76 Nguyễn Hữu Dũng cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 76-88 TÍN DỤNG VI MƠ VÀ VIỆ ỤNG GIỐNG LÚA CẢI TIẾN Ở NÔNG THÔN VIỆT NAM NGUYỄN HỮU DŨNG Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh – nhdung@ueh.edu.vn PHẠM TIẾN THÀNH Trường Đại học Tôn Đức Thắng – phamtienthanh@tdt.edu.vn (Ngày nhận: 13/06/2017; Ngày nhận lại: 02/08/2017; Ngày duyệt đăng: 04/08/2017) TÓM TẮT Nghiên cứu thực nhằm mục đ c t tr tín dụng vi mô việc áp dụng giống lúa cải tiến Việt Nam Nghiên cứu sử dụng mơ hình Double-Hurdl ( g đoạn) liệu từ Đ ều tra tiếp cận nguồn lực hộ g đìn nông t ôn V ệt N (VARHS) nă 2014 Kết ước lượng cho thấy tín dụng vi k ông tác động lên định nông dân g đoạn, bao gồm có áp dụng hay khơng mức độ áp dụng Tuy nhiên, nghiên cứu c ứng n người nông dân sử dụng tín dụng vi mơ cho hoạt động phi nơng nghiệp c ăn nuô , c ứ hoạt động trồng trọt Từ khóa: Double-Hurdl ; G ống lú t ến; T n dụng ô; VARHS Microcredit and Adoption of the Improved Rice Varieties in Rural Vietnam ABSTRACT T obj ct of t s r s rc s to n st g t t ff ct of crocr d t on f r rs’ dopt on of t pro d rice varieties in Vietnam This research applies Double-hurdle (two-stage) model and a large-scale dataset from Vietnam Access to Resources Household Survey (VARHS) in 2014 The estimated results show that microcredit has no significant effect on the two-stage decisions of farmers at both stages, including whether to adopt and how much to adopt However, the research proves that farmers use microcredit for non-farm and raising livestocks activities, but not for cultivation Keywords: Double-Hurdle; Improved Rice Varieties; Microcredit; VARHS G Nơng nghiệp đóng tr qu n trọng kinh tế quốc g đ ng p át triển Nông nghiệp g úp đảm bảo an ninh lương t ực tạo thu nhập nhằm mục tiêu phát triển kinh tế Bên cạn đó, nơng ng ệp nguồn thu cho hộ vùng nông thôn qua việc buôn bán nông sản cho thị trường nước xuất Do đó, ệc cải thiện lượng chất nông sản mố qu n tâ àng đầu quốc g đ ng phát triển (Bonnin Turner, 2012) Tuy nhiên, dân số quốc đ ng p át tr ển tăng q trìn t ị hố ngày diễn r n n c óng Đ ều khiến cho nguồn quỹ đất dành cho nông nghiệp ngày bị thu hẹp Do đó, ệc tăng sản lượng thông qua mở rộng theo chiều rộng không phù hợp Vì thế, giải pháp khả thi để nâng c o lượng chất củ đầu nơng nghiệp c n ứng dụng khoa học công nghệ Nghiên cứu thực nghiệm thực tế cho thấy vai trò khoa học cơng nghệ việc nâng c o suất từ nâng cao thu nhập củ người nông dân Khoa học công nghệ nông nghiệp thể qua nhiều tiêu chí, chẳng hạn n g ống vật ni trồng (Shiferaw cộng sự, 2008), phân bón (Ricker-Gilbert cộng sự, 2011), … Do Nguyễn Hữu Dũng cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 76-88 77 giới hạn mặt liệu, nghiên cứu sử dụng giống lúa cải tiến (giống mớ ) để đại diện cho việc ứng dụng khoa học công nghệ nơng nghiệp Lúa gạo đóng tr qu n trọng giới quốc g đ ng p át tr ển n V ệt Nam Việc ứng dụng giống lúa cải tiến xem biện pháp hiệu giúp nâng c o suất cải thiện mức sống nông hộ (Sall cộng sự, 2000; Shiferaw cộng sự, 2008; Berceril Abdulai, 2010) Tuy nhiên, thực tế, việc ứng dụng khoa học công nghệ mớ t ường đ ỏi chi phí cố địn b n đầu cao tiềm ẩn nhiều rủi ro Đ ều gây trở ngại cho định ứng dụng khoa học công nghệ củ ngườ nông dân, đặc biệt nông dân bị hạn chế mặt tài Một số nghiên cứu c ỉ tín dụng thúc đẩy việc đầu tư đổi nông nghiệp (Es r n Kot l, 0; ll r cộng sự, 8) Đ ều lý giải t ơng qu c ế sau: Thứ nhất, tín dụng giúp giảm hạn chế tài củ người nơng dân, từ ọ có đủ tà c n để đầu tư c o nơng ng ệp; thứ hai, tín dụng giúp ngườ nông dân tăng k ả gán c ịu rủi ro xảy ra, từ t úc đẩy địn đầu tư c o k o ọc công nghệ Các nghiên cứu trước xem xét yếu tố tác động đến việc ứng dụng giống lúa mới, n ưng c tập trung vào việc phân tích sâu vai trò tín dụng Bên cạn đó, ng ên cứu trước hầu n c ỉ xem xét định nông dân việc có áp dụng giống hay khơng Có nghiên cứu phân tích định củ người nơng dân hai giai đoạn, bao gồm có áp dụng hay không mức độ áp dụng bao nhiêu? Đ ểm nghiên cứu c n phân tích vai trò tín dụng ô định củ người nông dân việc ứng dụng giống lúa cải tiến g đoạn Để thực mục tiêu nghiên cứu này, mơ hình Double-Hurdl (H bước) sử dụng để phân tích T n dụng nông ng ệp, b o gồ t n dụng ô, ột t ức g úp k ắc p ục ệc ạn c ế ề tà c n Đã có ột số ng ên cứu t tr củ ốn y ệc áp dụng công ng ệ nông ng ệp s r n Kot l (1 0), D gn cộng (2000) c ỉ r b c ế tác động củ t n dụng lên ệc áp dụng k o ọc công ng ệ nông ng ệp T ứ n ất, t n dụng cung cấp c o nông dân ột k oản ốn g úp ọ k ắc p ục k ó k ăn ề tà c n , từ ọ có ột k oản t ền để đầu tư sản xuất k n n T ứ , t n dụng g úp ngườ nông dân nâng c o k ả gán c ịu rủ ro T ứ b , t n dụng g úp đ ều oà k oản c t ó ng là, ệc đầu tư sản uất nông ng ệp t ường t ề ẩn n ều rủ ro, ệc t ếp cận ốn có t ể g úp ngườ nông dân tr ng trả k oản t d ng t ết yếu góp p ần g ả n ẹ tác động từ rủ ro ngồ uốn Từ đó, ọ có t ể s địn đầu tư c o k o ọc công ng ệ s r n Kot l (1 0) kết luận ệc t ếp cận k oản ốn y s t úc đẩy ngườ nông dân c uyển từ oạt động t rủ ro s ng rủ ro c o d r l (1993), Kud cộng (2011) c o t n dụng ột n ững yếu tố t úc đẩy ệc ứng dụng g ống ngô ác tác g ả l g ả t n dụng g úp ngườ nơng dân k ắc p ục k ó k ăn ề tà c n từ t úc đẩy ệc ứng dụng g ống ngô Ng ên cứu củ T kl old cộng (201 ) c o t ệc k ó k ăn ề tà c n nguyên n ân gây cản trở ệc áp dụng g ống ngô S to ll r (200 ) đư r kết luận t n dụng tác động đến ệc áp dụng g ống ngô l đố trường ợp ộ bị ạn c ế ề tà c n n ưng k ơng có tác động đến địn củ ộ k ông bị ạn c ế ề tà c n ên cạn đó, tác g ả c n kết luận t n dụng tác động đến ức độ áp dụng 78 Nguyễn Hữu Dũng cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 76-88 n ưng k ơng có tác động đến ệc có áp dụng hay khơng Ab t cộng (201 ) kết luận t n dụng t úc đẩy ệc áp dụng công ng ệ nơng ng ệp (p ân bón, g ống trồng) ên cạn đó, tác động củ ốn lên ệc áp dụng g ống k ác n u p ụ t uộc quy ô đất đ củ ộ ụ thể là, t n dụng c ỉ có tác động t úc đẩy ệc áp dụng đố trường ợp ộ có d ện t c đất lớn ơn ct Đồng t , ng ên cứu c ỉ r c ỉ có t n dụng từ ợp tác ã có tác động t úc đẩy ệc áp dụng, k t n dụng từ tổ c ức tà c n k ơng có tác động P ng p áp ng ên cứu 3.1 Phương pháp ước lượng Ng ên cứu sử dụng quy Doubl Hurdl ( bước) để p ân t c tác động củ t n dụng ô lên địn áp g ống lú t ến củ ộ ìn Doubl -Hurdl ìn p ợp k p ân t c địn củ ộ g đoạn gồ có áp dụng y k ơng ức độ áp dụng b o n n Hu ng (1 ), oolr dg (2002) Martínez-Espiđeira (2006) cho ìn Doubl -Hurdl tốt ơn ột dạng tổng qt ơn so ìn Tob t Gọi U iA U iN lợi ích (ut l ty) người nông dân nhận từ việc áp dụng k ông áp dụng giống lúa cải tiến Nông hộ s địn áp dụng giống lúa cải tiến lợi ích từ việc áp dụng lớn ơn lợi ích từ việc k ơng áp dụng ( Ui*  UiA  UiN  ) Tuy nhiên, khơng thể qu n sát lợi ích nông hộ từ việc áp dụng giống cải tiến Việc áp dụng giống cải tiến phụ thuộc đặc đ ểm hộ nông trại (Becerril Abudulai, 2010) Dựa nghiên cứu Becerril Abdulai (2010), mơ hình áp dụng giống cải tiến thể p ương trình sau: Ui   ' X i   i (1) Trong đó, U i biến tiềm ẩn đại diện cho việc áp dụng giống cải tiến (1=Nếu có áp dụng; 0=Nếu khơng áp dụng) X biến giả t c có tác động đến định áp dụng giống cải tiến (T n dụng ô, đất đ , l o động, ),  i sai số Theo Tambo Abdoulaye (2012), việc ứng dụng cơng nghệ định hai bước, gồm có áp dụng hay khơng s u áp dụng Các định thực đồng thời tách biệt Mơ ìn Tob t t ường d ng để phân tích địn thực đồng thời Trong k đó, ìn Doubl -Hurdle phù hợp ơn k định hai bước thực tách rờ n u (T bo Abdoul y , 2012) Mơ hình Double-Hurdle có l tốt ơn mơ hình Tobitkhi nghiên cứu nhằm mục đ c phân tích định hộ g đìn ( lund ll g r, 87) oolr dg (2002) c o nên sử dụng mơ hình Double-Hurdle mơ hình Tobit khơng phù hợp Mơ hình Double-Hurdl khở đầu Cragg (1 71) P ương trìn mơ hình DoubleHurdl thể n s u: G đoạn thứ (có áp dụng giống cải tiến hay không): Ui   ' X i   i (2) G đoạn thứ hai (mức độ áp dụng giống cải tiến): Yi   ' Zi  ui (3) Trong đó, U i biến tiềm ẩn thể việc có hay khơng áp dụng giống lúa cải tiến, U i nhận giá trị nông hộ có áp dụng khơng áp dụng Yi thể mức độ áp dụng giống lúa cải tiến X Z biến giả t c sử dụng bước thứ bước thứ hai củ ìn Doubl -Hurdl (T n dụng ô, đất đ , l o động, )  i ui sai số Nghiên cứu thực nghiệm cho thấy b ến hai mơ hình giống (Detre cộng sự, 2011) khác (Asfaw cộng sự, 2011) Trong nghiên cứu Nguyễn Hữu Dũng cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 76-88 79 này, X Z gồm biến số giống n n u, thực kiể định Likelihood-Ratio (LR) để chọn mơ hình phù hợp Ở bước thứ nhất, sử dụng mơ hình Logit Prob t để xem xét địn có t g k ông ( ngy ntuo ung , 2008) Ở bước thứ hai, nghiên cứu thực nghiệm cho thấy sử dụng hồi quy Truncated (Detre cộng sự, 2011), hồi quy OLS (Cragg, 1966) Nghiên cứu sử dụng mơ hình Probit Hồ quy Trunc t d để thực việc ước lượng c o bước củ ìn Doubl -Hurdle Bên cạn đó, ng ên cứu sử dụng đồng thời mơ hình Double-Hurdl Tob t để so sánh từ định mơ hình phù hợp ơn K ể định Likelihood-Ratio (LR) sử dụng để phân tích việc nông hộ địn bước đồng thời hay tách biệt Kiể định LR so sánh giá trị LogLikelihood từ mơ hình Double-Hurdle Tobit (Wooldridge, 2010) Kiể định LR thể p ương trình sau:   2( LLT  LLP  LLTR ) (4) Trong LLT , LLP LLTR giá trị Log-Likelihood mơ hình Tobit, Probit Truncated Nếu giá trị  lớn ơn giá trị tới hạn bìn p ương (  ), mơ hình Double-Hurdl xem phù hợp ơn ìn Tob t, ngược lại ch n n ph n ch Để ước lượng p ương trìn (2) ( ), ìn ng ên cứu sử dụng b ến số trìn bày ảng Đố b ến p ụ t uộc, g đoạn sử dụng b ến g ả b ến nhận giá trị nơng ộ có áp dụng g ống lú cải tiến (gồm giống lúa lai từ Việt Nam, giống lúa lai từ Trung Quốc giống đị p ương cải tiến), k ông áp dụng Ở g đoạn 2, ng ên cứu trước c o t ức độ áp dụng g ống có t ể đo lường d ện t c g o trồng, số lượng g o trồng oặc số t ền u g ống (Asf cộng sự, 2011; son S l , 201 ) Trong ng ên cứu này, số t ền u g ống sử dụng để t ể ện ức độ áp dụng g ống lú Đố b ến độc lập ( ), b ến t n dụng ô b ến c n tập trung p ân t c Trong ng ên cứu này, t n dụng ô địn ng k oản y n ỏ ơn 100 tr ệu đồng y từ nguồn c n t ức sử dụng c o ục đ c sản uất (K ô cộng sự, 201 ; T àn Dũng, 2017; T àn , 2017) ên cạn b ến t n dụng ô, ng ên cứu c n đư b ến k ể soát k ác ngy ntuo ung (2008) c o c có l t uyết cụ t ể c ỉ r nên đư b ến g ả ìn Doubl -Hurdl k t yếu tố tác động đến ệc áp dụng g ống Dự ng ên cứu t ực ng ệ (S ll cộng sự, 2000; ngy ntuo ung , 2008), n ó yếu tố c n t ường sử dụng gồ : (1) đặc đ ể củ c ủ ộ (tuổ , ọc ấn, g t n ); (2) đặc đ ể ề nguồn lực củ ộ (đất đ , tà sản, l o động, t ết k ệ , y ốn); ( ) n ận t ức củ nông dân ề g ống ( ị, c ất lượng, suất, k ả k c ịu t t ết); (4) đặc đ ể ề sở tầng củ đị p ương Do g ạn ề l ệu, ng ên cứu lự c ọn b ến g ả t c p ợp để đư ìn Hộ ng o, g trị ật nuô , g trị tà sản đất đ t ể ện đ ều k ện k n tế tà sản củ ộ ác ộ ng o t ường t có k ả ứng dụng công ng ệ nông ng ệp ( ngy ntuo ungo , 2008) Trong k đó, ộ có n ều tà sản t ường có k ả gán c ịu rủ ro c o ơn, từ k ả áp dụng cơng ng ệ s c o ơn ( ropp nst dt cộng sự, 200 ) T n dụng, k oản c uyển t ền t ết k ệ t ể ện k ả t ếp cận nguồn ốn k ác n u củ ộ V ệc t ếp cận n ững nguồn ốn có t ể g úp nông ộ g ả n ững k ó k ăn ề tà c n từ t úc đẩy ệc ứng dụng cơng ng ệ nông ng ệp ( ll r cộng sự, 8) 80 Nguyễn Hữu Dũng cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 76-88 ác oạt động tự sản uất k n n p nông ng ệp, công ăn lương ệc g o trồng loạ k ác t ể ện ệc đ dạng oá oạt động k ế t u n ập củ ộ ác oạt động có t ể oạt động t y t ế c o ệc ứng dụng g ống lú g ạn cạn tr n ề nguồn lực n l o động, ốn đất đ (D r Skur ss, 8; nd r R sul, 200 ) Số t àn ên, số l o động số l o động nông ng ệp ộ t ể ện nguồn lực l o động củ ộ V ệc ứng dụng g ống lú có t ể s đ ỏ n ều l o động lúc c o đ ể , ệc có n ều l o động có t ể t úc đẩy ệc ứng dụng g ống lú ( ropp nst dt cộng sự, 200 ) án k uyến nông, ốn ã ộ nguồn t ơng t n có t ể g úp ngườ nông dân ểu b ết ơn ề cơng ng ệ , từ t úc đẩy ọ ứng dụng (T kl old cộng sự, 200 ; S f r cộng sự, 2008; Asf cộng sự, 2011) Tương tự, nơng ộ có n ận trợ ề k n n t ường có u ướng lự c ọn tự sản k n n p nơng ng ệp, từ g ả k ả s ứng dụng g ống lú t ến K oảng t ể ện k ả t ếp cận t ị trường đầu r đầu ẳng ạn n ư, ộ sống c ợ oặc xa trục đường g o t ông c n t ường gán c ịu c p í g o dịc c o ơn, từ g ả k ả s ứng dụng g ống (R ck r-G lb rt cộng sự, 2011; son S l , 201 ) ột số b ến n ân k ẩu k ác sử dụng để k ể soát đặc đ ể củ c ủ ộ, gồ tuổ , ọc ấn, tìn trạng ơn n ân dân tộc (Ad s n nn , ; ropp nst dt cộng sự, 200 ; R nso cộng sự, 200 ; Asf cộng sự, 2011) ác b ến g ả ng ền sử dụng để k ể soát k ác n u ề đặc đ ể củ ng n đ ều k ện k n tế - ã ộ , tập quán c n tác t t ết (S f r cộng sự, 2008; R ck r-G lb rt cộng sự, 2011) Ng ên cứu đư t ê ìn ng ên cứu b ến số cấp độ ã ác ộ t uộc ã ng o t ường t có k ả ứng dụng g ống lú t ến ác ộ sống ã có c ợ s t ếp cận t ị trường đầu đầu r dễ dàng ơn, từ k ả ứng dụng g ống t ến s c o ơn ác c ương trìn trợ nơng ng ệp c ương trìn t u lợ ã góp p ần t úc đẩy ệc ứng dụng g ống lú t ến củ ộ Bảng ô tả b ến số ìn nguồn tr c lọc B n n ph h ả Ng ồn1 c ến g ả (1 ức độ áp dụng ng n Số t ền ó áp dụng; Khơng) u g ống lú t ến (ngàn đồng) m4D_Q1 m3C_Q1, m4D_Q1 h ch ến g ả (1= ó y; Khơng vay) ến g ả (1= ó y; Khơng vay) ến g ả (1=Hộ ng o ; Hộ k ông ng o) T ết k ệ Số t ền t ết k ệ (tr ệu đồng) Tà sản sản uất G trị tà sản d ng để sản uất (tr ệu đồng) m8_Q5, m8_Q9, m8_Q12 m1B_Q9 m7C_Q2, m7C_Q3 m7D_Q3 Nguyễn Hữu Dũng cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 76-88 81 B n ả n Ng ồn1 Tà sản lâu bền G trị tà sản d ng lâu bền (tr ệu đồng) K oản c uyển n ượng Số t ền c uyển n ượng (tr ệu đồng) m5F_Q7 G trị ật nuô G trị ật nuô đ ng sở ữu (tr ệu đồng) m4A_Q5 T ền lương Số t ền từ ệc công ăn lương (tr ệu đồng) m5F_Q1 ến g ả (1= ó tự sản uất k n n p nông ng ệp; K ông) m5_Qc ến g ả (1 0=Không) m3A_Q1, m3A_Q5, m3A_Q8 ó sản uất trồng k ác; Đất tướ D ện t c đất tướ t ( ecta) m2_Q11 Đất trồng trọt D ện t c đất trồng trọt ( ecta) m2_Q7 K oảng K oảng từ n đến đường c n (k ) m1B_Q20c Kh ến g ả (1 Có cán k uyến nông g t ă ; K ơng) m6_Q3 ến g ả (1 ó t ơng t n ề g ống; K ông) m6_Q4 Học ấn Cấp lớp mà chủ hộ hoàn thành (từ lớp 1-12) m1A_Q10 Tuổ Tuổ củ c ủ ộ (số nă ) m1A_Q4 Hôn nhân ến g ả (1=Đã lập g đìn ; 0=K ác) m1A_Q8 ến g ả (1=Nam; 0=Nữ) m1A_Q3 Dân tộc (1=Kinh; 0=K ác) Thông tin chung Số ngườ ộ m1A_Q1 Số ngườ độ tuổ l o động m1A_Q4, 1A_Q4 Số l o động nông ng ệp m5_Qb H trợ k n n ến g ả (1 0=Không) m10B_Q10 Vốn ã ộ Số lượng tổ c ức đoàn t ể Số t àn ên Số l o động o động nông ng ệp ó trợ ề k n n ; ộ tham gia m10A_Q1 ến g ả (1= ã t uộc c ương trìn trọng để quốc g ề óa g ả ng o; Thơng tin chung 0=Khơng) nghèo2 ến g ả (1 ó c ợ ã; Không) m6_Q4a, m6_Q4b T nông ng ệp2 Số c ương trìn p át tr ển nơng ng ệp m3_Q1 T t u lợ Số c ương trìn t u lợ m3_Q1 82 Nguyễn Hữu Dũng cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 76-88 B n Tây Nguyên ả n ến g ả (1 ó; V ng k ác) ến g ả (1 ó; V ng k ác) ến g ả (1 ó; V ng k ác) ến g ả (1 ó; V ng k ác) ến g ả (1 ó; V ng k ác) ến g ả (1 ó; V ng k ác) ến g ả (1 ó; V ng k ác) : Các bi n in nghiêng bi n gi ừ ( ) à ỏ (Q) ươ T ông t n từ câu ỏ cấp ã ứ 3.3 l ngh n c Nghiên cứu sử dụng liệu từ Đ ều tra tiếp cận nguồn lực hộ g đìn nơng thơn Việt N (VARHS) nă 2014 Cuộc khảo sát thu thập thơng tin 3646 hộ g đìn 47 xã thuộc 12 tỉnh nước VARHS cung cấp thông tin chi tiết đặc đ ểm nhân học, kinh tế xã hội nông hộ, chẳng hạn n đặc đ ểm người nông dân, nông trại, nguồn lực sở hữu, đầu đầu nông nghiệp, hoạt động kinh tế, tiêu tài phản ánh mức sống (thu nhập, tiêu dùng), khoản tiết kiệm vay vốn, … ả ng ên Bảng trìn bày kết ước lượng từ ìn Tob t Double-Hurdle (Prob t Trunc t d) G trị 18 lớn ơn g trị bìn p ương tớ ạn ( ) ức ng , bác bỏ g ả t uyết H0 c o ìn Tob t p ợp ơn ô ìn Doubl -Hurdl Kết c ỉ r địn bước củ ngườ nông dân, gồ có áp ừ Ng ồn1 Thơng tin chung li u VARHS2014 dụng y k ông ức độ áp dụng b o n t ực ện ột tác b ệt n u Do đó, ệc d ễn g ả kết p ần t ếp t o s dự ìn Double-Hurdle Kết ảng c o t t n dụng k ơng đóng tr t úc đẩy ệc áp dụng g ống lú t ến bước địn củ ngườ nông dân ụ t ể là, t n dụng ô k ông tác động đến địn có áp dụng g ống cải tiến y k ông địn áp dụng (chi cho việc mua giống) ác b ến k ác có tác động đến địn củ ngườ nơng dân bước t ứ n ất gồ tìn trạng ng o k ó, tà sản sản uất, đất đ , oạt động p nông ng ệp, ị tr đị l , có cán k uyến nơng g t ă , có t ếp cận t ông t n trợ ề g ống, dân tộc, l o động nơng ng ệp có c ợ nằ ã; bước t ứ gồ b ến n tìn trạng ơn n ân, l o động nông ng ệp, ã t uộc c ương trìn trọng đ ể quốc g ề oá g ả ng o, có c ợ ã, c ương trìn p át tr ển nơng ng ệp Nguyễn Hữu Dũng cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 76-88 83 Bảng T n dụng ô áp dụng g ống lú t ến B n PROBIT TRUNCATED t-stat TOBIT t-stat t-stat -0.031 -0.29 -4,363 -0.87 -306.3 -1.47 -0.155** -2.08 482.1 0.15 -1.133 -0.01 -0.218*** -2.61 -2,527 -0.62 -146 -1.27 T ết k ệ -0.0004 -0.77 23.36 0.96 1.034 1.01 Tà sản sản uất -0.002* -1.95 5.229 0.15 -6.060** -2.09 Tà sản lâu bền 0.002* 1.82 3.632 0.75 2.021* 1.9 K oản c uyển n ượng 0.0001 0.03 106.8 1.31 G trị ật nuô 0.0021 0.64 -259.6 -1.62 -0.279 -0.08 T ền lương 0.0002 0.21 -112.9 -1.5 -2.884** -2.27 -0.164* -1.83 -10,574 -1.32 -470.9*** -3.41 Cây 0.0521 0.57 -1,065 -0.23 -396.5*** -2.7 Đất tướ 0.131** 2.37 6,135*** 2.81 1,103*** 3.67 Đất trồng trọt -0.159*** -3.36 3,282 1.19 105.1 0.55 K oảng -0.028*** -3.21 93.71 0.26 -27.59 -1.21 0.242** 2.25 5,388 1.14 386.8* 1.91 0.182** 2.12 -1,989 -0.5 241.7 1.39 Học ấn -0.0128 -1.24 322.2 0.51 -29.11* -1.72 Tuổ -0.0013 -0.42 302.6 1.46 -2.204 -0.5 Hôn nhân -0.1333 -0.86 17,158** 2.05 288.5 1.01 0.1494 1.02 -7,093 -1.18 -248.1 -0.78 0.444*** 3.41 -4,844 -0.86 535.8** 2.33 0.0105 0.39 -1,074 -0.77 -31.41 -0.66 -0.0301 -0.87 5,304* 1.81 85.76 1.51 0.067* 1.81 1,924 1.08 154.8** 2.42 H trợ k n n 0.0647 0.85 6,006 1.37 334.8** 2.29 Vốn ã ộ -0.0028 -0.45 489.5* 1.68 17.24* 1.71 c Số t àn ên Số l o động o động nông ng ệp 1.923 0.72 84 Nguyễn Hữu Dũng cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 76-88 PROBIT B n TRUNCATED t-stat nghèo T nông ng ệp CT thủy lợ B n ng n B nc Hằng số t-stat -0.16 -10,922** -2.06 -254.9** -2.49 -0.24*** -3.02 10,780* 1.66 -10.43 -0.08 -0.0137 -0.44 2,912** 2.12 31.41 0.47 0.0326 0.91 -1,123 -0.68 36.12 0.6 ng ng ng 1.33*** 7.99 -172,166* -1.95 -939.9** -2.17 1.94*** 9.35 -66,905* -1.96 -301.0 -0.63 0.1287 0.72 -27,777* -1.89 -1,110** -2.01 1.18*** 6.1 -57,422* -1.91 -522.9 -1.10 0.499*** 3.24 -71,683* -1.93 -1,128** -2.53 0.576*** 3.44 -36,289** -1.98 -943.9 -1.52 0.1918 0.67 -73,423* -1.7 395.4 0.58 8,678*** 3.881 2,568*** 7.467 SIGMA n Log–Likelihood n g Gh c ú:*, ** *** : b ểu thị n D ng t-stat -0.0115 ồng Tây Nguyên TOBIT 2438 1959 2438 -954 -15343 -18526 λ t ống kê ức 10 , ảng c ỉ r t n dụng ô k ông tác động đến ệc áp dụng g ống Kết trá k ọng b n đầu Để l g ả c o đ ều này, trước ết cần qu n tâ đến n ững k ó k ăn bất lợ k áp dụng t ứ n ất ệc đầu tư nông ng ệp t ường t ề ẩn n ều rủ ro n t ên t (lũ lụt, ạn án, sâu bện ) rủ ro ề đầu r (k ơng tì ngườ u , t y đổ ề g á) t ứ sản uất nông ng ệp t ường ất n ều t g n ơn ệc t u ốn, ì ậy nên ngườ nơng dân có u ướng 3918 > = 58.619 à1 dịc c uyển từ sản uất nông ng ệp s ng p nông ng ệp Do đó, ngườ nơng dân có t ể sử dụng k oản y để đầu tư sản uất p nông ng ệp t ứ b sản uất lú gạo có t ể t ề ẩn n ều rủ ro trồng k ác (c ẳng ạn n o àu, trá cây) rủ ro ơn oạt động c ăn nuô Để k ể địn l g ả này, p ần t ếp t o s t tác động củ t n dụng ô đến địn đầu tư trồng k ác, đầu tư c o c ăn nuô sản uất k n n p nông ng ệp Nguyễn Hữu Dũng cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 76-88 85 Bảng T n dụng ô oạt động sản uất k n n k ác B n ồng ác ăn n t-stat Phi n ng ng t-stat p t-stat 0.0498 0.42 0.325** 2.46 0.267** 2.45 0.0527 0.70 0.188** 2.29 0.07 0.94 -0.0354 -0.37 -0.23** -2.28 -0.275*** -2.95 T ết k ệ 0.0004 0.82 0.002** 2.56 0.003*** 4.98 Tà sản sản uất -0.0006 -0.69 -0.002** -2.44 0.0055 1.52 Tà sản lâu bền 0.0007 1.15 0.001* 1.69 0.0015* 1.83 K oản c uyển n ượng 0.002 1.05 -0.004** -2.47 -0.005* -1.74 G trị ật nuôi 5.81*** 3.46 -0.004* -1.84 T ền lương -0.002** -2.32 -0.003*** -3.46 -0.009*** -6.02 -0.3363*** -4.08 -0.394*** -4.35 0.559*** 6.84 -0.316*** -4.05 0.017 0.17 -0.0425 -0.41 -0.161* -1.77 Đất tướ -1.13*** -4.3 -0.042 -0.58 -0.127* -1.73 Đất trồng trọt 1.17*** 4.45 -0.0446 -0.69 0.0579 1.03 K oảng 0.0157 1.23 0.0129 1.16 -0.016 -1.34 0.0848 0.84 -0.0624 -0.61 -0.094 -0.92 0.21** 2.51 0.234*** 2.71 -0.179** -2.15 Học ấn 0.009 0.80 0.0113 0.97 0.021* 1.91 Tuổ -0.001 -0.34 -0.0024 -0.72 -0.005 -1.56 Hôn nhân -0.1667 -1.15 -0.1174 -0.77 0.307** 2.05 0.1681 1.21 0.0228 0.16 -0.305** -2.2 -0.2015 -1.51 -0.243* -1.8 0.454*** 3.47 0.0343 1.12 0.001 0.03 0.135*** 4.96 -0.0313 -0.89 0.031 0.81 0.06* 1.65 0.083** 2.04 0.119*** 2.94 -0.152*** -3.99 0.154* 1.96 0.217** 2.56 0.177** 2.34 Số t àn ên Số l o động o động nông ng ệp H trợ k n n 86 Nguyễn Hữu Dũng cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 76-88 ồng B n ác ăn n t-stat Vốn ã ộ Phi n ng ng t-stat p t-stat 0.012** 1.98 0.011* 1.78 0.018*** 2.92 0.0756 1.07 0.021 0.27 -0.132* -1.91 -0.0483 -0.60 0.0059 0.07 0.344*** 4.42 CT nông ng ệp 0.0378 1.14 -0.0075 -0.21 -0.022 -0.62 CT thủy lợ -0.0005 -0.01 0.0113 0.21 0.0312 0.84 0.51*** 3.38 0.60*** 3.28 nghèo B n g ả ng n B nc ồng ng ng -0.7824*** -4.88 Tây Nguyên Hằng số n Log–Likelihood G c ú: *, ** ***: biểu thị ng ng 0.1349 0.78 1.47*** 8.67 0.075 0.40 -0.305 -1.43 1.75*** 7.63 0.756*** 3.66 -0.026 -0.13 2.24*** 7.62 0.163 0.75 -0.80*** -5.05 0.66*** 4.28 0.229 1.23 0.54*** 2.82 0.53*** 3.16 -0.38* -1.89 0.252 0.84 -0.54* -1.76 -1.53*** -4.98 2438 2438 2438 -977.1 -844.3 -964.6 t ống kê ức 10 , b ến p ụ t uộc sử dụng ảng b ến t ể ện ệc có y k ơng đầu tư trồng k ác (1 ó; K ơng), c ăn n (1 ó; K ông) sản uất k n n p nơng ng ệp (1 ó; K ơng) Kết ảng c o t t n dụng có tác động t úc đẩy địn đầu tư sản uất k n n p nông ng ệp c ăn nuô , tác động có ng ức Trong k đó, tương tự ệc áp dụng g ống lú t ến, kết ước lượng c o t t n dụng k ơng có tác động đến địn đầu tư ệc trồng trọt trồng k ác Kết k p ợp lập luận củ V l l cộng (201 ) k c o trồng trọt t ềm ẩn nhiều rủ ro ơn à1 c ăn nuôi Trong ng ên cứu này, bên cạn b ến c n t n dụng t ì có ột số yếu tố k ác cần lưu c n tìn trạng ng o k ó Kết ng ên cứu từ ảng c o t b ến tìn trạng ng o k ó ã ng o có tác động cản trở địn đầu tư củ ngườ nông dân ầu ết oạt động sản uất nông ng ệp n p nông ng ệp Ngườ nông dân ng o n ững ngườ nông dân sống ã ng o ( ng sâu ng , ng nú , bã cạn) t ường gặp p ả bất lợ ệc t ếp cận sở tầng, nguồn t ông t n, t ị trường đ p ần ọ bị ạn c ế ề tà c n Từ đó, n ững ngườ nơng dân bị ạn c ế ệc Nguyễn Hữu Dũng cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 76-88 87 đầu tư oạt động tạo r t u n ập n Ng ên cứu t ực ện n ằ ục đ c t tr củ t n dụng ô lên địn củ ngườ nông dân ệc áp dụng g ống Kết ng ên cứu c ỉ r t n dụng ô k ông đóng tr ệc t úc đẩy ệc đầu tư g ống lú t ến bước ụ t ể là, t n dụng ô k ông tác động đến địn có áp dụng g ống y k ông (bước t ứ n ất) không tác động đến số t ền c c o ệc u g ống (bước t ứ , ức độ áp dụng) Kết ng ên cứu c ỉ r t n dụng ô t úc đẩy ệc đầu tư oạt động sản uất k n n p nông ng ệp c ăn nuô ; đồng t , tương tự n sản uất lú , nông dân k ông sử dụng t n dụng ô để đầu tư trồng k ác ột số l g ả c o ấn đề gồ : (1) sản uất nông ng ệp (b o gồ oạt động đầu tư c o g ống ) t ường rủ ro k nơng dân t ường có u ướng ngạ rủ ro; (2) đầu tư c o g ống đô k đ ỏ p ả t y đổ tập quán sản uất; ( ) oạt động nông ng ệp, đặc b ệt sản uất lú , t ường có t g n t u lạ ốn lâu ơn so oạt động p nơng ng ệp Do đó, để t úc đẩy oạt động đầu tư sản uất nông ng ệp, cần p ả đầu tư sở tầng để ngăn c ặn g ả t ểu tác động củ t ên t ên cạn đó, cần đả bảo t ị trường đầu r để ng lạ lợ c c o ngườ nông dân trồng lú Nâng c o tr củ trung tâ k uyến nơng cán k uyến nơng, từ g úp ngườ dân t ếp cận n ều t ông t n ơn ề g ống n n ận n ều ơn trợ Ng ên cứu c ỉ r ngườ ng o oặc ngườ dân sống đị bàn k ó k ăn gặp n ều bất lợ ệc t ếp cận nguồn lực sản uất, từ bị cản trở ệc đầu tư sản uất k n n tạo t u n ập Do đó, cần có t ê n ều c n sác c ương trìn n ằ trợ ngườ ng o để ọ có t ê ộ sản uất k n n t oát ng o ả Abate, G T., Rashid, S., Borzaga, C., & Getnet, K (2016) Rural finance and agricultural technology adoption in Ethiopia: Does the institutional design of lending organizations matter? World Development, 84, 235-253 Adesina, A A., & Zinnah, M M (1993) Technology characteristics, farmers' perceptions and adoption decisions: A Tobit model application in Sierra Leone Agricultural economics, 9(4), 297-311 Asfaw, S., Shiferaw, B., Simtowe, F.,& Haile, M.G (2011) Agricultural technology adoption, seed access constraints and commercialization in Ethiopia Journal of Development and Agricultural Economics, 3(9), 436–477 Bandiera, O., & Rasul, I (2006) Social networks and technology adoption in northern Mozambique The Economic Journal, 116(514), 869–902 Becerril, J., & Abdulai, A (2010) The impact of improved maize varieties on poverty in Mexico: a propensity score-matching approach World development, 38(7), 1024-1035 Blundell, R., & Meghir, C (1987) Bivariate alternatives to the Tobit model Journal of Econometrics, 34(1-2), 179-200 Cragg, J G (1971) Some statistical models for limited dependent variables with application to the demand for durable goods Econometrica: Journal of the Econometric Society, 829-844 Croppenstedt, A., Demeke, M., & Meschi, M M (2003) Technology adoption in the presence of constraints: The case of fertilizer demand in Ethiopia Review of Development Economics, 7(1), 58–70 Detre, J D., Mark, T B., Mishra, A K., & Adhikari, A (2011) Linkage between direct marketing and farm income: a double‐hurdle approach Agribusiness, 27(1), 19-33 88 Nguyễn Hữu Dũng cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 76-88 Diagne, A., Zeller, M., & Sharma, M (2000) Empirical measurements of households' access to credit and credit constraints in developing countries: Methodological issues and evidence Washington, DC: International Food Policy Research Institute Dimara, E., & Skurass, D (1998) Adoption of new tobacco varieties in Greece: impact of empirical findings on policy design Agricultural Economics, 19(3), 297–307 Eswaran, M., & Kotwal, A (1990) Implications of credit constraints for risk behaviour in less developed economies Oxford Economic Papers, 42(2), 473-482 Feder, G., & Umali, D L (1993) The adoption of agricultural innovations: A review Technological Forecasting and Social Change, 43(3-4), 215–239 Khoi, P D., Gan, C., Nartea, G V., & Cohen, D A (2013) Formal and informal rural credit in the Mekong River Delta of Vietnam: Interaction and accessibility Journal of Asian Economics, 26, 1-13 Kudi, T M., Bolaji, M., Akinola, M O., & Nasa, I D H (2011) Analysis of adoption of improved maize varieties among farmers in Kwara State, Nigeria International Journal of Peace and Development Studies, 1(3), 8-12 Langyintuo, A S., & Mungoma, C (2008) The effect of household wealth on the adoption of improved maize varieties in Zambia Food policy, 33(6), 550-559 Mason, N M., & Smale, M (2013) Impacts of subsidized hybrid seed on indicators of economic well‐being among smallholder maize growers in Zambia Agricultural Economics, 44(6), 659–670 Martínez-Espiđeira, R (2006) A Box-Cox Double-Hurdle model of wildlife valuation: The citizen's perspective Ecological Economics, 58(1), 192-208 Ransom, J K., Paudyal, K., & Adhikari, K (2003) Adoption of improved maize varieties in the hills of Nepal Agricultural Economics, 29(3), 299–305 Ricker-Gilbert, J., Jayne, T S., & Chirwa, E (2011) Subsidies and crowding out: A double-hurdle model of fertilizer demand in Malawi American Journal of Agricultural Economics, 93(1), 26-42 Sall, S., Norman, D., & Featherstone, A M (2000) Quantitative assessment of improved rice variety adoption: the f r r’s p rsp ct Agricultural systems, 66(2), 129-144 Saz-Salazar, S., & Rausell-Köster, P (2008) A double-hurdle model of urban green areas valuation: dealing with zero responses Landscape and urban planning, 84(3), 241-251 Shiferaw, B A., Kebede, T A., & You, L (2008) Technology adoption under seed access constraints and the economic impacts of improved pigeonpea varieties in Tanzania Agricultural Economics, 39(3), 309-323 Simtowe, F., & Zeller, M (2006) The impact of access to credit on the adoption of hybrid maize in Malawi: An Empirical test of an agricultural household model under credit market failure http://mpra.ub.unimuenchen.de/45/ (accessed 08 August 2016) Teklewold, H., Kassie, M., & Shiferaw, B (2013) Adoption of multiple sustainable agricultural practices in rural Ethiopia Journal of agricultural economics, 64(3), 597-623 Tambo, J A., & Abdoulaye, T (2012) Climate change and agricultural technology adoption: the case of drought tolerant maize in rural Nigeria Mitigation and Adaptation Strategies for Global Change, 17(3), 277-292 Thành, P T (2017) Tín dụng vi mơ mức sống hộ g đìn : Trường hợp hộ vùng nơng thơn Việt Nam ươ , 6, 112-116 T àn , P.T., & Dũng, N H (2017) ác yếu tố tác động đến khả t ếp cận tín dụng g đìn nông thôn Việt Nam Kinh t Dự báo, 15, 42-45 ô: Trường hợp hộ Wooldridge, J M (2010) Econometric aanalysis of cross-section and panel data MIT Press, Cambridge, MA Yen, S T., & Huang, C L (1996) Household demand for Finfish: a generalized double-hurdle model Journal of agricultural and resource economics, 220-234 Zeller, M., Diagne, A., &Mataya, C (1998) Market access by smallholder farmers in Malawi: Implications for technology adoption, agricultural productivity, and crop income Agricultural Economics, 19(2), 219-229  ... ông áp dụng giống lúa cải tiến Nông hộ s địn áp dụng giống lúa cải tiến lợi ích từ vi c áp dụng lớn ơn lợi ích từ vi c k ơng áp dụng ( Ui*  UiA  UiN  ) Tuy nhiên, khơng thể qu n sát lợi ích nông. .. hộ từ vi c áp dụng giống cải tiến Vi c áp dụng giống cải tiến phụ thuộc đặc đ ểm hộ nông trại (Becerril Abudulai, 2010) Dựa nghiên cứu Becerril Abdulai (2010), mơ hình áp dụng giống cải tiến thể... áp dụng giống cải tiến) : Yi   ' Zi  ui (3) Trong đó, U i biến tiềm ẩn thể vi c có hay khơng áp dụng giống lúa cải tiến, U i nhận giá trị nông hộ có áp dụng khơng áp dụng Yi thể mức độ áp dụng