộ trồng lúa và gợi ý các giải pháp nhằm nâng cao hoặc 50% số lao động thường xuyên tham gia thu nhập cho nông hộ trồng lúa. trực tiếp hoặc gián tiếp các hoạt động trồng trọt, chăn nuôi, dịch vụ nông nghiệp (làm đất, thủy 2. Cơ sở lý thuyết và mô hình nghiên cứu nông, giống cây trồng, bảo vệ thực vật,…) và 1.1. Cơ sở lý thuyết thông thường nguồn sống chính của hộ dựa vào 1.1.1. Cơ sở lý thuyết về thu nhập của hộ sản nông nghiệp” (Phạm Tấn Hòa, 2014). xuất nông nghiệp Quan điểm của Park (1992), trong giai đoạn Theo Hồ Cao Việt (2009), hộ nông dân phát triển, tăng trưởng nông nghiệp là do nâng trồng lúa được hiểu là hộ nông dân sản xuất cao năng suất lao động nông nghiệp và chính lúa – gọi tắt là hộ trồng lúa có dành một phần nó quyết định nâng cao thu nhập cho nông dân. Hình 1. Năng suất lao động và thu nhập của một lao động nông nghiệp Hình 1 cho thấy khi thay đổi vốn theo hướng Park (1992) cho rằng quá trình phát triển tăng lên sẽ làm tăng năng suất lao động, tương nông nghiệp trải qua 3 giai đoạn: Sơ khai, đang ứng sẽ giảm bớt số lượng lao động ở khu vực phát triển và phát triển. Yếu tố quyết định cho nông nghiệp và từ đó thu nhập tăng lên (Đinh mỗi giai đoạn lần lượt là quy mô lao động, Phi Hổ, 2011). Như vậy, thu nhập của người trình độ ứng dụng công nghệ sinh học và trình nông dân phụ thuộc vào năng suất lao động, độ cơ giới. khi tác động vào các yếu tố để nâng cao năng suất lao động của người nông dân cũng chính Theo Lewis (1954), Oshima (1993), thu nhập là tác động đến thu nhập của người nông dân. của hộ gia đình nông dân bị ảnh hưởng bởi 68
  4. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 64 – Tháng 8 Năm 2021 các yếu tố: Qui mô diện tích đất nông nghiệp Cham, Campuchia xác định các yếu tố tác của hộ, trình độ cơ giới (chi phí cơ giới), vốn động đến thu nhập của nông dân trồng lúa dựa vay, trình độ kiến thức nông nghiệp của chủ trên mô hình hàm logarit tuyến tính. Nhóm hộ, trình độ sinh học (chi phí giống, phân bón, nghiên cứu tiến hành cuộc điều tra nông hộ tại thuốc hóa học). ba huyện đại diện cho các mức thu nhập thấp, Theo Singh và cộng sự (1986), thu nhập của trung bình và cao ở tỉnh Kampong Cham, hộ gia đình gồm thu nhập từ nông nghiệp và Campuchia theo phương pháp lấy mẫu ngẫu thu nhập từ phi nông nghiệp. nhiên với quy mô 150 mẫu. Kết quả nghiên cứu cho thấy thu nhập của hộ nông dân trồng Barker (2002), năng suất lao động nông lúa ở Campuchia có quan hệ tuyến tính dương nghiệp phụ thuộc vào năng suất đất (Giá trị với quy mô diện tích đất sản xuất của hộ (DT), tổng sản phẩm tính trên một ha đất nông chi phí dịch vụ bằng cơ giới (BC), tình trạng nghiệp) và quy mô đất (diện tích đất nông vay vốn (CA), trình độ kiến thức nông nghiệp nghiệp tính trên một lao động nông nghiệp). của chủ hộ (KL), và chi phí sinh học trên một Theo các nguyên cứu của Abdulai và đơn vị diện tích (MC). Biến chi phí lao động CroleRees (2001), Demurger và cộng sự (2010), (LC) không tác động đến thu nhập của hộ gia Janvry và Sadoulet (2001), Yang (2004), thu đình nông dân trồng lúa ở Campuchia. nhập của nông hộ chịu ảnh hưởng của nhiều Đinh Phi Hổ và Nguyễn Hữu Trí (2010) đã yếu tố, bao gồm vốn, đất đai, trình độ học vấn, nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến năng suất kinh nghiệm sản xuất, số lao động, khả năng đa lao động nông nghiệp ở tỉnh Bến tre theo mô hình dạng hóa thu nhập, cơ hội tiếp cận thị trường. hồi quy tuyến tính đa biến (dạng hàm Logarit). 1.1.2. Nghiên cứu thực nghiệm có liên quan đến Nhóm nghiên cứu đã tiến hành cuộc điều tra thu nhập của hộ nông dân trồng lúa nông hộ tại 3 huyện Giồng Chôm, Châu Thành và Chợ Lách theo phương pháp lấy mẫu ngẫu Nghiên cứu của Huỳnh Trường Huy (2007) nhiên với quy mô là 210 mẫu. Kết quả nghiên phân tích tác động của khoa học kỹ thuật đến cứu cho thấy các yếu tố như diện tích đất nông hiệu quả sản xuất lúa tại Cần Thơ và Sóc Trăng. nghiệp của gia đình (DT), chi phí dịch vụ bằng Nghiên cứu này mô tả thực trạng áp dụng cơ giới (MC), quy mô vốn vay (LS), trình độ kiến khoa học kỹ thuật và các yếu tố ảnh hưởng thức nông nghiệp của chủ hộ (KL) và mô hình áp đến hiệu quả sản xuất lúa của nông hộ. Số liệu dụng sản xuất đa dạng hóa (DM) có ảnh hưởng nghiên cứu được phỏng vấn từ 261 nông hộ. đến năng suất lao động nông nghiệp, đồng thời Các phương pháp phân tích được sử dụng là ảnh hưởng đến thu nhập của hộ gia đình nông thống kê mô tả và phân tích hồi quy đa biến. dân ở tỉnh Bến Tre. Biến giới tính của chủ hộ Phương pháp phỏng vấn bán cấu trúc cũng không có ý nghĩa thống kê trong mô hình. được sử dụng nhằm làm cơ sở để đánh giá tính khả thi của các giải pháp trong việc áp dụng Nghiên cứu của Nguyễn Quốc Nghi và cộng kỹ thuật hiệu quả. Kết quả nghiên cứu chỉ ra sự (2011) xác định các nhân tố ảnh hưởng đến rằng trình độ học vấn, lực lượng lao động, chi thu nhập của hộ gia đình ở khu vực nông thôn phí giống, chi phí phân bón, chi phí thuỷ lợi, bằng mô hình hồi quy tuyến tính Logarit. chi phí chuẩn bị đất có tác động cùng chiều Thông tin sơ cấp của đề tài được thu thập bằng đến thu nhập của nông hộ và chi phí thuốc bảo cách phỏng vấn các chủ hộ ở khu vực nông vệ thực vật có tác động nghịch chiều đến thu thôn huyện Trà Ôn, tỉnh Vĩnh Long. Phương nhập của nông hộ. Kinh nghiệm sản xuất là pháp chọn mẫu ngẫu nhiên phân tầng được sử yếu tố không phản ánh sự tương quan với thu dụng để thu thập số liệu với các tiêu chí như: Địa bàn, qui mô gia đình, đặc điểm sinh kế. nhập của nông hộ sản xuất lúa. Tổng số mẫu điều tra là 182 hộ gia đình tại các Nghiên cứu của Đinh Phi Hổ và Chiv Vann xã Vĩnh Xuân, Thuận Thới, Tích Thiện, Tân Dy (2010) được thực hiện ở tỉnh Kampong Mỹ, Thiện Mỹ. Kết quả nghiên cứu cho thấy 69
  5. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 64 – Tháng 8 Năm 2021 thu nhập bình quân của hộ gia đình nông thôn Trình độ học vấn của chủ hộ (HOCVAN): chịu ảnh hưởng bởi các nhân tố: Số nhân khẩu Trình độ học vấn của chủ hộ là một yếu tố (X1), kinh nghiệm làm việc của chủ hộ (X2), quyết định chất lượng của nguồn lực con người trình độ học vấn của chủ hộ (X3), số hoạt động trong sản xuất nông nghiệp. Học vấn quyết tạo thu nhập (X4) và độ tuổi của lao động (X5). định lợi thế của mỗi người trong việc tạo ra thu Trong đó có 4 biến tác động cùng chiều với thu nhập bởi học vấn cao sẽ dễ tiếp thu, áp dụng kỹ nhập bình quân của hộ gia đình và một biến thuật mới vào sản xuất và sử dụng hiệu quả các nghịch chiều đó là số nhân khẩu trong hộ. nguồn lực khác. (Foster & Rosenzweig, 1996; 1.2. Mô hình nghiên cứu và giả thuyết Pitt & Sumodiningrat, 1991 trích bởi Nguyễn nghiên cứu Lan Duyên, 2014), Yang (2004) cho rằng: Học vấn giúp tăng cường khả năng nắm bắt và xử lý Diện tích đất nông nghiệp (DTDAT): Ở thông tin thị trường để tạo ra cơ hội tham gia nông thôn, đất là tư liệu sản xuất chủ yếu và các hoạt động nông nghiệp, qua đó làm tăng khó thay thế trong nông nghiệp, đất dùng để thu nhập. trồng trọt, chăn nuôi, do đó diện tích đất của chủ hộ sở hữu càng nhiều thì việc sản xuất Chi phí sinh học (MC): Bao gồm chi phí càng thuận lợi. Theo Manjunatha và cộng sự giống, phân bón, thuốc bảo vệ thực vật, nước (2013); Nguyễn Tiến Dũng và Lê Khương tưới. Theo Huỳnh Trường Huy (2007); Đinh Ninh (2014): Việc không có hoặc có ít đất sản Phi Hổ và cộng sự (2010); Phạm Lê Thông xuất làm hạn chế khả năng cải thiện thu nhập, (2010): Nhóm chi phí này có đặc điểm là người bởi diện tích nhỏ hẹp thì sẽ khó áp dụng kỹ trồng lúa chỉ đạt được hiệu quả mong muốn thuật canh tác hiện đại. khi đáp ứng đúng mức yêu cầu sinh lý của cây lúa. Trong trường hợp sử dụng quá mức không Quy mô vốn vay (VONVAY): Là yếu tố chỉ làm gia tăng chi phí sản xuất, giảm thu đầu vào không thể thiếu đối với nông hộ bởi nhập mà còn gây tác hại xấu đến môi trường nông dân cần vốn để mua vật tư, giống, máy đất và nguồn nước. móc, thuê lao động,… đảm bảo tính thời vụ. Nguyễn Lan Duyên (2014); Đinh Phi Hổ và Chi phí lao động (LC): Theo Phạm Lê Thông Chiv Vann Dy (2010) cho rằng: Vốn giúp nông (2010) cho rằng: “Chi phí thuê lao động chiếm hộ đầu tư phát triển hệ thống tưới tiêu cũng khoảng 33% tổng chi phí. Lao động thường được như áp dụng kỹ thuật mới, đa dạng hóa loại thuê để thực hiện các công việc: Làm đất, gieo hình sản xuất để tránh phải bán sản phẩm với trồng, làm cỏ, bón phân, phun xịt thuốc nông giá thấp. Thiếu vốn đầu tư dẫn đến năng suất dược, cắt lúa, suốt lúa, bốc vác, vận chuyển, thấp, kéo theo thu nhập thấp. phơi sấy”. Nông dân cũng tận dụng lao động Số lao động tham gia sản xuất trong gia đình để giảm bớt chi phí lao động thuê. hộ (LDONG): Đây là nguồn nhân lực quan Chi phí cơ giới (BC): Là chi phí mà hộ sản trọng trong sản xuất nông nghiệp. Abdulai & xuất lúa phải mua hoặc thuê các thiết bị cơ giới CroleRees (2001), Yang (2004): “Trong điều phục vụ sản xuất (máy cày, xới, tuốt lúa). Cơ kiện sản xuất ít được cơ giới hóa, số lượng lao giới có tác động thay thế lao động thủ công, động sẽ là yếu tố cơ bản giúp làm tăng thu nhập giảm chi phí sản xuất giúp nâng cao năng suất cho nông hộ”. Nguyễn Quốc Nghi và cộng sự lao động của người nông dân qua đó nâng cao (2011) chỉ ra rằng số lao động trong hộ ảnh thu nhập cho hộ. hưởng đến thu nhập của hộ. Tuy nhiên, do tính thời vụ và trình độ của người lao động Năng suất lúa (NSLUA): Theo lý thuyết còn hạn chế nên tình trạng lao động nhàn rỗi ở kinh tế học về năng suất lao động nông nghiệp, nông thôn còn khá phổ biến, do đó nông hộ có Park (1992) cho rằng sản lượng sản phẩm của thể có nhiều lao động nhưng thu nhập không hộ gia đình nông dân tăng lên là do ứng dụng cao bởi một số lao động không trực tiếp làm ra thành tựu của khoa học và công nghệ vào thu nhập. trong quá trình sản xuất làm tăng năng suất 70
  6. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 64 – Tháng 8 Năm 2021 đất, nâng cao năng suất lao động của người Giả thuyết 8: Năng suất lúa trên diện tích đất nông dân và nâng cao thu nhập cho hộ gia nông nghiệp có tác động cùng chiều (+) với thu đình nông dân. Nghiên cứu của Nguyễn Tiến nhập của nông hộ trồng lúa. Dũng và Lê Khương Ninh (2014) cho rằng sản lượng lúa có quan hệ tuyến tính dương lên thu 3. Phương pháp nghiên cứu nhập của nông hộ trồng lúa. Để ứng dụng mô hình trong thực tiễn, tác Từ tổng quan cơ sở lý thuyết tác giả đề xuất giả tiến hành điều tra hộ gia đình theo tiêu chí mô hình nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến địa bàn, qui mô gia đình và đặc điểm sinh kế thu nhập của hộ nông dân trồng lúa tại huyện bao gồm: Xã Tân Hộ Cơ có hai ấp: Gò Bói, Dinh Tân Hồng, tỉnh Đồng Tháp như sau: Bà; Xã Bình Phú có hai ấp: Gò Da, Công Tạo; LnTHUNHAP = B0 + B1LnDTDAT + Xã An Phước có hai ấp: An Tài, An Lộc; Xã B2LnVONVAY + B3LnLDONG Tân Phước có hai ấp: Tân Bảnh, Hoàng Việt; + B4LnHOCVAN – B5LnMC – B6LnLC Xã Tân Thành B có hai ấp: ấp II, ấp III thuộc – B7LnBC + B8LnNSLUA (*) địa bàn huyện Tân Hồng, tỉnh Đồng Tháp. Các giả thuyết nghiên cứu: Với quy mô mẫu điều tra 200 hộ theo phương pháp chọn mẫu theo cụm, nhóm, Giả thuyết 1: Diện tích đất có tác động cùng nhiều bước, quá trình quản lý khảo sát được chiều (+) với thu nhập của nông hộ trồng lúa. thực hiện thông qua phỏng vấn trực tiếp chủ Giả thuyết 2: Quy mô vốn vay có tác động cùng hộ gia đình bằng bảng câu hỏi được thiết kế chiều (+) với thu nhập của nông hộ trồng lúa. với 14 câu hỏi có ba phần: Phần thông tin về hộ, nhân khẩu, phần nội dung và phần những Giả thuyết 3: Số lao động tham gia sản xuất khó khăn, kiến nghị của hộ. Tiếp theo là hoàn trong hộ có tác động cùng chiều (+) với thu chỉnh bảng câu hỏi phù hợp với thực tế địa nhập của nông hộ trồng lúa. phương, sau đó tiến hành điều tra đại trà tại Giả thuyết 4: Trình độ học vấn của chủ hộ có các địa bàn nghiên cứu. tác động cùng chiều (+) với thu nhập của nông Phương pháp phân tích hồi quy đa biến hộ trồng lúa. được sử dụng để phân tích các yếu tố ảnh Giả thuyết 5: Chi phí sinh học có tác động nghịch hưởng đến thu nhập của hộ nông dân trồng chiều (-) với thu nhập của nông hộ trồng lúa. lúa được thực hiện thông qua sự hỗ trợ của phần mềm SPSS 20.0. Giả thuyết 6: Chi phí lao động có tác động nghịch chiều (-) với thu nhập của nông hộ trồng lúa. 4. Kết quả nghiên cứu Giả thuyết 7: Chi phí cơ giới có tác động nghịch 4.1. Thống kê mô tả các biến theo mô hình chiều (-) với thu nhập của nông hộ trồng lúa. nghiên cứu Bảng 1. Thống kê mô tả các biến theo mô hình nghiên cứu Nhỏ Lớn Bình Độ lệch Tiêu chí Tên biến ĐVT nhất nhất quân chuẩn Thu nhập THUNHAP 1000 Đồng 0 1.089,00 532,03 186,26 Diện tích đất nông nghiệp DTDAT 1.000 m2 3 150 25,15 22.81 Quy mô vốn vay/1.000 m2 VONVAY 1000 Đồng 0 1.300 587,84 439,14 Lao động tham gia sản xuất LDONG Người 1 5 2,42 0,89 Trình độ học vấn của chủ hộ HOCVAN Năm 0 12 8,04 2,99 Chi phí sinh học/1.000 m2 MC 1000 Đồng 0,15 2.451,71 1.526,98 497.37 71
  7. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 64 – Tháng 8 Năm 2021 Nhỏ Lớn Bình Độ lệch Tiêu chí Tên biến ĐVT nhất nhất quân chuẩn Chi phí lao động/1.000 m2 LC 1000 Đồng 0 380,00 188,99 131,71 Chi phí cơ giới/1.000 m2 BC 1000 Đồng 200 430 306,73 48,96 Năng suất lúa/1.000 m2 NSLUA Kg 278 745 582,52 111,03 Kết quả phân tích thống kê mô tả cho thấy trồng lúa hòa vốn, có những chủ hộ không đi có sự chênh lệch giữa các hộ và độ lệch chuẩn học (số năm đi học = 0), và có hộ không vay cao. Biến thu nhập, có giá trị nhỏ nhất là 0 và vốn (Quy mô vốn vay = 0) và hộ không thuê lớn nhất là 1.089.000 đồng, các biến chi phí mướn lao động (chi phí lao động = 0). sinh học, quy mô vốn vay cũng có sự cách biệt. Hộ có thu nhập bằng 0 là những hộ nông dân 4.2. Kết quả phân tích hồi quy Bảng 2. Kết quả hồi quy mô hình lần thứ nhất Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa Hệ số hồi quy Ý nghĩa Giá trị t Hệ số Sai số chuẩn hóa (Sig.) Hằng số 11,161 3,631   3,294 0,001 LnDTDAT 0,131 0,035 0,286 3,789 0,000 LnVONVAY 0,482 0,156 0,206 3,097 0,003 LnLDONG 0,145 0,056 0,182 2,601 0,011 LnHOCVAN 0,110 0,037 0,184 2,987 0,004 LnMC -0,179 0,052 -0,224 -3,443 0,001 LnLC -0,114 0,144 -0,046 -0,795 0,429 LnBC -0,411 0,131 -0,208 -3,142 0,002 LnNSLUA 0,473 0,130 0,255 3,632 0,000 Biến phụ thuộc: LnTHUNHAP Kết quả hồi quy ở Bảng 2 cho biết, có 07 Vì vậy biến giải thích LnLC (chi phí lao động) biến độc lập đảm bảo có ý nghĩa thống kê với sẽ được loại khỏi mô hình là hợp lý và tiến hành độ tin cậy lớn hơn 95% (giá trị Sig. < 0,05). hồi quy lần thứ hai với các biến còn lại. Mô hình Riêng biến LnLC (Chi phí lao động) không hồi quy (*) ở trên sau khi loại biến chi phí lao đảm bảo có ý nghĩa thống kê vì có giá trị động (LnLC) được hiệu chỉnh như sau: Sig. = 0,429 lớn hơn 0,05. Kiểm tra hệ số tương LnTHUNHAP = B0 + B1LnDTDAT quan r (Correlation) các biến độc lập và biến + B2LnVONVAY + B3LnLDONG + phụ thuộc bằng kiểm định Pearson cho thấy, B4LnHOCVAN hệ số tương quan r của biến LnLC (Chi phí lao – B5LnMC – B7LnBC + B8LnNSLUA động) không có ý nghĩa thống kê ở mức 95% vì hệ số Sig. của biến LnLC = 0,582 lớn hơn 0,05. Thực hiện hồi quy mô hình này ta được: Bảng 3. Hệ số hồi quy lần thứ hai (Coefficients) Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa Hệ số hồi quy Giá trị Ý nghĩa VIF Hệ số B Sai số chuẩn hóa t (Sig.) Biến phụ thuộc: LnTHUNHAP Hằng số 11,306 2,883   3,921 0,000   72
  8. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 64 – Tháng 8 Năm 2021 Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa Hệ số hồi quy Giá trị Ý nghĩa VIF Hệ số B Sai số chuẩn hóa t (Sig.) Các biến độc lập LnDTDAT 0,117 0,028 0,275 4,157 0,000 1,666 LnVONVAY 0,409 0,145 0,171 2,830 0,005 1,387 LnLDONG 0,184 0,047 0,232 3,909 0,000 1,348 LnHOCVAN 0,146 0,032 0,242 4,503 0,000 1,102 LnMC -0,199 0,045 -0,261 -4,398 0,000 1,340 LnBC -0,350 0,112 -0,175 -3,137 0,002 1,183 LnNSLUA 0,424 0,111 0,237 3,826 0,000 1,467 Các kiểm định R2 0,686 R2 hiệu chỉnh 0,668 Thống kê F (sig) 37,427 (0,000) 4.3. Các kiểm định mô hình hồi qui Kiểm định mức độ phù hợp của mô hình Kiểm định tương quan từng phần của các Mô hình có R2 hiệu chỉnh là 0,668 > 0,5 hệ số hồi quy (50%), điều này có nghĩa là 66,8% thay đổi thu nhập trên 1.000 m2 đất của hộ nông dân trồng Bảng 3 cho biết, các biến LnDTDAT lúa được giải thích bởi các biến độc lập của mô có Sig. = 0,000; Biến LnVONVAY có hình. Kết quả phân tích ANOVA cho biết, giá Sig. = 0,005; Biến LnLDONG có Sig. = 0,000; Biến LnHOCVAN có Sig. = 0,000; Biến LnMC trị kiểm định F = 37,427 và có ý nghĩa thống kê có Sig. = 0,000; Biến LnBC có Sig. = 0,002; Biến vì Sig. = 0,000 < 0,01. Vì vậy, mô hình hồi quy LnNSLUA có Sig. = 0,000; Nghĩa là các biến này là phù hợp với dữ liệu nghiên cứu. tương quan có ý nghĩa với biến LnTHUNHAP Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến của các với độ tin cậy 99% (Sig. < 0,01). biến độc lập Bảng 4. Ma trận tương quan giữa các biến độc lập (Correlations) LnDTDAT LnVONVAY LnLDONG LnHOCVAN LnMC LnBC LnNSLUA LnDTDAT 1,000 LnVONVAY 0,443 1,000 LnLDONG 0,433 0,252 1,000 LnHOCVAN 0,117 0,058 0,153 1,000 LnMC -0,150 -0,229 0,109 -0,062 1,000 LnBC -0,225 -0,264 -0,184 -0,273 0,062 1,000 LnNSLUA 0,308 -0,030 0,310 0,071 0,383 -0,123 1,000 Bảng 4 cho thấy, hệ số tương quan r đó các biến độc lập không có quan hệ chặt chẽ (Correlations) của các biến độc lập với nhau với nhau. Do đó, mối quan hệ giữa các biến đều nhỏ hơn 0,5 và kết hợp với kết quả hồi quy độc lập không ảnh hưởng đáng kể đến kết quả ở Bảng 3 nói lên rằng hệ số phóng đại phương giải thích của mô hình hồi qui, kết luận không sai VIF (Variance Inflation Factor – VIF) của có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra giữa các các biến độc lập là rất nhỏ (nhỏ hơn 10), theo biến độc lập có ý nghĩa trong mô hình. 73
  9. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 64 – Tháng 8 Năm 2021 Kiểm định phương sai của phần dư thay Kiểm định phần dư có phân phối chuẩn đổi (phần dư của mô hình) (Std. Residual) Với mô hình đa biến, Park đề xuất sử dụng Để đảm bảo phần dư trong mô hình được hệ số Z thay cho biến phụ thuộc Y (Huỳnh thực hiện bằng ước lượng bình phương bé Thị Đan Xuân & Mai Văn Nam, 2011). Theo nhất (OLS) thỏa điều kiện giả thiết phương sai đó: Ln(u2) = b1 + b2LnZ (Z là ước lượng của có phân phối chuẩn. Phân tích cho thấy, phân biến phụ thuộc trong mô hình hồi quy chính phối phần dư xấp xỉ chuẩn (Std. Residual) với với Z = LnTHUNHAP). Và xác định u2 (phần trung bình (Mean) = 0 và độ lệch chuẩn (Std. dư chuẩn hóa bình thường của mô hình chính, Deviation) = 0,996 (xấp xỉ bằng 1), do đó có thể standardized residual square). Mô hình hồi kết luận rằng giả thiết phân phối chuẩn không quy phụ Ln(u2) = b1 + b2LnZ được ước lượng bị vi phạm khi sử dụng phương pháp hồi qui bằng phương pháp bình phương bé nhất (OLS) bội. Đồng thời, hình ảnh trực quan trên hình để kiểm định giả thiết: H0: b2 = 0 (không có 2 cho thấy, phần dư của mô hình có dạng đồ phương sai sai số thay đổi); H1: b2 ≠ 0 (phương thị hình chuông úp xuống đối xứng với tầng sai sai số thay đổi). Kết quả mô hình hồi quy số cao nhất nằm ngay giữa và các tầng số thấp phụ cho thấy hệ số Sig. trong kiểm định t của dần nằm ở hai bên, trị trung bình (mean) và trị biến LnZ bằng 0,671 > 0,05, theo đó chấp nhận trung vị (mediane) gần bằng nhau và độ xiên giả thuyết H0, kết luận cho thấy phần dư có (skewness) gần bằng zero, kết luận giả thiết phương sai không đổi. phân phối chuẩn không bị vi phạm. Hình 2. Tần số của phần dư chuẩn hóa 4.4. Kết quả nghiên cứu và thảo luận có ý nghĩa thống kê. Do đó, mô hình nghiên Từ các kết quả kiểm định mô hình hồi quy cứu chính thức về các yếu tố ảnh hưởng đến cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến, thu nhập của hộ nông dân trồng lúa tại huyện không có sự vi phạm về phương sai và mô hình Tân Hồng, tỉnh Đồng Tháp được xác định là: LnTHUNHAP = 11,306 + 0,117LnDTDAT + 0,409LnVONVAY + 0,184LnLDONG + 0,146LnHOCVAN – 0,199LnMC – 0,350LnBC + 0,424NSLUA 74
  10. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 64 – Tháng 8 Năm 2021 Kết quả mô hình nghiên cứu được giải thích có thu nhập cao với số lao động nhiều hơn như sau: sẽ chiếm tỷ trọng cao hơn so với nhóm hộ i) LnDTDAT (Diện tích đất nông nghiệp) có có số lao động ít. Điều này được giải thích hệ số β1 = 0,117. Trong trường hợp các yếu phù hợp với kết quả nghiên cứu của Abdulai tố khác không đổi, nếu diện tích đất tăng & CroleRees (2001), Yang (2004), Huỳnh lên 1% thì thu nhập trên 1.000m2 đất sẽ tăng Trường Huy (2007). Nguyễn Quốc Nghi và lên 0,117%. Kết quả này phù hợp với nghiên cộng sự (2011) cho rằng quy mô hộ có ảnh cứu của Phạm Tấn Hòa (2014), Đinh Phi Hổ hưởng tích cực đến thu nhập. và cộng sự (2010). Liên quan đến các vấn iv) LnHOCVAN (Trình độ học vấn của chủ đề về phân tích những thay đổi chính sách hộ) có hệ số β4 = 0,146. Trường hợp các yếu ở cấp độ nhóm hộ gia đình ở Việt Nam có tố khác không đổi khi trung bình số năm một số vấn đề cụ thể đặc biệt quan trọng, đó đi học của chủ hộ tăng 1% thì thu nhập sẽ là ảnh hưởng của tích tụ ruộng đất, chính tăng 0,146%. Kết quả này phù hợp với các sách giá cả đầu vào/đầu ra, công nghệ kỹ nghiên cứu của Nguyễn Lan Duyên (2014), thuật, chính sách tín dụng và thuế. Xiong và Niu (2010), Nguyễn Quốc Nghi và ii) LnVONVAY (Vốn vay) có hệ số β2 = 0,409. cộng sự (2011), Huỳnh Trường Huy (2007), Giả định các yếu tố khác không đổi khi trung Lê Khương Ninh (2014). Trình độ học vấn bình vốn vay tăng 1% thì thu nhập sẽ tăng ảnh hưởng đến khả năng tiếp thu kiến thức 0,409%. Kết quả này phù hợp với thực tế nông nghiệp, tiến bộ kỹ thuật sản xuất, tiếp tình hình vay vốn tại địa phương và kết quả cận thông tin, tính toán và lập kế hoạch sản nghiên cứu của Nguyễn Lan Duyên (2014), xuất, ảnh hưởng đến các thành viên trong Đinh Phi Hổ và cộng sự (2010), Nguyễn Tiến hộ trong quá trình tham gia sản xuất và tạo Dũng và cộng sự (2014), Phạm Tấn Hòa thu nhập. Theo kết quả nghiên cứu trong (2014) vì mục đích vay vốn của hộ nông dân sản xuất lúa thì chủ hộ có trình độ học vấn chủ yếu để phục vụ sản xuất nông nghiệp cao hơn sẽ cho thu nhập cao hơn. (chiếm 83%), kết quả phân tích thống kê thu v) LnMC (Chi phí sinh học) có hệ số nhập theo quy mô vốn vay cũng cho thấy β5 = –0,199. Trong trường hợp các yếu tố nhóm hộ có nhu cầu vay vốn có thu nhập khác không đổi, nếu chi phí sinh học tăng cao hơn nhóm hộ không vay (với mức thu 1% thì thu nhập sẽ giảm 0,199%, phù hợp nhập từ 200 đến 500 ngàn đồng, nhóm hộ có với kết quả nghiên cứu của Adil và cộng sự vay vốn chiếm tỷ trọng 65,5% so với nhóm (2004), Đinh Phi Hổ (2010), Huỳnh Trường hộ không vay là 34,5%). Hộ nông dân có vay Huy (2007) vì các nguyên nhân sau: Một là, vốn sẽ có điều kiện nhiều hơn về yếu tố vốn chi phí phân bón, thuốc BVTV là khoản chi nên có điều kiện cải thiện thu nhập, vì vậy quan trọng mà nông hộ trồng lúa đang lo điều này phù hợp với lý thuyết nghiên cứu. lắng vì không có được sự trợ giúp từ phía chính quyền về vấn đề sử dụng vật tư nông iii) LnLDONG (Lao động) có hệ số β3 = 0,184. nghiệp kém chất lượng (hiện tượng phân Trong trường hợp các yếu tố khác không bón giả, thuốc bảo vệ thực vật gây ô nhiễm đổi, nếu số người lao động tăng 1% thì thu môi trường, v.v.) nhưng chi phí lại cao. Hai nhập sẽ tăng 0,184%. Kết quả nghiên cứu là, tình hình biến đổi khí hậu khó lường cho thấy số lao động bình quân của hộ tại như hiện nay khiến cho việc canh tác lúa huyện Tân Hồng là 2,42 người/hộ và số càng trở nên khó khăn, đòi hỏi phải tăng nhân khẩu bình quân là 3,92 người, nghĩa cường các biện pháp phòng trừ sâu bệnh là số người phụ thuộc khoảng 1,5 người/hộ, hại, nghĩa là nông dân phải tăng lượng nếu hộ nông dân tăng số lao động sẽ giảm số phân bón, thuốc bảo vệ thực vật vì họ thiếu tỷ lệ phụ thuộc, kết quả phân tích thu nhập kiến thức và trình độ sản xuất lúa. Những của hộ theo số lao động cho thấy nhóm hộ điều này làm tăng giá thành, tăng chi phí 75
  11. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 64 – Tháng 8 Năm 2021 sản xuất làm giảm đáng kể thu nhập của hộ 5. Kết luận và hàm ý chính sách nông dân trồng lúa. Từ kết quả mô hình hồi quy cho thấy các vi) LnBC (Chi phí cơ giới) có hệ số β7 = –0,350, yếu tố ảnh hưởng đến thu nhập của hộ nông nếu các yếu tố khác không đổi khi chi phí dân trồng lúa là: Diện tích đất nông nghiệp tăng lên 1% sẽ làm giảm thu nhập 0,350%, (DTDAT), lao động tham gia sản xuất trong điều này phù hợp với kỳ vọng dấu ban đầu, hộ (LDONG), quy mô vốn vay từ các tổ chức tuy nhiên trái với kết luận nghiên cứu của tín dụng chính thức (VONVAY), trình độ học Đinh Phi Hổ và Phạm Ngọc Dưỡng (2010) vấn của chủ hộ (HOCVAN), chi phí sinh học cho rằng chi phí cơ giới thể hiện trình độ (MC), chi phí cơ giới (BC) và năng suất lúa ứng dụng công nghệ máy móc của nông dân (NSLUA). Qua đó, để nâng cao thu nhập cho sản xuất lúa ở Bến Tre cho nên chi phí cơ hộ nông dân trồng lúa tại huyện Tân Hồng, giới có tác động làm tăng thu nhập. Có vấn tỉnh Đồng Tháp, cần tập trung giải quyết các đề này là vì những nguyên nhân sau đây: vấn đề sau: Thứ nhất, hộ nông dân trồng lúa hiện nay Thực trạng diện tích đất manh mún, nhỏ lẻ chủ yếu phải thuê máy thu hoạch, máy làm đất nên nông hộ sản xuất một cách tự phát do đó như cày, xới, cải tạo đất bằng các hình thức đòi hỏi hộ nông dân trồng lúa cần phải thực thanh toán tính theo công (1.000 m2) với giá hiện tinh thần hợp tác với nhau và hợp tác với cả chủ yếu theo thông lệ địa phương, nghĩa là Nhà nước giúp giảm chi phí đầu tư, tăng chất với các loại máy móc này họ không tự trang bị lượng lúa và nâng giá bán. Hộ nông dân nên để giúp kiểm soát chi phí, giá một chiếc máy tham gia vào các mô hình sản xuất mới như gặt liên hợp khoảng trên 500 triệu đồng, do đó mô hình Hợp tác xã, tổ hợp tác ở địa phương, nông hộ sẽ bị lệ thuộc vào giá thuê mướn này. đa dạng hóa nguồn thu nhập, hay sản xuất lúa Thứ hai, vì diện tích đất nhỏ lẻ, manh mún theo mô hình VIETGAP. không có quy mô lớn nên việc cơ giới hóa máy Cần giải quyết vấn đề nguồn lực lao động móc trong sản xuất gặp nhiều khó khăn, do đó gia đình. Yếu tố lực lượng lao động trong gia hộ nông dân không thể tận dụng được lợi thế đình đóng góp 14,54% đối với thu nhập của quy mô để giảm thiểu chi phí lao động, chi phí hộ nông dân. Hộ nông dân cần phải: i) Đảm thuê máy móc. bảo sức khỏe gia đình, duy trì ổn định nguồn lao động hiện có. ii) Tăng cường áp dụng tiến vii) LnNSLUA (Năng suất lúa) có hệ số bộ khoa học kỹ thuật trong sản xuất nhằm hạn β8 = 0,424. Trong trường hợp các yếu tố khác chế sự phụ thuộc vào lao động con người, thay không đổi, nếu năng suất lúa trên 1.000 m2 thế bằng máy móc trong các khâu sản xuất lúa tăng lên 1% thì thu nhập trên 1.000 m2 sẽ từ làm đất, gieo xạ, chăm sóc đến thu hoạch. tăng lên 0,424%. Điều này phù hợp với kết Chủ hộ phải nâng cao trình độ học vấn để quả nghiên cứu của Nguyễn Tiến Dũng và tiếp cận, áp dụng khoa học kỹ thuật trong sản cộng sự (2014) cho rằng sản lượng lúa có xuất lúa bằng nhiều cách. Thực tế cho thấy quan hệ tuyến tính dương khá mạnh đến trong tiến trình hội nhập, nông sản sẽ đối mặt thu nhập của nông hộ ở Cần Thơ. Kết quả với nhiều thách thức. Nhiều sản phẩm nông này phù hợp với tình hình thực tế vì tình nghiệp do quy mô nhỏ lẻ, năng suất lao động hình sản xuất và cơ chế quản lý giá lúa hiện thấp, áp dụng tiến bộ khoa học kỹ thuật hạn tại của Nhà nước ở mức giá ấn định nông chế nên giá thành cao. Nguy cơ này đặc biệt dân không có cách nào khác nếu muốn tăng nguy hiểm đối với mặt hàng gạo gắn liền với lợi nhuận thì phải tăng sản lượng và đồng đối tượng dễ bị tổn thương trong hội nhập là nghĩa là tăng năng suất. nông dân. 76
  12. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 64 – Tháng 8 Năm 2021 Đối với chi phí sinh học (chi phí phân bón, dùng, sau khi thu hoạch, họ bán sản phẩm trả thuốc bảo vệ thực vật, nước tưới, giống) và chi nợ vay, rồi lại vay để tiêu dùng tiếp. Vật tư sản phí cơ giới (chi phí thuê máy móc, thiết bị), hộ xuất họ thường mua theo cách ghi sổ nợ ở các nông dân cần phải tính toán hợp lý trong việc đại lý. chi tiêu các khoản đầu vào cho cây lúa, bởi vì Để nâng cao năng suất lúa nông dân phải khi canh tác liên tục ba vụ lúa trong điều kiện nâng cao trình độ sản xuất, học hỏi và áp dụng ruộng thường xuyên bị ngập nước sẽ phát sinh các phương pháp, kỹ thuật canh tác mới. Sản bệnh hại, cây lúa còi cọc thì nông dân lại bón xuất lúa phụ thuộc rất nhiều vào trình độ canh thêm phân, sử dụng phân hóa học nhiều thì tác của chủ hộ, do đó hộ nông dân cần phải kích thích sâu bệnh nên phải dùng nhiều thuốc thực hiện hiệu quả năm nội dung kiến nghị bảo vệ thực vật hơn, khi đó thiên địch có lợi bị ở phần trình bày trên để nâng cao năng suất tiêu diệt, sâu rầy càng sinh sôi, lại càng dùng lúa trong điều kiện mang lại hiệu quả kinh tế, thuốc nhiều hơn nữa. Đây là vòng luẩn quẩn nhằm tránh tình trạng năng suất cao giá bán làm gia tăng gánh nặng chi phí sản xuất. thấp. Năng suất lúa đạt hiệu quả không đồng Hộ nông dân cần phải nhận thức được rằng nghĩa với sản lượng cao mà chất lượng kém, vay vốn không phải là một gánh nặng “nợ” mà vì năng suất cao phải có chất lượng cao thì phải biết tính toán sử dụng vốn vay một cách giá bán sẽ cao, ngược lại hộ nông dân chỉ chú hiệu quả. Thực tế cho thấy nhu cầu vay vốn của trọng tăng sản lượng để có năng suất cao trong hộ chiếm tỷ lệ 65,5%, trong đó mức vay bình khi chất lượng gạo làm ra kém thì giá bán sẽ quân từ 587.000 đồng/1.000 m2 chiếm 42% tỷ thấp và hộ nông dân sẽ rơi vào trường hợp trọng so với mức vay bình quân là khoảng 2,5 được mùa mất giá. triệu. Thực tế, các nông hộ chủ yếu vay để tiêu TÀI LIỆU THAM KHẢO Abdulai, A., & CroleRees, A. (2001). Determinants of income diversification amongst rural households in Southern Mali. Food policy, 26(4), 437-452. Démurger, S., Fournier, M., & Yang, W. (2010). Rural households’ decisions towards income diversification: Evidence from a township in northern China. China Economic Review, 21, S32-S44. Đinh Phi Hổ & Phạm Ngọc Dưỡng (2010). Một số giải pháp nhằm nâng cao thu nhập của người trồng cà phê ở khu vực Tây Nguyên. Tạp chí Phát triển Kinh tế, 8(250), 2-6. Đinh Phi Hổ & Chiv Vann Dy (2010). Mô hình định lượng các yếu tố ảnh hưởng đến thu nhập của hộ nông dân. Tạp chí Phát triển Kinh tế, 4(234), 32-36. Đinh Phi Hổ & Nguyễn Hữu Trí (2010). Từ mô hình định lượng, nhận diện các yếu tố ảnh hưởng đến năng suất lao động nông nghiệp ở tỉnh Bến Tre. Tạp chí Phát triển Kinh tế, 11(241), 29-33. Đinh Phi Hổ (2011). Phương pháp nghiên cứu định lượng và những nghiên cứu thực tiễn trong kinh tế phát triển – nông nghiệp. Nhà xuất bản Phương Đông. Hồ Cao Việt (2009). Động thái kinh tế – xã hội hộ nông dân trồng lúa vùng đồng bằng sông Cửu Long trong thời kỳ mới. Luận án tiến sĩ kinh tế, Trường Đại học Nông nghiệp Hà Nội. Huỳnh Thị Đan Xuân & Mai Văn Nam (2011). Phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến thu nhập của các hộ chăn nuôi gia cầm ở đồng bằng sông Cửu Long. Tạp chí khoa học Trường Đại học Cần Thơ, 17(17b), 87-96. Huỳnh Trường Huy (2007). Phân tích tác động của khoa học kỹ thuật đến hiệu quả sản xuất lúa tại Cần Thơ và Sóc Trăng. Đề tài nghiên cứu khoa học cấp trường. Tạp chí khoa học Trường Đại học Cần Thơ, 8(8), 47-56. 77
  13. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 64 – Tháng 8 Năm 2021 De Janvry, A., & Sadoulet, E. (2001). Income strategies among rural households in Mexico: The role of off- farm activities. World development, 29(3), 467-480. Lewis, W.A. (1954). Economic Development with Unlimited Supplies of Labour. Manchester school of Economic and Social Studies, 5(22). 131-191. Lê Khương Ninh (2014). Thực trạng nông hộ ở đồng bằng sông Cửu Long sau 7 năm thực hiện chính sách tam nông (2006-2013). Nghiên cứu kinh tế, 11(438), 62-70. Manjunatha, A. V., Anik, A. R., Speelman, S., & Nuppenau, E. A. (2013). Impact of Land Fragmentation, Farm Size, Land Ownership and Crop Diversity on Profit and Efficiency of Irrigated Farms in India. Land Use Policy, 31(3), 397–405. Nguyễn Quốc Nghi, Trần Quế Anh & Bùi Văn Trịnh (2011). Các nhân tố ảnh hưởng đến thu nhập của hộ gia đình ở khu vực nông thôn huyện Trà Ôn, tỉnh Vĩnh Long. Tạp chí Khoa học trường Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 6(3), 66-72. Nguyễn Đình Thọ (2013). Phương pháp nghiên cứu khoa học trong kinh doanh. NXB Lao động Xã hội. Nguyễn Lan Duyên (2014). Các yếu tố ảnh hưởng đến thu nhập của nông hộ ở An Giang. Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ, 3(2), 63-69. Nguyễn Tiến Dũng & Lê Khương Ninh (2014). Các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu quả kinh tế trong sản xuất lúa của nông hộ ở thành phố Cần Thơ. Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ, 36(36), 116-125. Oshima, H.T. (1993). Strategic Processes in Monsoon Asia’s Economic Development. Baltimore: The Johns Hopkins University Press. Park, S.S. (1992). Tăng trưởng và phát triển. Viện nghiên cứu quản lý Trung ương. Trung tâm thông tin – tư liệu. Phạm Lê Thông (2010). Hiệu quả kinh tế của vụ lúa Đông Xuân ở Đồng bằng Sông Cửu Long. Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ, 18(18a), 267-276. Phạm Tấn Hòa (2014). Phân tích thu nhập của hộ gia đình khu vực Đồng Tháp Mười, tỉnh Long An. Luận văn Thạc sĩ kinh tế, Trường Đại học Mở, Thành phố Hồ Chí Minh. Singh, I., & Strauss, J. (1986). Agricultural Household Models: Extensions, Applications, and Policy. Baltimore: The Johns Hopkins University Press. Adil, S. A., Badar, H., & Sher, T. (2004). Factors affecting gross income of small farmers in district Jhang- Pakistan. Pakistan Journal of Life and Social Sciences, 2(2), 153-155. Tổng Cục thống kê (2014). Niên giám thống kê năm 2014. Hà Nội. Xiong, Z., & Niu, Y. (2010). Factors affecting the income of farmers. Asian Agricultural Research, 2(5), 18-26. Yang, D. (2018). Education and Allocative Efficiency: Household Income Growth during Rural Reforms in China. Journal of Development Economics, 74(1), 137-162. 78
ADSENSE

CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD

THÔNG TIN
TRỢ GIÚP
HỖ TRỢ KHÁCH HÀNG
Theo dõi chúng tôi

Chịu trách nhiệm nội dung:

Nguyễn Công Hà - Giám đốc Công ty TNHH TÀI LIỆU TRỰC TUYẾN VI NA

LIÊN HỆ

Địa chỉ: P402, 54A Nơ Trang Long, Phường 14, Q.Bình Thạnh, TP.HCM

Hotline: 093 303 0098

Email: support@tailieu.vn

Giấy phép Mạng Xã Hội số: 670/GP-BTTTT cấp ngày 30/11/2015 Copyright © 2022-2032 TaiLieu.VN. All rights reserved.

 

Đồng bộ tài khoản
20=>2