Các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định tham gia hợp tác xã của nông dân trồng lúa: Trường hợp nghiên cứu ở Đồng bằng sông Cửu Long

Tóm tắt:

Từ khi áp dụng Luật Hợp tác xã năm 2012, mô hình hợp tác xã được quan tâm trong thực tiễn vì đã đem lại những kết quả lợi nhuận, thu nhập và chất lượng cuộc sống tốt hơn cho thành viên hợp tác xã so với sản xuất cá thể. Tìm hiểu về các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định tham gia hợp tác xã là những thách thức đối với các nhà nghiên cứu và những nhà chính sách ở Việt Nam. Dựa vào khung lý thuyết kinh tế học và thực tiễn Việt Nam, nhóm nghiên cứu tiến hành khảo sát trực tiếp 450 hộ nông dân trồng lúa ở đồng bằng sông Cửu Long (ĐBSCL) và sử dụng phân tích hồi quy Binary Logistic. Kết quả cho thấy các yếu tố ảnh hưởng bao gồm: Giới tính chủ hộ; Khoảng cách từ hợp tác xã đến chợ trung tâm gần nhất; Mức độ tiếp xúc với cán bộ khuyến nông; Khả năng tiếp cận tín dụng; Diện tích đất lúa; Cảm nhận lợi ích đem lại; Trình độ học vấn; Chính sách hỗ trợ; Tuổi chủ hộ.

Từ khóa: hợp tác xã nông dân trồng lúa, mô hình hồi quy Binary Logistic, đồng bằng sông Cửu Long.

1. Đặt vấn đề

Thành tựu nổi bật nhất của phát triển nông nghiệp trong thời gian qua chính là phát triển lúa gạo. Từ việc nhập khẩu lương thực bình quân hàng năm là 900.000 tấn của giai đoạn 1976-1980 (Bộ Nông nghiệp và Phát triển nông thôn, 2014), Việt Nam đã trở thành nước xuất khẩu gạo hàng đầu thế giới (hạng nhì sau Ấn Độ). Năm 2020, Việt Nam xuất khẩu 6,15 triệu tấn gạo, đạt kim ngạch 3,07 tỷ USD, sự ổn định lượng gạo xuất khẩu từ 4 - 5 triệu tấn hàng năm kể từ năm 2005, cho thấy khả năng phát triển bền vững đối với sản xuất lúa gạo (Hà Anh, 2021). Nguồn cung lúa gạo của Việt Nam không phải chỉ giải quyết cho cầu trong nước mà còn đảm đương vai trò giải quyết đáp ứng cầu lương thực cho cả thế giới. Đóng góp vào thành tựu này, ĐBSCL giữ vai trò quyết định với 50% sản lượng lúa, 95% sản lượng gạo xuất khẩu của quốc gia (K. Duyên, 2021). Số lượng hợp tác xã (HTX) ở ĐBSCL chiếm 12% so với cả nước và có 60% số HTX hoạt động hiệu quả (Bộ Kế hoạch và Đầu tư, 2020). Tuy nhiên, người sản xuất lúa vẫn phải đương đầu với những biến động giá, thu nhập và rủi ro của điều kiện bất thường của môi trường - thời tiết và nhất là sự cạnh tranh gay gắt của thị trường thế giới trong bối cảnh hội nhập quốc tế. Một trong những nguyên nhân chủ yếu của vấn đề trên là phần lớn do nông dân còn sản xuất nhỏ lẻ, phân tán dưới hình thức sản xuất hộ gia đình. Từ năm 2012, luật mới về HTX với nhiều cải cách, HTX được quan tâm trong thực tiễn vì đã đem lại những kết quả lợi nhuận, thu nhập và chất lượng cuộc sống hơn hẳn sản xuất cá thể. Tuy nhiên, rất ít nghiên cứu xem xét một cách hệ thống về bản chất hiệu quả mô hình HTX so với sản xuất cá thể. Trong bối cảnh hội nhập toàn cầu gắn với phát triển bền vững, nâng cao năng lực cạnh tranh và ổn định thu nhập của nông dân, nhất là nông dân sản xuất lúa gạo là vấn đề thách thức đối với quốc gia, trong đó phát triển mô hình HTX hiệu quả, phù hợp, giữ vai quan trọng đương đầu với các thách thức đó. Những vấn đề đặt ra cũng là những thách thức đối với các nhà nghiên cứu và những nhà chính sách ở Việt Nam. Bài viết này, tập trung vào 3 nội dung chính: (1) Xác định các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định tham gia HTX; (2) Phát triển mô hình kinh tế lượng cho quan hệ trên; (3) Gợi ý chính sách nhằm thu hút nông dân sản xuất cá thể vào mô hình hợp tác xã.

2. Tổng quan lý thuyết

2.1. Khái niệm

Hợp tác xã nông nghiệp: Hợp tác xã nông nghiệp (Agricultural Coparatives) là hình thức phối hợp của các nông dân độc lập. Các hợp tác xã được thành lập để bảo vệ các thành viên đương đầu với các công ty thương mại thường độc quyền. Ở Tây Âu, như Hà Lan và Đan Mạch, các HTX này xuất hiện thông qua cơ sở tự nguyện (Meulenberg, 2000). HTX có đặc thù riêng biệt: Hoạt động HTX gắn với thị trường, nhưng thặng dư do hợp tác xã tạo ra - đến tay các thành viên nông dân của HTX, theo tỷ lệ sản phẩm của họ được giao / mua đến / từ hợp tác xã, sau khi trừ đi các chi phí hoạt động của HTX và quỹ dự phòng. Nói chung, mục tiêu kinh tế chính của HTX nông nghiệp trên thị trường kinh tế là nâng cao thu nhập của các thành viên thông qua lợi thế như giảm chi phí sản xuất và giảm nội bộ hóa chi phí giao dịch (thông tin), với luồng thông tin tốt hơn về nhu cầu của người tiêu dùng và HTX cũng có thể hạ thấp những rủi ro của những bất ổn kinh tế và công nghệ, do đó làm giảm chi phí giao dịch (Harte, 1997; Ollila & Nilsson, 1997; Royer, 1999; Hendrikse & Verman, 2001; Szabó & Fertő, 2004). Các nguyên tắc hợp tác được quốc tế công nhận là: có tư cách pháp nhân; đồng sở hữu; thành viên tự nguyện thành lập và hợp tác tương trợ lẫn nhau trong hoạt động sản xuất, kinh doanh, tạo việc làm; hợp tác giữa các HTX; và quan tâm đến cộng đồng. Về cơ bản, hợp tác xã là một tổ chức kinh tế đồng sở hữu và do chính HTX kiểm soát phân phối lợi ích một cách công bằng trên cơ sở sử dụng nguồn lực của mình và đóng góp của các thành viên (Barton, 1989). Theo Luật mới Hợp tác xã ở Việt Nam (Quốc hội, 2012), hợp tác xã là tổ chức kinh tế tập thể, đồng sở hữu có tư cách pháp nhân, do ít nhất 7 thành viên tự nguyện thành lập và hợp tác tương trợ lẫn nhau trong hoạt động sản xuất, kinh doanh, tạo việc làm nhằm đáp ứng nhu cầu chung của thành viên trên cơ sở tự chủ, tự chịu trách nhiệm, bình đẳng và dân chủ trong quản lý HTX. Sự khác biệt của Luật mới HTX so với Luật HTX năm 2003 thể hiện HTX không phải là doanh nghiệp mà là tổ chức kinh tế tập thể, đồng sở hữu có tư cách pháp nhân hoạt động với mục tiêu là lợi ích chứ không phải lợi nhuận; HTX là tổ chức kinh tế của những người yếu thế có cùng nhu cầu và lợi ích, liên kết lại và tương trợ lẫn nhau trong việc chống lại sức ép của thị trường để tự bảo vệ mình và phát triển các hoạt động sản xuất kinh doanh, giải quyết việc làm và hướng đến các lợi ích chung của thành viên và cộng đồng.

2.2. Lý thuyết nền tảng

Lý thuyết phân công lao động: theo Smith (1997), phân công lao động và hợp tác lao động là hai mặt cùng thống nhất với nhau trong một quá trình lao động. Phân công lao động phải làm sao cho sự hợp tác lao động được diễn ra, hợp tác lao động phải dựa trên cơ sở của sự phân công lao động. Nếu muốn quá trình lao động được gắn kết chặt chẽ, tăng hiệu quả lao động thì quá trình phân công lao động phải hợp lý. Sự cải tiến lớn nhất về mặt năng suất lao động và phần lớn kỹ năng, sự khéo léo, óc sáng tạo, sự phán đoán đúng đắn có được dường như là nhờ sự phân công lao động. Kế thừa lý thuyết Phân công lao động của Smith, Các Mác (1988), cho rằng phân công lao động được chia thành 2 loại hình cơ bản là phân công lao động xã hội và phân công lao động ở công trường thủ công. 2 hình thức phân công lao động này có mối quan hệ chặt chẽ, làm cơ sở chung cho mọi nền sản xuất hàng hóa. Cách thức tổ chức lao động có sự phân công lao động hợp lý sẽ thúc đẩy cho quá trình sản xuất của các công trường thủ công đạt năng suất cao hơn rất nhiều lần so với trước đó và hình thành chuyên môn hóa sản xuất.

Lý thuyết về liên kết: liên kết kinh tế là hình thức hợp tác phối hợp hoạt động do các tổ chức kinh tế tiến hành trên cơ sở tự nguyện thực hiện nhằm thúc đẩy quá trình sản xuất, kinh doanh phát triển theo hướng có lợi nhất cho các bên tham gia liên kết, trong khuôn khổ pháp luật của Nhà nước. Mục đích của liên kết kinh tế hỗ trợ lẫn nhau giữa các bên liên kết nhằm tạo ra sự ổn định cho các hoạt động kinh tế, được thực hiện thông qua các quy chế hoạt động để tiến hành phân công sản xuất, kinh doanh nhằm khai thác tốt các tiềm năng, lợi thế của các bên tham gia liên kết để tạo ra sức mạnh trên thị trường, bảo vệ lợi ích cho nhau. Trong điều kiện của kinh tế thị trường, mô hình hợp tác về thực chất là các hình thức liên kết kinh tế. Các hình thức liên kết bao gồm: liên kết ngang; liên kết dọc và liên kết tích hợp.

Liên kết ngang (Horizontal linkages): là sự hợp tác của các chủ thể trong cùng một giai đoạn của quá trình sản xuất trong các ngành giống nhau hoặc khác nhau (Rehber, 2000; Gibbon & Ponte, 2005). Trong nông nghiệp, liên kết ngang thể hiện liên kết những người nông dân với nhau như tổ hợp tác sản xuất, HTX sản xuất - kinh doanh nông sản. Lợi ích của hình thức liên kết ngang là khai thác lợi thế về quy mô sản xuất, giảm giá thành sản xuất, tăng lợi nhuận cho các chủ thể và đặc biệt là tăng lợi thế cạnh tranh thị trường so với hộ nông dân sản xuất cá thể.

Liên kết dọc (Vertical linkages): là mối liên kết giữa các chủ thể ở các công đoạn liên tiếp khác nhau trong quá trình sản xuất (Rehber, 2000; Gibbon & Ponte, 2005). Trong sản xuất nông nghiệp, liên kết dọc thể hiện liên kết những người nông dân với người cung cấp giống, vật tư nông nghiệp, bảo vệ thực vật, tín dụng, chế biến và tiêu thụ sản phẩm. Hình thức liên kết này ở Việt Nam phổ biến với dạng mô hình “cánh đồng lớn”. Lợi ích của hình thức liên kết dọc là giảm chí phí chuỗi, giảm rủi ro, nông dân tiếp cận thông tin thị trường và nguồn lực vốn, khoa học công nghệ và đảm bảo được thị trường tiêu thụ sản phẩm, khai thác được chuyên môn hóa trong phân công lao động (Christopher & Jonathan, 2009).

Liên kết tích hợp dọc - ngang (Vertical –- horizontal linkages): là mối liên kết phối hợp cả dọc và ngang, liên kết giữa các chủ thể ở các công đoạn và liên kết giữa các chủ thể ở các công đoạn liên tiếp khác nhau trong quá trình sản xuất (Rehber, 2000). Hình thức liên kết này ở Việt Nam phổ biến với dạng mô hình HTX sản xuất nông nghiệp.

Lý thuyết về hành động hợp lý: Lý thuyết về hành động hợp lý (Theory of reasoned action, TRA) của Ajzen & Fishbein (1980) cho rằng, ý định hành vi dẫn đến hành vi và ý định được quyết định bởi thái độ cá nhân, cùng sự ảnh hưởng của chuẩn chủ quan (Sự tác động của người khác cũng dẫn tới thái độ của họ). Trong đó, thái độ và chuẩn chủ quan có tầm quan trọng trong ý định hành vi. Mô hình này được sử dụng để dự đoán cách mà cá nhân sẽ hành xử dựa trên thái độ và ý định hành vi đã có từ trước của họ. Mối tương quan cao giữa ý định hành vi và hành vi thực tế đã được xác nhận trong nhiều nghiên cứu (Sheppard và cộng sự, 1998). Tuy nhiên, vẫn còn nhiều tranh luận về mối quan hệ gắn kết giữa ý định hành vi và hành vi thực tế, vì trong hoàn cảnh nhất định, ý định hành vi không phải lúc nào cũng dẫn đến hành vi thực tế.

Lý thuyết hành vi hoạch định: Lý thuyết hành vi hoạch định (The Theory of Planned Behaviour, TPB) của Ajzen (1991) cho rằng ý định thực hiện hành vi sẽ chịu ảnh hưởng bởi 3 nhân tố như thái độ đối với hành vi, quy chuẩn chủ quan và nhận thức về kiểm soát hành vi. Như vậy, thuyết hành vi hoạch định (TPB) được phát triển từ lý thuyết hành động hợp lí và khắc phục được hạn chế về việc cho rằng hành vi của con người là hoàn toàn do kiểm soát lí trí. 3 yếu tố quyết định cơ bản trong lí thuyết này gồm: (i) Yếu tố cá nhân là thái độ cá nhân đối với hành vi về việc tích cực hay tiêu cực của việc thực hiện hành vi; (ii) Về ý định nhận thức áp lực xã hội của người đó, vì nó đối phó với nhận thức của áp lực hay sự bắt buộc có tính qui tắc nên được gọi là chuẩn chủ quan; và (iii) Cuối cùng là yếu tố quyết định về sự tự nhận thức (self-efficacy) hoặc khả năng thực hiện hành vi, được gọi là kiểm soát nhận thức hành vi. Lý thuyết cho thấy tầm quan trọng của thái độ đối với hành vi, chuẩn chủ quan và kiểm soát nhận thức hành vi dẫn đến sự hình thành của một ý định hành vi.

Lý thuyết cảm nhận hữu dụng: theo lý thuyết cảm nhận hữu dụng (Useful perception theory), trong nông nghiệp, những biện pháp hay giải pháp kỹ thuật mới thường được cảm nhận mang nhiều rủi ro hơn các biện pháp truyền thống và sẽ là rào cản cho quyết định lựa chọn ứng dụng khi người nông dân sẽ không biết chắc về hiệu quả, hữu dụng và sẽ có xu hướng trì hoãn ứng dụng nhằm chờ đợi kết quả thử nghiệm (Feder và cộng sự, 1985). Do đó, Feder & O'Mara (1981) cho thấy thông qua việc tiếp cận với nguồn thông tin chính thống, được trải nghiệm kết quả sẽ giúp nông dân cảm thấy mức độ rủi ro, sự không chắc chắn giảm trong khi họ lại nhận thấy được sự hiệu quả, hữu ích khi ứng dụng và qua đó gia tăng xác suất lựa chọn ứng dụng.

Các lý thuyết nền tảng trên có liên quan đến nghiên cứu này trong việc giải thích hiệu quả của mô hình hợp tác xã hơn sản xuất cá thể vì khai thác được chuyên môn hóa trong phân công lao động, lợi thế về quy mô, tiếp cận các nguồn lực: vốn, công nghệ, nâng cao sức mạnh mặc cả thị trường, có thị trường tiêu thụ nông sản và cũng giải thích lý do mà nông dân cá thể tham gia vào mô hình hợp tác xã.

2.3. Các nghiên cứu thực nghiệm liên quan đến các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định tham gia hợp tác xã nông nghiệp

Nghiên cứu về các hợp tác xã nông nghiệp (HTXNN) ở China cho thấy trình độ học vấn, mức độ chấp nhận rủi ro, quy mô diện tích, chi phí hoạt động, vị trí địa lý và loại cây trồng, quy mô thành viên HTX, nhận thức về vai trò, hiệu quả hoạt động của HTX là các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định tham gia các HTXNN (Zheng và cộng sự 2012; Wenyi và cộng sự, 2013). Nghiên cứu về HTXNN ở Ethiopia cho biết các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định tham gia HTX bao gồm: độ tuổi, trình độ học vấn, khả năng tiếp cận tín dụng, tiếp cận sự hỗ trợ đào tạo và giáo dục, tuổi của chủ hộ, nhu cầu tiếp cận đầu vào nông nghiệp, nhận thức của nông dân về mức độ đầy đủ / hấp dẫn của cổ tức được chia, nhận thức về tầm quan trọng kinh tế xã hội của HTX, sự tin tưởng đối với ban quản lý hợp tác xã, nhu cầu tiêu thụ đầu ra sản phẩm thông qua HTX của các hộ gia đình (Nugusse và cộng sự, 2013; Msimango & Oladele, 2017; Gashaw & Kibret, 2018). Nghiên cứu về các tổ chức HTXNN ở vùng nông thôn Nigeria cho thấy các yếu tố ảnh hưởng bao gồm: thu nhập cao hơn; độ tuổi (trẻ), giới tính (nam); quy mô diện tích (nhỏ); tiếp xúc khuyến nông; trình độ văn hóa; trạng hôn nhân, tình trạng văn hóa, quy mô hộ gia đình; bất bình đẳng về giới; tài chính không đầy đủ, áp lực trả nợ vay, thiếu tín dụng (Ogunleye và cộng sự; 2015; Awotide và cộng sự, 2015; Echukwu & Nwankwo, 2021).

Từ thập niên 2000, nhiều nghiên cứu trên thế giới, South Africa (Msimango & Oladele, 2017); Crotia (Nedanov & Zutinic, 2018); Turkey (Karl và cộng sự, 2006); Iran (Arayesh, 2011); Malawi (Maonga và cộng sự, 2017); Cameroon (Balgah, 2019) cho thấy các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định tham gia HTX sản xuất nông nghiệp bao gồm: giới tính, độ tuổi, tiếp xúc khuyến nông, được tiếp cận với các dịch vụ vận tải và các dịch vụ của chính phủ, cải thiện lợi nhuận, được hưởng lợi từ tiền mặt, trợ cấp đầu vào và các dịch vụ do các hợp tác xã nông nghiệp cung cấp, khả năng tiếp cận tốt hơn với thị trường vốn và tạo cơ hội sử dụng vốn đầu tư vào HTX thông qua ứng dụng công nghệ hiện đại vào nông nghiệp. Kết quả nghiên cứu ở Việt Nam cũng cho thấy các yếu tố ảnh hưởng bao gồm: Trình độ văn hóa, quy mô đất canh tác, khả năng tiếp cận tín dụng, vốn xã hội, tiếp cận với tiện ích mở rộng và tiếp cận thị trường (Luu Tien Dung, 2019).

Từ thập niên 2000 đến nay, tổng hợp các nghiên cứu thực nghiệm cho thấy có 6 nhóm yếu tố ảnh hưởng đến quyết định tham gia HTXNN của nông dân: Vốn con người; Vốn vật chất; Vốn xã hội; Cảm nhận hữu dụng; Khả năng tiếp cận thị trường; Chính sách trợ giúp của chính phủ. Nghiên cứu tiến hành khảo sát 20 chuyên gia quản lý trong ngành Nông nghiệp ở thành phố Cần Thơ và Sóc Trăng để nhận diện cụ thể các nhóm yếu tố cho phù hợp với đặt thù nông nghiệp Việt Nam.

Vốn con người: Giới tính; Tuổi; và Trình độ văn hóa của chủ hộ.

Vốn vật chất: Diện tích đất trồng lúa; Khả năng tiếp cận tín dụng.

Vốn xã hội: Chủ hộ tham gia các hiệp hội nông dân, đoàn thể, câu lạc bộ nông dân; và mức độ tiếp xúc với cán bộ khuyến nông.

Cảm nhận hữu dụng: Chủ hộ có cảm nhận lợi ích đem lại từ HTX; Vai trò HTX trong kinh tế - xã hội.

Khả năng tiếp cận thị trường: Khoảng cách các từ HTX đến trung tâm thương mại địa phương.

Chính sách trợ giúp của Chính phủ: Đầu tư cơ sở hạ tầng nông thôn; Đầu tư ứng dụng công nghệ mới trong sản xuất, chế biến lúa gạo; Vay vốn các định chế tín dụng chính thức; Tiếp cận thông tin thị trường.

3. Mô hình nghiên cứu và các giả thuyết

Tổng quan lý thuyết và nghiên cứu thực nghiệm là cần thiết để nghiên cứu thêm nhằm mở rộng lý thuyết, cung cấp thêm bằng chứng thực nghiệm và các hàm ý chính sách liên quan đến các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định tham gia HTX. Các nghiên cứu trước đây nêu bật những hiểu biết sâu sắc về các yếu tố ảnh hưởng và đo lường chủ yếu bằng định tính, mô tả thống kê, mô hình hồi quy tuyến tính, nhưng chưa cung cấp cơ sở đầy đủ cho một khung phân tích toàn diện về các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định nông dân tham gia HTX trồng lúa. Do đó, mục đích của nghiên cứu này là mở rộng các phát hiện từ các nghiên cứu trước đây và phân tích tích hợp các yếu tố trong phân tích hồi quy Binary Logistic. Nhóm nghiên cứu lựa chọn mô hình nghiên cứu cho ĐBSCL như sau:

Nhóm nghiên cứu lựa chọn mô hình nghiên cứu cho ĐBSCL như Hình 1, Bảng 1.

Hình 1: Mô hình nghiên cứu

Giả thuyết: Dựa trên các nghiên cứu thực nghiệm, nghiên cứu đề nghị giả thuyết sau:

H1: Giới tính của chủ hộ tác động tích cực đến quyết định tham gia HTX;

H2: Độ tuổi của chủ hộ tác động tích cực đến quyết định tham gia HTX;

H3: Trình độ văn hóa của chủ hộ tác động tích cực đến quyết định tham gia HTX;

H4: Diện tích đất lúa của hộ nông dân tác động tích cực đến quyết định tham gia HTX;

H5: Khả năng tiếp cận tín dụng của hộ tác động tích cực đến quyết định tham gia HTX;

H6: Tham gia các hiệp hội nông dân, đoàn thể, câu lạc bộ nông dân tác động tích cực đến quyết định tham gia HTX;

H7: Mức độ tiếp xúc với cán bộ khuyến nông tác động tích cực đến quyết định tác động tích cực đến quyết định tham gia HTX;

H8: Cảm nhận lợi ích đem lại từ HTX tác động tích cực đến quyết định tác động tích cực đến quyết định tham gia HTX;

H9: Cảm nhận vai trò kinh tế - xã hội của HTX tác động tích cực đến quyết định tác động tích cực đến quyết định tham gia HTX;

H10: Khoảng cách các từ HTX đến trung tâm thương mại địa phương tác động tích cực đến quyết định tham gia HTX;

H11: Chính sách hỗ trợ của chính quyền tác động tích cực đến quyết định tham gia HTX;

Bảng 1. Định nghĩa các biến và kỳ vọng

Đinh Phi Hổ

4. Thiết kế nghiên cứu

4.1. Mô hình định lượng

Mô hình nghiên cứu có dạng: Y = f(X1, X2,…,X11)

Dạng khái quát của mô hình hồi quy tuyến tính:

Xi: Các biến độc lập; Y: biến phụ thuộc; u: phần dư.

Theo Howitt & Cramer (2011), khi biến phụ thuộc là dạng biến giả (Dummy variable, Y = 1; Y= 0), mô hình thích hợp là mô hình hồi quy Binary Logistic. Trong nghiên cứu này, biến phụ thuộc là biến giả nên nghiên cứu áp dụng mô hình hồi quy Binary Logistic.

Mô hình hồi quy Bianay Logistic có dạng khái quát sau:

Đinh Phi Hổ

Trong đó:

P(Y=1) = P₀: Xác suất hộ quyết định tham gia HTX.

P(Y = 0) = 1- P₀: Xác suất hộ quyết định không tham gia HTX.

Xi: các biến độc lập (i: từ 1 đến 11); Ln: Log của cơ số e (e = 2,714).

Hệ số Odds (O0):

(Hệ số Odds)

Thế O₀ vào phương trình (1):

Log của hệ số Odds là một hàm tuyến tính với các biến độc lập Xi (Cox, 1958).

Phương trình (2) có dạng hàm Logit, ước lượng các hệ số hồi quy bằng phương pháp Maximum Likelihood (ML).

4.2. Thu thập và xử lý dữ liệu

Chúng tôi đã tiến hành khảo sát 450 quan sát tại 6 huyện của 3 tỉnh ở ĐBSCL đại diện cho các vùng sinh thái nông nghiệp, gồm: An Giang, Cần Thơ, Sóc Trăng. Sóc Trăng với hệ sinh thái nước ngọt phù sa, sinh thái rừng ngập mặn và hệ sinh thái cồn cát vùng bãi ngang cửa sông, ven biển. Cần Thơ với hệ sinh thái nước ngọt phù sa, cái nôi của ĐBSCL. An Giang với hệ sinh thái nước ngọt phù sa và rừng ngập nước tiêu biểu cho vùng Tây sông Hậu. Trên mỗi địa bàn, chọn khảo sát 50% số quan sát là các hộ sản xuất cá thể và 50% số quan sát là các hộ sản xuất lúa trong các HTX.

Tất cả những người trả lời được xác định là chủ hộ, với phương pháp lấy mẫu phân tầng thuận tiện, tiến hành từ tháng 3 năm 2018 đến tháng 3 năm 2019. Sau khi thực hiện xử lý dữ liệu, đã có 420 quan sát đảm bảo phù hợp và sử dụng để phân tích dữ liệu. Toàn bộ việc xử lý số liệu được tiến hành dựa trên phần mềm SPSS phiên bản 20.0. Dữ liệu được thu thập thông qua phỏng vấn trực tiếp bằng bảng câu hỏi chi tiết để kiểm định mô hình và các giả thuyết nghiên cứu.

5. Kết quả

5.1. Mô tả đặc điểm đối tượng khảo sát

Giới tính và quyết định ứng dụng CNM: Trong 420 hộ khảo sát, chủ hộ là nam chiếm chủ yếu (83%). Chủ hộ quyết định tham gia HTX là 62%. (Hình 2, Hình 3)

Hình 2: Giới tính chủ hộ (%)

Hình 3: Tham gia HTX (%)

Bảng 2. Giá trị trung bình của các biến

Bảng 2 cho thấy trung bình tuổi của chủ hộ là 41; trình độ học vấn: lớp 8; diện tích đất nông nghiệp: 3000 m²; số lần tiếp xúc với cán bộ khuyến nông: 2/vụ sản xuất; khoảng cách từ nhà đến chợ trung tâm gần nhất: 5 Km.

Vay tiền từ các định chế tín dụng chính thức: Có 66,4% hộ vay các định chế tín dụng chính thức. (Hình 4)

Hình 4: Tình trạng vay các ĐCTDCT (%)

Tham gia các hiệp hội nông dân, đoàn thể, câu lạc bộ nông dân, khuyến nông: Có 71,4% hộ tham gia. (Hình 5)

Hình 5: Tình trạng tham gia các hiệp hội (%)

5.2. Kết quả hồi quy (Bảng 3, Bảng 4, Bảng 5)

Bảng 3. Hệ số hồi quy

Kiểm định Wald cho thấy biến X6 và X9 có Sig. > 0,05; Các biến còn lại đều có Sig. ≤ 0,05. Dấu của các hệ số hồi quy phù hợp với giả thuyết. R² Nagelkerke = 0,941, như vậy 94,1% thay đổi của biến phụ thuộc được giải thích bởi các biến độc lập của mô hình. Kiểm định Omnibus với Sig. ≤ 0,05, về tổng thể, các biến độc lập tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc. Như vậy, các biến độc lập tác động có ý nghĩa thống kê với biến Y “Quyết định tham gia HTX gồm: X1, X2, X3, X4, X5, X7, X8, X10, X11.

Bảng 4. Mức độ tác động của các yếu tố ảnh hưởng đến Quyết định áp dụng CNM

Ghi chú: Cách tính Pi trong Phụ lục

Trong Bảng 4, thứ tự tác động đến “Quyết định tham gia HTX” mạnh đến thấp nhất: X1 (Giới tính chủ hộ); X10 (Khoảng cách từ HTX đến chợ trung tâm gần nhất); X7 (Mức độ tiếp xúc với cán bộ khuyến nông); X5 (Khả năng tiếp cận tín dụng); X4 (Diện tích đất lúa); X8 (Cảm nhận lợi ích đem lại); X3 (Trình độ học vấn); X11 (Chính sách hỗ trợ); X2 (Tuổi chủ hộ).

Bảng 5. Kết quả kiểm định các giả thuyết

Bảng 5 cho thấy, ngoại trừ H6 và H9, các giả thuyết còn lại được chấp nhận với mức tin cậy trên 95%.

Dự báo kịch bản thay đổi khả năng tham gia HTX

Sau khi loại X6 và X9, phương trình hồi quy của mô hình:

Y= -14.721 + 2.867X1 - 0.057X2 + 0.809X3 + 1.314X4 + 2.888X5 + 1.723X7 + 2.747X8 -0.604X10 + 2.693X11 (3)

Bảng 6. Giá trị thống kê các biến và kịch bản

Kịch bản 1 (KB1): Xi là những biến độc lập với những giá trị thấp nhất theo kỳ vọng mô hình lý thuyết

Kịch bản 2 (KB1): Xi là những biến độc lập với những giá trị cao nhất theo kỳ vọng mô hình lý thuyết

Bảng 7. Dự báo với kịch bản các yếu tố tác động

Ghi chú: Cách tính E(Y/Xi) xem phần Phụ lục

Thế các giá trị KB1 vào phương trình (3), có kết quả LogOdds. Nếu hộ có các điều kiện dưới đây thì hộ này có xác suất “Quyết định tham HTX” là 0%.

X1 = 0 (Chủ hộ là nữ); X2 = 63 (Tuổi chủ hộ); X3 = 1 (Trình độ học vấn); X4=2 (Diện tích đất trồng lúa); X5 = 0 (Khả năng tiếp cận tín dụng); X7 = 0 (Mức độ tiếp xúc với cán bộ khuyến nông); X8 = 0 (Cảm nhận lợi ích đem lại); X10 = 13 (Khoảng cách Km từ HTX đến chợ trung tâm gần nhất bằng); X11 = 0 (Chính sách hỗ trợ của chính quyền).

Kịch bản 2 (KB1): Xi là những biến độc lập với những trị tốt nhất

Thế các giá trị KB2 vào phương trình (3), có kết quả LogOdds. Nếu hộ có các điều kiện dưới đây thì hộ này có xác suất “Quyết định tham HTX” là 100%.

X1 = 1 (Chủ hộ là nam); X2 = 20 (Tuổi chủ hộ); X3 = 12 (Trình độ học vấn); X4 = 5 (Diện tích đất trồng lúa); X5 = 0 (Khả năng tiếp cận tín dụng); X7 = 4 (Mức độ tiếp xúc với cán bộ khuyến nông); X8 = 1 (Cảm nhận lợi ích đem lại); X10 = 1 (Khoảng cách Km từ HTX đến chợ trung tâm gần nhất bằng); X11 = 1 (Chính sách hỗ trợ của chính quyền).

6. Thảo luận và hàm ý chính sách

Một là, nghiên cứu đã xác định 6 nhóm yếu tố ảnh hưởng đến quyết định tham gia HTX, bao gồm: Vốn con người, Vốn vật chất, Vốn xã hội, Cảm nhận hữu dụng; Khả năng tiếp cận thị trường và Chính sách hỗ trợ của chính quyền.

Nhóm yếu tố “Vốn con người” bao gồm: Giới tính, Tuổi, Trình độ học vấn của chủ hộ. Kết quả này tương tự kết quả nghiên cứu về các HTX nông nghiệp ở vùng nông thôn Nigeria của Awotide và cộng sự (2015).

Nhóm yếu tố “Vốn vật chất” bao gồm: Diện tích đất trồng lúa, Khả năng tiếp cận tín dụng. Kết quả này tương tự kết quả nghiên cứu Zheng và cộng sự (2012) về HTX nông nghiệp ở China; Nghiên cứu về Hợp tác xã nông nghiệp ở Ethiopy của Geremew & Gobena (2019).

Nhóm yếu tố “Vốn xã hội” bao gồm: Mức độ tiếp xúc với cán bộ khuyến nông. Kết quả này tương tự kết quả nghiên cứu về các HTX nông nghiệp ở vùng nông thôn Nigeria của Awotide và cộng sự (2015); Nghiên cứu về HTX nông nghiệp ở Việt Nam của Luu Tien Dung (2019).

Nhóm yếu tố “Cảm nhận hữu dụng” và “Khả năng tiếp cận thị trường” bao gồm Cảm nhận lợi ích đem lại, Khoảng cách từ HTX đến chợ trung tâm gần nhất. Kết quả này tương tự kết quả nghiên cứu về HTX nông nghiệp ở Ethiopy của Gashaw & Kibret (2018); Nghiên cứu về HTX nông nghiệp ở Việt Nam của Luu Tien Dung (2019).

Nhóm yếu tố “Chính sách hỗ trợ chính quyền” tương tự kết quả nghiên cứu về HTX nông nghiệp ở South Africa của Msimango & Oladele (2017).

Hai là, nghiên cứu đã xác định mức độ tác động từng yếu tố từ mạnh đến yếu: Giới tính chủ hộ; Khoảng cách từ HTX đến chợ trung tâm gần nhất; Mức độ tiếp xúc với cán bộ khuyến nông; Khả năng tiếp cận tín dụng; Diện tích đất lúa; Cảm nhận lợi ích đem lại; Trình độ học vấn; Chính sách hỗ trợ; Tuổi chủ hộ.

Kết quả này hàm ý để nâng cao khả năng hộ nông dân tham gia HTX cần quan tâm đến: (i) Đầu tư vào vốn con người ở vùng nông thôn; (ii) Khuyến khích nông dân tham gia vào các hiệp hội nông dân, đoàn thể, câu lạc bộ khuyến nông và nâng cao chất lượng dich vụ khuyến nông ở nông thôn, nhất là các điểm trình diễn ứng dụng công nghệ mới; (iii) Tiếp tục đầu tư đường xá và hệ thống trung tâm thương mại - dịch vụ ở nông thôn; và tiếp tục hoàn thiện các chính sách hỗ trợ cho phát triển HTX, nhất là khuyến khích ứng dụng công nghệ mới vào sản xuất lúa gạo.

7. Kết luận và hạn chế nghiên cứu

Nghiên cứu hiện tại nhằm mục đích mở rộng khung lý thuyết và cung cấp bằng chứng thực nghiệm về hành vi nông dân tham gia HTX với bằng chứng từ ĐBSCL, Việt Nam. Các phát hiện làm nổi bật vai trò mạnh mẽ của các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định tham gia HTX của nông dân trồng lúa thông qua mô hình phân tích hồi quy Binary Logistic.

Nghiên cứu có một số hạn chế nhất định. Các đối tượng khảo sát chỉ lấy từ 3 tỉnh ở ĐBSCL, nên hạn chế tính khái quát của nghiên cứu. Nghiên cứu trong tương lai nên khảo sát nhiều tỉnh và nhiều vùng khác nhau ở Việt Nam và so sánh để nâng cao tính khái quát của các phát hiện. Hơn nữa, nghiên cứu này chỉ xem xét 11 yếu tố tác động đến hành vi nông dân quyết định tham gia HTX, còn có những yếu tố khác nữa tác động mà nghiên cứu này chưa đề cập đến.

TÀI LIỆU THAM KHẢO:

Agresti A. (2007). An Introduction to Categorical Data Analysis. New York: A John Wiley & Sons Pubplication.
Ajzen, I. (1991). The Theory of Planned Behavior. Organizational Behavior and Human Decision Processes, 50(2), 179-211.
Ajzen, I., and Fishbien, M. (1980). Understanding attitudes and predicting social behavior. Englewood Cliffs, NJ: Prentice-Hall.
Arayesh, B. (2011). Identifying the Factors Affecting the Participation of Agricultural Cooperatives' Members. American Journal of Agricultural and Biological Sciences, 6(4), 560-566.
Awotide, B.A., Awoyemi, T.T., and Fashogbon, A. (2015). Factors Influencing Smallholder Farmers’ Participation in Cooperative Organization in Rural Nigeria. Journal of Economics and Sustainable Development, 6(17), 87-97.
Balgah, R.A. (2019). Factors Influencing Coffee Farmers’ Decisions to Join Cooperatives. Sustainable Agriculture Research, 8(1), 42- 58.
Barton, D.G. (1989). What is a cooperative? In Cooperatives in agriculture, ed. D. Cobia, 1-20. New Jersey, USA: Prentice-Hall, Inc.
Bộ Kế hoạch & Đầu tư (2020). Sách Trắng: Hợp tác xã Việt Nam năm 2020. NXB Thống kê.
Bộ Nông nghiệp và Phát triển nông thôn (2014). Quyết định số 3367/QĐ-BNN-TT: Quy hoạch chuyển đổi cơ cấu cây trồng trên đất trồng lúa giai đoạn 2014 - Truy cập tại: https://thuvienphapluat.vn/van-ban/Linh-vuc-khac/Quyet-dinh-3367-QD-BNN-TT.
Các Mác (1988, Bản dịch). Tư bản, quyển 1, phần thứ nhất, trang 152; 153; 155; 413, 417, 418. Nhà xuất bản Tiến bộ Matxcova 0 Nhà xuất bản Sự thật Hà Nội.
Christopher, C., and Jonathan, M. (2009). Trading Up: How a Value Chain Approach Can Benefit the Rural Poor. COPLA Global: Overseas Development Institute
Cox, D.R. (1958). The regression analysis of binary sequences. Journal of the Royal Statistical Society, 20(2), 215-
Echukwu, I.J., and Nwankwo, F.O. (2021). Determinants of women participation in agricultural cooperatives in Kogi State, Nigeria: A socio-economic approach. Global Journal of Applied, Management and Social Sciences (GOJAMSS), 21, 51-61.
Feder, G., Just, R. E., and Zilberman, D. (1985). Adoption of agricultural innovations in developing countries: A survey. Economic development and cultural change, 33(2), 255-298.
Feder, G., and O'Mara, G. T. (1981). Farm size and the diffusion of green revolution technology. Economic Development and cultural change, 30(1), 59-76.
Gashaw, B.A., and Kibret, S.M. (2018). Factors Influencing Farmers’ Membership Preferences in Agricultural Cooperatives in Ethiopia. American Journal of Rural Development, 6(3), 94-103.
Geremew, A., and Gobena, G. (2019). Factors Influencing Members' Participation in Agricultural Cooperatives: A Case of Selected Farmers' Multipurpose Cooperatives in Dandi Woreda, Ethiopia. Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3463957.
Gibbon, P., and Ponte, S. (2005). Trading Down: Africa, Value Chains and the Global Economy. Temple University Press, Philadelphia, PA.
Hà Anh (2021). Việt Nam tiếp tục duy trì vị thế về xuất khẩu gạo. Truy cập tại: https://dangcongsan.vn/kinh-te/viet-nam-tiep-tuc-duy-tri-vi-the-ve-xuat-khau-gao-580926.html.
Harte, N. L. (1997). Creeping Privatisation of Irish Cooperatives: A Transaction Cost Explanation. In Nilsson, J. and Van Dijk, G. (eds), Strategies and Structures in the Agro-Food Industries. Assen: Van Gorcum, 31-53.
Hendrikse, G.W.J., and Veerman, C.P. (2001). Marketing Co-operatives: An Incomplete Contracting Perspective. Journal of Agricultural Economics, 52, 53-64.
Howitt, D., and Cramer, D. (2011). An Introduction to Statistics in Psychology. UK: Prentice Hall.
Karl, B., Bilgic, A., and Celik, Y. (2006). Factors Affecting Farmers’ Decision to Enter Agricultural Cooperatives Using Random Utility Model in the South Eastern Anatolian Region of Turkey. Journal of Agriculture and Rural Development in the Tropics and Subtropics, 107(2), 115-
Duyên (2021). Tổng quan bức tranh phát triển vùng ĐBSCL giai đoạn 2010 – 2019. Truy cập tại: http://songoaivu.tiengiang.gov.vn/chi-tiet-tin?/tong-quan-buc-tranh-phat-trien-vung-ong-bang-song-cuu-long-giai-oan-2010-019/31490179
Luu Tien Dung (2019). A Multinomial Logit Model Analysis of Farmers’ Participation in Agricultural Cooperatives: Evidence from Vietnam. Applied Economics Journal, 27(1), 1-22.
Maonga, B.B., Chilemba, J., and Maganga, A.M. (2017). Determinants of smallholder farm household decision to access agricultural support services in Malawi. International Journal of Development and Sustainability, 6(1), 16-32.
Meulenberg, M.T.G. (2000). Voluntary marketing institutions in food marketing systems. In van Tilburg, A., Moll, H.A.J. and Kuyvenhoven, A. (eds), Agricultural Markets beyond Liberalization. Dordrecht: Kluwer Academic Publishers, 213-233.
Msimango, B., and Oladele, O.I. (2017). Factors Influencing Farmers’ Participation in Agricultural Cooperatives in Ngaka Modiri Molema District. Journal of Human Ecology, 44(20), 113-119.
Nedanov, A., and Zutinic, D. (2018). A Correspondence Analysis of Motivational Factors for Joining Agricultural Cooperatives in Croatia. New MEDIT, 3, 79-92.
Nugusse, W. Z., Huylenbroeck, G. V. & Buysse, J. (2013). Determinants of rural people to join cooperatives in northern Ethiopia. International Journal of Social Economics, 40(12), 1094-1107.
Ogunleye, A.A , Oluwafemi,Zacchaeus O, Arowolo, K.O., and Odegbile, O.S. (2015). Analysis of Socio Economic Factors Affecting Farmers Participation in Cooperative Societies in Surulere Local Government Area of Oyo State. IOSR Journal of Agriculture and Veterinary Science, 8(5), 40-44.
Ollila, P. and Nilsson, J. (1997). The Position of Agricultural Cooperatives in the Changing Food Industry of Europe. In Nilsson, J. and van Dijk, G. (eds), Strategies and Structures in the Agro-Food Industries. Assen: Van Gorcum, 131-150.
Quốc Hội (2012). Luật Hợp tác xã số: 23/2012/QH13. Truy cập tại: https://thuvienphapluat.vn/van-ban/Doanh-nghiep/Luat-hop-tac-xa-2012.
Rehber, E. (2000). Vertical Coordination in the Agro-Food Industry and Contract Farming: A Comparative Study of Turkey and the USA. Food Marketing Policy Center Research, Report No. 52.
Royer, J.S. (1999). Co-operative organizational strategies: A Neo-Institutional Digest. Journal of Cooperatives, 14, 44-67.
Smith, A. (1997, Bản dịch). Của cải của các dân tộc, quyển 1, chương 1, trang 53-54; trang 63; chương 2, trang 63-65. Nhà xuất bản Giáo dục.
Szabó G. G. and Fertő, I. (2004). Issues of vertical co-ordination by co-operatives: a Hungarian case study in the fruit and vegetable sector. In: Berács, J., Lehota, J., Piskóti, I. and Rekettye, G. (eds), Marketing Theory and Practice. A Hungarian Perspective. Budapest: Akadémiai Kiadó, 2004, 362- 379.
Wenyi, H., Lanying, L., Hongwei, T., Fei, W., and Xueqin, C. (2013). Analysis of Factors Influencing Farmers’ Participation in Forest Farmers Cooperatives Based on Empirical Research of Zhejiang Province. Asian Agricultural Research, USA-China Science and Culture Media Corporation, 5(02), 1-4.
Zheng, S., Wang, Z., and Awokuse, T.O. (2012). Determinants of Producers' Participation in Agricultural Cooperatives: Evidence from Northern China. Applied Economic Perspectives and Policy, 34(1), 167-186.

PHỤ LỤC

Tính Pi: Giả sử xác suất hộ nông dân tham gia HTX ban đầu là (P₀), do tác động của biến Xi, xác suất hộ đó là hộ quyết định tham gia HTX sẽ là Pi. Theo Agresti (2007), Pi được xác định:

Đinh Phi Hổ

Trong đó: e^Bi là hệ số tác động của biến i.

Kịch bản dự báo thay đổi quyết định tham gia HTX:

Theo Agresti (2007), dạng dự báo của mô hình:

Đinh Phi Hổ

FACTORS AFFECTING THE DECISION OF RICE FARMING HOUSEHOLDS TO JOIN COOPERATIVES: A CASE STUDY IN THE MEKONG DELTA

Assoc.Prof.Ph.D DINH PHI HO

Phan Thiet University

Master. QUACH THI MINH TRANG

Faculty of Politics – Administration, Vietnam National University – Ho Chi Minh City

Ph.D NGUYEN QUOC NGHI

Can Tho University

Master. NGUYEN VAN HOA

Soc Trang Province Department of Social Insurance

Master. HUYNH DINH PHAT

Pham Van Dong University

Abstract:

Since the 2012 Law on Cooperatives took effect, the model of cooperative has attracted interest as it has brought more profits, and improved income and quality of life of cooperative members than individual production. It is important for researchers and policymakers in Vietnam to understand the factors affecting the decision of members to take part in cooperatives. Based on the theoretical framework of economic theory and Vietnamese practice, this study directly surveyed 450 rice farming households in the Mekong Delta and used Binary Logistic regression to analyze surveyed data. The study finds out that there are some factors affecting the decision of surveyed households to join cooperatives, including Gender of household head, Distance from the cooperative to the nearest major market, Frequency of contact with agricultural extension officers, Access to credit, Rice land area, Perceived benefits brought by the cooperative, Education level, Supporting policies and Age of household head.

Keywords: rice-growing cooperative, Binary Logistic Regression Model, the Mekong Delta.