Đặc điểm các hộ gia đình nữ sản xuất phi nông nghiệp

Qua điều tra 1050 hộ gia đình thì có tổng cộng 730 trên tổng số 1050 phiếu là phụ nữ tham gia mô hình phi nông nghiệp (chiếm 69,52%). Để đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến thu nhập trong hoạt động phi nông nghiệp của phụ nữ theo chuỗi liên kết sản xuất, trong số 730 hộ nữ lao động phi nông nghiệp thì có 488 hộ tham gia chuỗi liên kết sản xuất và 242 hộ không tham gia liên kết sản xuất.

Đặc điểm của hộ gia đình giữa nhóm hộ gia đình không tham gia chuỗi liên kết và nhóm hộ gia đình tham gia chuỗi liên kết có sự khác biệt ý nghĩa về số năm kinh nghiệm, số lao động được thuê và lợi nhuận (Bảng 1). Nhóm hộ không tham gia chuỗi liên kết có nhiều năm kinh nghiệm (8,02 năm) hơn có ý nghĩa thống kê so với nhóm còn lại (6,27 năm). Lợi nhuận trung bình chung cả hai nhóm thu được từ sản xuất phi nông nghiệp là 7,27 triệu/tháng. Nhóm hộ tham gia chuỗi liên kết thuê lao động nhiều hơn (trung bình 2,22 người/hộ) và dẫn đến thu được lợi nhuận trung bình cao hơn đáng kể, ở mức ý nghĩa 1% (9,14 triệu/tháng), trong đó, lợi nhuận cao nhất là 23,6 triệu đồng/tháng và thấp nhất là 450 nghìn đồng/tháng. Đối với nhóm hộ không tham gia chuỗi liên kết thì ít thuê nhân công (trung bình 0,57 người/hộ), chủ yếu sử dụng lao động trong gia đình và lợi nhuận thu được từ sản xuất phi nông nghiệp chỉ đạt trung bình 6,34 triệu/tháng, trong đó, lợi nhuận cao nhất là 98 triệu/tháng và thấp nhất là 340 nghìn đồng/tháng.

Bảng 1: Đặc điểm của hộ gia đình nữ sản xuất phi nông nghiệp khảo sát theo biến định lượng (biến liên tục)

Ghi chú: ** là khác biệt có ý nghĩa thống kê ở mức <0,01, * là khác biệt có ý nghĩa thống kê ở mức <0,05

Kết quả cho thấy có những hộ thu được lợi nhuận rất cao, song có những hộ thì thu được lợi nhuận rất thấp. Nguyên nhân sự chênh lệch này được cho là lợi nhuận từ các mô hình sản xuất phi nông nghiệp có thể bị ảnh hưởng bởi nhiều yếu tố và sẽ được thảo luận trong nghiên cứu này.

Bảng 2: Đặc điểm của hộ gia đình nữ sản xuất phi nông nghiệp khảo sát theo biến định tính

Bảng 2 cho thấy đa số hộ khảo sát nằm trong độ tuổi từ 36 đến 60 tuổi thuộc độ tuổi lao động. Phần lớn hộ có trình độ học vấn trung bình (>80% tổng số hộ có trình độ học vấn ở mức trung học phổ thông). Khoảng 20% còn lại đạt trình độ trung cấp/cao đẳng, đại học và sau đại học. Điều này cho thấy trình độ học vấn của nông hộ có cải thiện nhưng chưa đáng kể. Mặc dù phần lớn hộ gia đình đều thoát nghèo (>90% hộ không có sổ hộ nghèo), nhưng vẫn còn số ít hộ gia đình sống trong cảnh nghèo khó (khoảng 10% hộ nghèo).

Qua kết quả điều tra về đặc điểm hộ gia đình cho thấy rằng mặc dù số năm kinh nghiệm của hộ thấp hơn so với nhóm hộ không tham gia chuỗi liên kết, nhưng nhóm hộ tham gia chuỗi liên kết có số lao động được thuê cao hơn và lợi nhuận tạo ra nhiều hơn, kéo theo tình trạng kinh tế gia đình được cải thiện với số hộ nghèo rất thấp (2,5%). Điều này chứng tỏ rằng sản xuất phi nông nghiệp theo chuỗi liên kết có thể cải thiện đời sống của người dân, mang lại lợi nhuận cao và tạo công ăn việc làm cho lao động địa phương. Do đó, đề tài chỉ tập trung nghiên cứu và thảo luận các yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận đối với nhóm hộ có tham gia chuỗi liên kết.

Bảng 3: Ma trận hồi quy trong tương quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập đối với trường hợp phụ nữ sản xuất phi nông nghiệp tham gia chuỗi liên kết

**: Tương quan có ý nghĩa ở mức độ 0,01 (2 đuôi); *: Tương quan có ý nghĩa ở múc độ 0,05 (2 đuôi)

Kết quả mô hình nghiên cứu

Kiểm tra ma trận hệ số tương quan: Ma trận tương quan giữa biến phụ thuộc (lợi nhuận) và 12 biến độc lập gồm trình độ học vấn, số năm kinh nghiệm, số lao động trong gia đình tham gia sản xuất, số lao động được hộ thuê, hình thức thuê, mức độ làm việc thường xuyên, tình trạng kinh tế gia đình, vay vốn, sản phẩm đạt OCOP, khả năng giải quyết lao động gia đình, khả năng giải quyết lao động địa phương, hiệu quả. Căn cứ vào hệ số tương quan đạt mức ý nghĩa  5% để xây dựng mô hình hồi quy. Kết quả phân tích hệ số tương quan hạng Spearman's rho và kiểm định hai phía (2 tailed) thể hiện qua bảng

Kiểm định hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc (lợi nhuận) và 12 biến độc lập có hệ số tương quan dao động từ - 0,23 đến 0,3 (Bảng 3). Do tất cả các biến có hệ số tương quan ở mức trung bình (< 0,85) nên không có biến nào loại bỏ khỏi mô hình ước lượng. Giá trị Sig. của hệ tương quan < 0,05 thể hiện mối tương quan khá chặt chẽ giữa các biến độc lập (Số năm kinh nghiệm, Mức độ làm việc thường xuyên, Trình trạng kinh tế và Vay vốn) với biến lợi nhuận. Giá trị Sig. của hệ số tương quan < 0,01 thể hiện tương quan rất chặt chẽ của các biến độc lập (Số lao động được thuê và Tham gia sản phẩm OCOP) với biến lợi nhuận (Bảng 3).

Mô hình hồi quy được tóm tắt trong bảng 4 và đưa ra hệ số Durbin – Watson. Hệ số này dùng để kiểm định tương quan của các sai số kề nhau (hay còn gọi là tương quan chuỗi bậc nhất) có giá trị biến thiên trong khoảng từ 0 đến 4. Nếu phần sai số không có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau thi giá trị sẽ gần bằng 2 (từ 1 dến 3). Nếu giá trị càng nhỏ, gần về 0 thì các phần sai số có tương quan thuận. Nếu giá trị càng lớn, gần về 4 thì có nghĩa là các phần sai số có tương quan nghịch. Không có tương quan chuỗi bậc nhất thì dữ liệu thu thập tốt. Cụ thể trong nghiên cứu này, hệ số Durbin - Watson có giá trị bằng 1,174 < 2 (Bảng 4). Vì vậy, có thể kết luận rằng không có sự tương quan chuỗi bậc nhất trong mô hình.

Bảng 4: Tóm tắt mô hình hồi quy đối với trường hợp phụ nữ sản xuất phi nông nghiệp tham gia chuỗi liên kết

Giá trị R2 hiệu chỉnh phản ánh mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập lên biến phụ thuộc. Cụ thể trong mô hình này giá trị R2 là 0,287 (Bảng 4). Điều này có nghĩa là 12 biến độc lập đưa vào ảnh hưởng 28,7% lên sự thay đổi của lợi nhuận. Còn lại 71,3% là do các biến ngoài mô hình và sai số ngẫu nhiên ảnh hưởng đến biến phụ thuộc mà đề tài chưa xác định được.

Kiểm định độ phù hợp của mô hình đối với tập dữ liệu: Mục đích của kiểm định F là để kiểm tra xem mô hình hồi quy tuyến tính này có thể suy rộng ra và áp dụng cho tổng thể được hay không. Kết quả phân tích ANOVA cho thấy mô hình được chọn có giá trị F là 9,039 tại mức ý nghĩa Sig. = 0,000 < 0,05 (Bảng 5). Chứng tỏ rằng giả thuyết Ho (tập hợp các biến độc lập không có mối liên hệ với biến phụ thuộc) bị bác bỏ. Điều này có nghĩa là có ít nhất một biến độc lập có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc (β≠0). Do đó, mô hình hồi quy được lựa chọn trên đây phù hợp với dữ liệu và có thể suy rộng cho toàn tổng thể.

Kết quả phân tích hồi quy được thực hiện bằng phương pháp Enter thể hiện ở Bảng 6. Biến độc lập có hệ số Beta nào lớn nhất thì biến đó ảnh hưởng nhiều nhất đến biến phụ thuộc. Nếu hệ số Beta của biến âm nghĩa là biến có tác động nghịch với biến phụ thuộc. Nếu hệ số Beta của biến dương nghĩa là biến có tác động thuận với biến phụ thuộc. Các hệ số Beta của 04 biến độc lập gồm Số lao động được thuê, Hình thức thuê, Tham gia sản phẩm OCOP và Giải quyết lao động địa phương có ý nghĩa thống kê với Sig. < 0,05 (Sig. lớn nhất là 0,045 và nhỏ nhất là 0,000). Vì vậy, có 04 hệ số hồi quy của 04 biến độc lập có ý nghĩa thống kê trong mô hình hồi quy tuyến tính đa biến và có ý nghĩa giải thích cho biến phụ thuộc.

Bảng 5: Kết quả ANOVA đối với trường hợp phụ nữ sản xuất phi nông nghiệp tham gia chuỗi liên kết

Trong các biến trên thì biến Số lao động được thuê, Giải quyết lao động địa phương tác động thuận lên biến lợi nhuận do có hệ số hồi quy Beta dương. Còn lại biến Hình thức thuê và Tham gia sản phẩm OCOP  tác động nghịch đến lợi nghịch do có hệ số hồi quy Beta âm. Tất cả các biến độc lập còn lại như Trình độ học vấn, số năm kinh nghiệm, Số lao động trong gia đình tham gia sản xuất, Mức độ làm việc thường xuyên, Tình trạng kinh tế gia đình, Vay vốn, Giải quyết lao động trong gia đình và Hiệu quả trong mô hình hồi quy không có ý nghĩa thống kê vì giá trị Sig. đều lớn hơn 0,05 (trong đó Sig. lớn nhất = 0,911) (Bảng 6).

Hệ số VIF dùng để kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình. Kết quả nghiên cứu này cho thấy tất cả 04 biến độc lập đều có hệ số VIF < 2. Giá trị VIF lớn nhất là 1,882 < 2 (Bảng 6). Vì thế, có thể kết luận không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mô hình hồi quy.

Phương trình hồi quy chuẩn hóa về các yếu tố là nguyên nhân ảnh hưởng đến lợi nhuận thu được từ hoạt động phi nông nghiệp của phụ nữ tham gia chuỗi liên kết được thể hiện như sau:

Lợi nhuận = 0,538* Số lao động được thuê + 0,146 * Giải quyết lao động địa phương - 0,327 * Hình thức thuê  - 0,41 * Tham gia OCOP.

Từ kết quả phương trình hồi quy chuẩn hóa trên rút ra những nhận xét sau:

Hệ số biến Số lao động được thuê β4 = 0,538 có ý nghĩa thống kê trong mô hình ở mức 1%. Yếu tố này có tác động thuận đến lợi nhuận thu được từ sản xuất phi nông nghiệp của phụ nữ khi hộ tham gia chuỗi liên kết. Nghĩa là nếu số người lao động được hộ thuê tăng lên 1 người  và các yếu tố khác xem như không đổi thì lợi nhuận tăng thêm 0,538 triệu đồng. Điều này cho thấy hộ gia đình càng thuê nhiều người lao động sẽ góp phần tạo ra càng nhiều sản phẩm và do đó lợi nhuận sẽ tăng lên. Qua đó có thể thấy rằng lực lượng lao động có vai trò quan trọng trong quá trình sản xuất phi nông nghiệp của hộ gia đình. Nếu nguồn nhân lực địa phương được đào tạo có tay nghề thì sẽ là nguồn lực chính góp phần phát triển các ngành nghề phi nông nghiệp, cải thiện đời sống người dân khu vực. Trên thực tế, số lao động được thuê ít, trung bình chỉ có 2,22 người/hộ. Lý do là có thể quy mô sản xuất còn hẹp nên thuê ít nhân công. Do đó, chủ hộ cần mở rộng quy mô sản xuất, gia tăng số lao động làm việc để tăng năng suất lao động và thu nhập cho gia đình.

Bảng 6: Thông số các biến trong mô hình hồi quy đối với trường hợp phụ nữ sản xuất phi nông nghiệp tham gia chuỗi liên kết

Biến phụ thuộc: Lợi nhuận

Hệ số biến Khả năng giải quyết lao động địa phương β11 = 0,146 có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Yếu tố này tác động thuận với lợi nhuận của hộ. Nghĩa là nếu Khả năng giải quyết cho 1 lao động ở địa phương và các yếu tố khác xem không đổi thì lợi nhuận tăng thêm 0,146 triệu đồng. Điều này cho thấy rằng, càng tạo việc làm cho lao động địa phương thì càng thu được nhiều lợi nhuận. Do đó, hoạt động sản xuất phi nông nghiệp không những tạo thu nhập cho hộ mà còn gia tăng khả năng giải quyết lao động địa phương. Đây cũng là yếu tố quan trọng để các nhà lãnh đạo địa phương quan tâm hơn nữa trong vấn đề tạo việc làm cho lao động nông thôn, thúc đẩy đa dạng hóa ngành nghề phi nông nghiệp, vừa giúp lao động có việc làm, vừa tăng thêm lợi nhuận cho hộ gia đình, góp phần tạo an sinh xã hội và hạn chế tệ nạn.