Ứng dụng phương pháp ghép điểm xu hướng (PSM) đánh giá tác động của việc tham gia hợp tác xã đến hiệu quả sản xuất lúa của nông hộ ở huyện Cờ Đỏ, thành phố Cần Thơ

Chia sẻ: ViPutrajaya2711 ViPutrajaya2711 | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:9

Thêm vào BST

Báo xấu

37
lượt xem 1
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Nghiên cứu được thực hiện nhằm đánh giá tác động của việc tham gia hợp tác xã đến hiệu quả sản xuất lúa của nông hộ tại huyện Cờ đỏ, tỉnh Cần Thơ.

Chủ đề:

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

Lưu

Nội dung Text: Ứng dụng phương pháp ghép điểm xu hướng (PSM) đánh giá tác động của việc tham gia hợp tác xã đến hiệu quả sản xuất lúa của nông hộ ở huyện Cờ Đỏ, thành phố Cần Thơ

Vietnam J. Agri. Sci. 2020, Vol. 18, No. 2: 138-146 Tạp chí Khoa học Nông nghiệp Việt Nam 2020, 18(2): 138-146 www.vnua.edu.vn ỨNG DỤNG PHƯƠNG PHÁP GHÉP ĐIỂM XU HƯỚNG (PSM) ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA VIỆC THAM GIA HỢP TÁC XÃ ĐẾN HIỆU QUẢ SẢN XUẤT LÚA CỦA NÔNG HỘ Ở HUYỆN CỜ ĐỎ, THÀNH PHỐ CẦN THƠ Trần Quốc Nhân Khoa Phát triển Nông thôn, Trường Đại học Cần Thơ * Tác giả liên hệ: tqnhan@ctu.edu.vn Ngày nhận bài: 03.02.2020 Ngày chấp nhận đăng: 07.04.2020 TÓM TẮT Nghiên cứu được t c ện n m đ n t c động của việc tham gia hợp t c xã (HTX) đến hiệu quả sản xuất lúa của nông hộ tại huyện Cờ Đỏ, thành phố Cần T ơ. Số liệu s d n c o n n cứu được t u t p từ 106 hộ sản xuất lúa, gồm 40 hộ đan t am a HTX và 66 ộ sản xuất t do. P ươn p áp ép đ ểm xu ướn (PSM) được áp d n để đ n t c động của việc t am a HTX đến hiệu quả sản xuất lúa của nông hộ. Kết quả phân tích cho thấy việc t am a HTX ít có t c độn đến giảm chi phí sản xuất và tăn năn suất lúa cho nông hộ. Tuy nhiên, nông dân t am a HTX đạt được giá bán lúa và lợi nhu n cao ơn so với khi không tham gia. Từ khóa: G ép đ ểm xu ướng, hiệu quả sản xuất, hợp t c xã, t c động. Application of Propensity Score Matching (PSM) to Estimate the Effect of Participation in Agricultural Cooperatives on Rice Performance of Households in Co Do District, Can Tho City ABSTRACT This study aimed to estimate the effects of participation in agricultural cooperatives on households’ r ce crop performances through a case study in Co Do district, Can Tho city. Data used for this study were collected from 106 rice-farming households, including 40 members and 66 non-members of the cooperatives located in Co Do district. Propensity score matching (PSM) approach was employed to estimate the impacts of cooperative memberships on rice-cultivating performance. Results showed that characteristics of farms and households between participant and non-participants in agricultural cooperatives were relatively similar. Evidence of the study indicated that participation in the cooperatives helps rice households increase remarkably selling price for rice and net return but almost had no effect on production cost and rice yield. Keywords: Agricultural cooperative, rice performance, effect, propensity score matching. tình träng hợp tác và liên kết sân xuçt theo 1. ĐẶT VẤN ĐỀ chuỗi giá trð cûa nông dân ć ĐBSCL cñn khá Là vùng sân xuçt nông nghiệp trọng điểm lóng lẻo, việc kiểm soát chçt lþợng nông sân còn cûa câ nþĆc, hàng nëm, Đồng bìng sông Cāu nhiều khò khën làm cho nëng lăc cänh tranh Long (ĐBSCL) cung cçp khoâng 52% sân lþợng sân phèm nông nghiệp bð giâm sút (Cýc Kinh tế lúa, trên 90% sân lþợng gäo xuçt khèu, trên hợp tác và Phát triển nông thôn, 2019). 70% sân lþợng trái cây và 65% sân lþợng thûy TrþĆc bối cânh đò, mô hình hợp tác xã nông sân cho câ nþĆc. Tuy nhiên, ngþąi dån đang đối nghiệp (HTXNN) kiểu mĆi đþợc xem là giâi pháp mặt vĆi một số thách thĀc nhþ să cänh tranh then chốt vể mặt thể chế tổ chĀc nhìm phát triển nông sân gay gít trong hội nhêp kinh tế quốc tế, kinh tế hợp tác và liên kết trong nông nghiệp. 138
Trần Quốc Nhân Chính phû đã ban hành một số chính sách nhìm huyện Vïnh Lợi, Bäc Liêu và 30 nông dân sân hỗ trợ và thúc đèy phát triển HTXNN ć ĐBSCL. xuçt tă do và chî sā dýng phþĄng pháp so sánh Các chính sách cò liên quan nhþ Quyết đðnh số trung bình. Nghiên cĀu cûa Træn Quốc Nhân & 445/QĐ-TTg ngày 21/3/2016 cûa Thû tþĆng về cs. (2012) cho thçy lợi nhuên tÿ sân xuçt nông Đề án thí điểm hoàn thiện và nhân rộng mô hình nghiệp cûa thành viên HTXNN kiểu mĆi cao HTX kiểu mĆi täi ĐBSCL. Quyết đðnh số hĄn so vĆi nông dân sân xuçt tă do. Tuy nhiên, 461/QĐ-TTg ngày 27/4/2018 cûa Thû tþĆng về tác giâ chî khâo sát 13 thành viên cûa một HTX Đề án phát triển 15.000 HTXNN, liên hiệp ć quên Bình Thûy, Cæn ThĄ và 35 hộ sân xuçt HTXNN hoät động hiệu quâ đến nëm 2020. Nghð tă do và chî sā dýng phþĄng pháp thống kê mô đðnh số 98/2018/NĐ-CP ngày 5/7/2018 cûa Chính tâ để so sánh. Nghiên cĀu cûa Mai Vën Nam phû về khuyến khích phát triển hợp tác, liên kết (2005) sā dýng số liệu khâo sát tÿ 48 HTXNN ć trong sân xuçt và tiêu thý sân phèm nông bốn tînh ĐBSCL để phân tích thăc träng phát nghiệp. Các chính sách này đã đþợc triển khai triển cûa HTX. Tác giâ chî ra điểm yếu cûa các thăc hiện và tÿng bþĆc đi vào thăc tiễn sân xuçt HTXNN là quy mô sân xuçt nhó, hän chế về cûa ngþąi dân ĐBSCL. Kết quâ triển khai vào vốn, cán bộ quân lý cò trình độ chuyên môn thçp thăc tế chþa đþợc thống kê và đánh giá đæy đû, và nëng lăc quân lý yếu. Nhìn chung, các nhþng theo nhên đðnh cûa một số chuyên gia, nghiên cĀu đã thăc hiện trþĆc đåy chþa đánh bþĆc đæu đã cò nhĂng tác động tích căc đến hiệu giá đþợc mĀc độ tác động thêt cûa việc tham gia quâ sân xuçt cûa nông dân. Tuy nhiên, hæu nhþ HTXNN đến hiệu quâ sân xuçt cûa nông hộ ć chþa cò công trình nghiên cĀu khoa học nhìm ĐBSCL nhþ thế nào. đánh giá tác động cûa việc tham gia HTX lên Trong khi đò, đánh giá tác động cûa việc hiệu quâ sân xuçt cûa nông hộ ć ĐBSCL. Mặc dù tham gia HTX đến kết quâ sân xuçt cüng nhþ trong thąi gian qua có không ít nghiên cĀu về thu nhêp cûa hộ nông hộ đã đþợc không ít nhà HTXNN ć vùng này. nghiên cĀu ć các quốc gia khác thăc hiện thông Nghiên cĀu cûa DþĄng Ngọc Thành & cs. qua phþĄng pháp PSM. Thông qua phþĄng pháp (2018) cho thçy các yếu tố nhþ nëm thành lêp PSM, nghiên cĀu cûa Ofori & cs. (2019) täi HTX, nguồn vốn, trình độ quân lý cûa ban giám Campuchia cho thçy việc tham gia vào HTX đốc và hình thĀc hoät động dðch vý cûa HTX có không cò tác động đến thu nhêp tÿ hoät động ânh hþćng đến hiệu quâ hoät động cûa HTX täi sân xuçt nông nghiệp cûa nông hộ, tuy nhiên có tînh An Giang. Nguyễn Tiến Đðnh và Hoàng Vü ânh hþćng tích căc đến việc Āng dýng tiến bộ Giang (2016) phân tích vai trò cûa HTXNN khoa học kỹ thuêt, khâ nëng tiếp cên tín dýng trong liên kết tiêu thý lúa ć ĐBSCL dăa trên số và thông tin cûa nông hộ. Trong một nghiên cĀu liệu khâo sát tÿ 86 HTXNN và 13 doanh nghiệp ć Trung Quốc, Hoken & Su (2018) sā dýng số có tham gia liên kết sân xuçt và tiêu thý lúa ć 7 liệu khâo sát tÿ 354 nông hộ sân xuçt lúa ć tînh tînh ĐBSCL. Kết quâ cho thçy HTX tham gia Jiangsu, kết quâ cho thçy việc tham gia HTX có vào khâu liên kết giĂa nông dân và doanh tác động tích căc đến nëng suçt và lợi nhuên nghiệp qua 3 hình thĀc: làm cæu nối giĂa doanh cûa thành viên HTX. Tuy nhiên, HTX chî có tác nghiệp và hộ thành viên, tổ chĀc sân xuçt, thu động tích căc lên lợi nhuên sân xuçt cûa hộ có mua lúa cûa thành viên sau đò bán läi cho đối qui mô nhó, nhþng không cò ânh hþćng đối vĆi tác; và đäi diện cho thành viên ký hợp đồng tiêu nhĂng hộ có qui mô lĆn. Thông qua việc sā dýng thý vĆi doanh nghiệp. Kết quâ nghiên cĀu cûa phþĄng pháp PSM trong một nghiên cĀu ć Nguyễn Vën Tuçn & Nguyễn Vën Sánh (2015) Ethiopia, kết quâ nghiên cĀu cûa Ahmed & chî ra rìng thành viên tham gia HTX có xu Mesfin (2017) cho thçy việc tham gia HTX có hþĆng đþợc tham dă các khóa têp buçn kỹ tác động tích căc đến kinh tế cûa nông hộ và có thuêt, đþợc đi tham quan học têp nhiều hĄn so să tác động khác nhau giĂa các thành viên. vĆi nông dân sân xuçt tă do. Tuy nhiên, tác giâ Trong một bối cânh nghiên cĀu khác ć Trung chî khâo sát 30 thành viên cûa một HTX ć Quốc, Hoken (2016) sā dýng số liệu khâo sát tÿ 139
Ứng d n p ươn p p ép đ ểm xu ướn (PSM) đ n t c động của việc tham gia hợp t c xã đến hiệu quả sản xuất lúa của nông hộ ở huyện Cờ Đỏ, thành phố Cần T ơ 201 hộ sân xuçt rau màu ć tînh Shanxi và hộ chî có thể tham gia hoặc không tham gia vào phþĄng pháp PSM để phân tích số liệu. Kết quâ HTXNN vào cùng một thąi điểm. Do đò, ta chî cho thçy việc tham gia HTX có ânh hþćng quan sát đþợc E[Y(1)i|Ci = 1] điều này cüng cò không đáng kể đến lợi nhuên sân xuçt cûa nông nghïa là chúng ta không quan sát đþợc kết quâ hộ. Nhìn chung, qua các kết quâ nghiên cĀu cho phân thăc (counterfactutal outcome) - thçy việc tham gia vào HTX cò tác động rçt E[Y(0)i|Ci = 1]. khác nhau đến hiệu quâ sân xuçt và thu nhêp Nếu chî đĄn thuæn sā dýng kết quâ về thu cûa nông hộ. Một số kết quâ nghiên cĀu cho nhêp cûa nhóm hộ không tham gia HTXNN thçy HTX cò tác động làm gia tëng hiệu quâ sân (không can thiệp) - E[Y(0)i|Ci = 0] - để thay thế xuçt và thu nhêp cûa nông hộ. Tuy nhiên, một cho giá trð phân thăc – E[Y(0)i|Ci = 1] ć biểu vài kết quâ nghiên cĀu läi cho thçy việc tham thĀc (1) thþąng không đþợc khuyến nghð bći vì gia vào HTX hæu nhþ không cò tác động đến có thể có să khác biệt một cách hệ thống về kết hiệu quâ sân xuçt cûa nông hộ. quâ sân xuçt giĂa nhóm hộ đang tham gia và Do đò, nghiên cĀu này đþợc thăc hiện nhìm nhóm hộ không tham gia HTXNN. Nói cách áp dýng phþĄng pháp PSM để đánh giá tác động khác, có thể có să khác biệt lĆn vế kết quâ sân cûa việc tham gia HTXNN đến hiệu quâ sân xuçt xuçt giĂa hai nhóm hộ ngay câ khi họ không cûa nông hộ trồng lúa vĆi trþąng hợp nghiên cĀu tham gia HTX, nguyên nhân dén đến să khác täi huyện Cą Đó, thành phố Cæn ThĄ. biệt này có thể do sai biệt khi lăa chọn tham gia hay còn gọi là selection bias. (Caliendo & Kopeinig, 2008). Việc tham gia HTXNN cûa 2. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU nông hộ không phâi do să chî đðnh ngéu nhiên 2.1. Mô hình đánh giá tác động thông qua tÿ các cĄ quan liên quan mà là să tă lăa chọn công cụ PSM tham gia cûa nông hộ (self-selection) nên có thể dén đến să khác biệt lĆn giĂa các nông hộ. Số Để đánh giá tác động cûa việc tham gia liệu đþợc sā dýng trong nghiên cĀu này là số HTXNN đến thu nhêp cûa nông hộ, nghiên cĀu liệu phi thăc nghiệm (non-experimental). Vì sā dýng chî số ânh hþćng can thiệp trung bình vêy, chúng ta phâi tìm giá trð phù hợp để thay lên chû thể (average treatment effect on the thế cho giá trð E[Y(0)i|Ci = 1] trong biểu thĀc treated, ATT) thông qua cách tiếp cên ghép điểm (1). Do đò, phþĄng pháp PSM đþợc áp dýng để xu hþĆng (PSM) cûa Rosenbaum & Rubin (1983). xây dăng giá trð đối chiếu phân thăc. Theo đò, giâ đðnh, Y(1) là kết quâ sân xuçt (chi phí, nëng suçt, giá bán hay lợi nhuên) cûa nông PhþĄng pháp PSM cò thể xā lý nhĂng hộ hộ thĀ i khi tham gia HTX và Y(0) là kết quâ sân tham gia HTXNN làm nhóm can thiệp xuçt cûa chính nông hộ đò khi không tham gia (treatment) và nhĂng hộ không tham gia HTX. Ci là biến nhð phân thể hiện việc tham gia HTXNN nhþng cò các điểm xu hþĆng (xác suçt HTX. Ci = 1, nếu nông hộ tham gia HTXNN, Ci = tham gia HTX) tþĄng đồng vĆi nhĂng hộ thuộc 0 nếu nông hộ không tham gia. Do đò, trð số ATT nhóm can thiệp để làm nhòm đối chĀng - control đþợc thể hiện nhþ sau: (Caliendo & Kopeinig, 2008). Do đò, ta cò thể thay thế giá trð phân thăc - E[Y(0)i|Ci = 1] - ć ATT  E  Y(1)i  Y(0)i Ci  1 biểu thĀc (1) bìng giá trð cûa nhòm đối chĀng.   (1)  E Y(1)i Ci  1  E Y(0)i Ci  1    Giá trð ATT(PSM) đþợc trình bày läi nhþ sau:     Trong đò, ATT (Average Treatment Effect    i   ATT PSM  E E Y 1 Ci  1,p X i    (2) on the Treated) đþợc đðnh nghïa là să khác biệt giĂa kết quâ sân xuçt cûa mỗi nông hộ khi tham      E E Y 0 Ci  0,p X i C  1  i  gia và khi không tham gia HTXNN (Caliendo & Trong đò, trð số ATTPSM là să khác biệt Kopeinig, 2008). Tuy nhiên, chúng ta không để trung bình về kết quâ sân xuçt giĂa nhóm can þĆc tính đþợc giá trð ATT ć biểu thĀc (1) vì một thiệp (tham gia HTX) và nhòm đối chĀng có 140
Trần Quốc Nhân điểm xu hþĆng tþĄng đồng nhau, trð số này cüng 2008). Các biến này không bð ânh hþćng bći việc chính là tác động cûa việc tham gia HTX đến tham gia HTX và kết quâ sân xuçt cûa chû thể kết quâ sân xuçt cûa nông hộ. p(Xi) là xác suçt hoàn toàn độc lêp vĆi việc lăa chọn tham gia tham gia vào HTXNN cûa mỗi nông hộ hay còn HTX. ThĀ hai là vùng hỗ trợ chung (common gọi là điểm xu hþĆng (propensity score). Trong support), là nĄi cò phån bố các þĆc lþợng điểm xu nghiên cĀu này, chúng tôi sā dýng kỹ thuêt hþĆng cûa câ hai nhòm, điều này nhìm đâm bâo PSM thông qua 2 bþĆc cûa Kassie & cs. (2011). cho các quan sát trong nhòm đối chĀng cò các đặc điểm giống vĆi các quan sát tþĄng Āng trong BþĆc thĀ nhçt, các điểm xu hþĆng, p(Xi) nhóm can thiệp (Nannicini, 2007). hay còn gọi là xác suçt cûa mỗi hộ tham gia vào HTXNN đþợc þĆc lþợng thông qua mô hình hồi Để đánh giá tính hợp lý cûa các phþĄng pháp qui probit. Mô hình tổng quát nhþ sau: ghép, ba chî số cæn đþợc xem xét sau khi ghép. ThĀ nhçt, giá trð trung bình cûa các biến giâi     p X i  Pr Ci  1 X i    X i  i (3) thích trong mô hình probit giĂa nhóm can thiệp và không can thiệp phâi không có să khác biệt ý Trong đò, Xi là vector cûa các đặc điểm có nghïa thống kê sau khi nối ghép thông qua điểm thể quan sát đþợc cûa nông hộ thĀ i, (chîng hän nhþ tuồi, trình độ, kinh nghiệm cûa chû hộ, qui xu hþĆng (Caliendo & Kopeinig, 2008). ThĀ hai, mô sân xuçt, số thành viên cûa nông hộ,„) cò độ lệch chuèn hóa tuyệt đối (mean absolute thể ânh hþćng đến câ việc chçp nhên tham gia standardized bias) cûa méu sau khi đþợc ghép HTX và kết quâ sân xuçt cûa nông hộ. phâi nhó hĄn 25% (Stuart & Rubin, 2007). ThĀ ba, giá trð pseudo-R2 cûa mô hình hồi qui probit BþĆc thĀ hai là xây dăng nhòm đối chĀng phâi tþĄng đối nhó sau khi ghép vì să khác biệt bìng cách ghép hộ tham gia và không tham gia giĂa các biến giâi cûa hai nhóm hộ đã bð loäi bó HTXNN dăa vào giá trð cûa các điểm xu hþĆng; (Maertens & Velde, 2017). tiếp đò tính giá trð ATT bìng việc so sánh kết quâ sân xuçt (chi phí, nëng suçt, giá bán hay lợi 2.2. Các biến được sử dụng trong mô hình nhuên) giĂa nhóm can thiệp và nhòm đối chĀng. nghiên cứu Hai phþĄng pháp ghép đþợc sā dýng phổ biến để xây dăng nhòm đối chĀng là phþĄng Do nghiên cĀu sā dýng phþĄng pháp PSM pháp cên gæn nhçt (nearest neighbor matching - nên có ba loäi biến đþợc sā dýng trong nghiên NNM) và phþĄng pháp hät nhân hay còn gọi là cĀu này. ThĀ nhçt là biến can thiệp, biến này kernel matching - KM (Becerril & Abdulai, thể hiện việc tham gia vào HTX cûa nông hộ. 2010). PhþĄng pháp cên gæn nhçt sā dýng các ThĀ hai là các biến độc lêp hay còn gọi là đĄn vð trong nhòm đối chĀng để so sánh vĆi một biến giâi thích, đþợc sā dýng để þĆc tính điểm đĄn vð can thiệp cò điểm xu hþĆng gæn nhçt, do xu hþĆng. Các biến có thể ânh hþćng đến câ việc đò cò thể làm giâm să sai lệch (Nannicini, tham gia HTX và kết quâ sân xuçt cûa chû thể 2007). PhþĄng pháp hät nhân sā dýng bình nhþng không bð ânh hþćng bći việc chçp nhên quân gia quyền cûa tçt câ các đối tþợng trong tham gia HTX thþąng đþợc lăa chọn để tính nhòm đối chĀng để xây dăng kết quâ phân thăc, điểm xu hþĆng qua mô hình hồi qui probit hoặc vì vêy độ biến thiên sẽ thçp vì nó sā dýng tçt câ logit (Austin, 2011; Caliendo & Kopeinig, 2008; thông tin tÿ các đối chĀng (Caliendo & Maertens & Swinnen, 2009; Smith & Todd, Kopeinig, 2008). Do đò, hai phþĄng pháp này bổ 2005). Mýc đích chính cûa việc tính các điểm xu khuyết cho nhau. hþĆng là nhìm giúp cho kết quâ ghép đþợc phù Việc áp dýng phþĄng pháp PSM phâi lệ hợp chĀ không nhìm dă đoán việc tham gia thuộc vào hai giâ đðnh. ThĀ nhçt là giâ đðnh về HTX cûa nông hộ (Girma & Gardebroek, 2015). tính độc lêp cò điều kiện (conditional Do đò, dăa vào kết quâ nghiên cĀu cûa Ofori & independence assumption-CIA) cò nghïa là việc cs. (2019), Ahmed & Mesfin (2017), Hoken quyết đðnh tham gia HTX phâi đþợc dăa vào các (2016) và cùng vĆi các quan sát tÿ bối cânh biến quan sát đþợc cûa chû thể nhþ tuổi, trình độ, nghiên cĀu, các biến độc lêp đþợc lăa chọn trong kinh nghiệm, diện tích,„ (Caliendo & Kopeinig, mô hình probit đþợc trình bày ć bâng 1. 141
Ứng d n p ươn p p ép đ ểm xu ướn (PSM) đ n t c động của việc tham gia hợp t c xã đến hiệu quả sản xuất lúa của nông hộ ở huyện Cờ Đỏ, thành phố Cần T ơ Bảng 1. Sự khác biệt đặc điểm của nhóm hộ tham gia và không tham gia HTX (kiểm đðnh t-test) N óm ộ N óm ộ C c b ến Mô tả b ến G trị p t am a HTX k ôn t am a HTX *** Tuổ Tuổ của c ủ ộ (tuổ ) 55,70 48,05 0,001 ** Kn n ệm Kn n ệm sản xuất của nôn ộ (năm) 28,23 23,18 0,018 Trìn độ ọc vấn Trìn độ ọc vấn của c ủ ộ (số năm đ ọc) 6,53 5,90 0,295 Số t àn v n Tổn số t àn v n của ộ (n ườ ) 4,30 4,53 0,321 D ện tíc đất D ện tíc đất lúa của ộ ( a) 1,77 2,37 0,153 G e/xuồn Nếu ộ có e/xuồn n n trị 1, nếu k ôn n n trị 0 0,57 0,46 0,329 Nhà kho Nếu ộ có n à k o n n trị 1, nếu k ôn n n trị 0 0,07 0,03 0,338 N uồn t u n p Tỉ lệ c c n uồn t u n p n oà lúa của ộ (%) 9,53 7,03 0,428 Ghi chú: ** và *** khác biệt ở mức ý nghĩa lần lượt là P
Trần Quốc Nhân Bảng 2. Kết quả xác suất tham gia HTX của nông hộ qua mô hình probit C c b ến Hệ số ồ quy Sa số c uẩn G trị p *** Tuổ c ủ (tuổi) 0,056 0,019 0,004 Kn n ệm (năm) -0,013 0,054 0,508 Trìn độ ọc vấn của c ủ ộ (số năm đ ọc) 0,053 0,019 0,326 Tổn số t àn v n của nôn ộ (n ườ ) -0,138 0,130 0,287 D ện tíc đất lúa ( a) -0,189 0,131 0,152 ** Sở e/xuồn (có = 1, khác = 0) 0,730 0,316 0,021 Sở ữu n à k o (có = 1, khác = 0) 1,090 0,724 0,132 Tỉ lệ n uồn t u n p n oà lúa (%) 0,012 0,009 0,224 H n số -2,991 1,065 0,005 Log likelihood -51,868 2 Prob > chi 0,0054 2 Pseudo-R 0,1743 Số quan s t 106 Ghi chú: ** và *** khác biệt ở mức ý nghĩa lần lượt là P
Ứng d n p ươn p p ép đ ểm xu ướn (PSM) đ n t c động của việc tham gia hợp t c xã đến hiệu quả sản xuất lúa của nông hộ ở huyện Cờ Đỏ, thành phố Cần T ơ probit giĂa nhóm can thiệp (treated) và nhóm bias) trþĆc và sau khi đþợc nối ghép. Bâng 4 cho đối chĀng (control). Kết quâ trình bày ć bâng 3 thçy giá trð độ lệch chuèn hòa sau khi đþợc nối cho thçy giá trð trung bình cûa các biến giâi ghép giâm læn lþợt là 7% và 10% cho phþĄng thích giĂa hai nhóm hæu nhþ đþợc cân bìng pháp tiếp cên gæn nhçt và hät nhân. Bâng 4 hoàn toàn sau khi ghép dăa vào điểm xu hþĆng cüng cho thçy giá trð pseudo-R2 giâm rçt nhiều qua phþĄng pháp ghép hät nhân và cên gæn sau khi nối ghép. Giá trð Chi2 luôn cò ý nghïa nhçt. Să khác biệt giá trð giĂa các biến hoàn trong mô hình hồi qui probit nhþng sau khi toàn bð loäi bó sau khi ghép (after matching) ghép thì giá trð này gæn bìng 1, hoàn toàn vĆi p có giá trð nhó nhçt là 0,4 hay nói một cách không cò ý nghïa thống kê nĂa. Tóm läi, các khác, có să tþĄng đồng trong phân phối các kiểm đðnh trên cho thçy câ hai phþĄng pháp biến giĂa nhóm can thiệp và nhòm đối chĀng ghép hät nhân và cên gæn nhçt đều cho kết quâ sau khi ghép. tþĄng tă nhau và đâm bâo tính phù hợp cho việc Ngoài ra, tính cân bìng cûa các biến còn xây dăng nhòm đối chĀng, điều này cho thçy kết đþợc đánh giá qua việc giâm giá trð độ lệch quâ xác đðnh giá trð ATT sẽ phù hợp qua hai chuèn hóa tuyệt đối (absolute standardized phþĄng pháp ghép. Bảng 3. Giá trị trung bình của các biến trước và sau khi ghép C c b ến Treated Control % bias % bias reduction p-value *** Tuổ c ủ ộ C ưa ép 55,70 48,05 70,5 0,001 G ép ạt n ân 55,07 54,43 5,9 91,7 0,821 G ép c n ần n ất 55,70 54,97 6,8 90,4 0,791 ** Kn n ệm sản xuất C ưa ép 28,23 23,18 46,7 0,018 G ép ạt n ân 27,75 27,41 3,1 93,3 0,908 G ép c n ần n ất 28,23 26,60 15,1 67,7 0,544 Học vấn c ủ ộ C ưa ép 6,53 5,91 21,93 0,295 G ép ạt n ân 6,39 6,16 8,1 62,86 0,759 G ép c n ần n ất 6,53 6,00 18,7 14,7 0,494 Số t àn v n C ưa ép 4,30 4,54 -20,6 0,321 G ép ạt n ân 4,25 4,16 7,4 64,3 0,782 G ép c n ần n ất 4,30 4,08 18,6 9,5 0,465 D ện tíc đất lúa C ưa ép 1,77 2,37 -35,6 0,153 G ép ạt n ân 1,84 1,60 14,3 59,8 0,400 G ép c n ần n ất 1,77 1,68 5,6 84,2 0.748 Sở ữu e C ưa ép 0,57 0,46 21,1 0,329 G ép ạt n ân 0,57 0,57 -0,4 98,0 0,987 G ép c n ần n ất 0,57 0,55 3,3 84,3 0,899 Sở ữu k o C ưa ghép 0,07 0,02 18,8 0,338 G ép ạt n ân 0,07 0,03 . 15,3 18,8 0,603 G ép c n ần n ất 0,07 0,07 0,0 100,0 1,000 Tỉ lệ c c n uồn t u n p C ưa ép 9,53 7,03 16,0 0,428 ngoài lúa G ép ạt n ân 6,53 6,72 -1,20 92,6 0,957 G ép c n ần n ất 9,53 7,67 11,9 25,5 0,676 Ghi chú: ** và *** khác biệt ở mức ý nghĩa P
Trần Quốc Nhân Bảng 4. Chất lượng các chî số trước và sau khi ghép 2 2 Pseudo R Pseudo R p > Chi2 p > Chi2 Mean standardized bias Mean standardized bias Tổn % P ươn p p trước ép sau ghép trước ép sau ghép trước ép sau ghép ảm bias Hạt n ân 0,174 0,012 0,005 0,9599 31,4 7,0 81,5 C n ần n ất 0,174 0,020 0,005 0,989 31,4 10,0 74,2 Bảng 5. Ảnh hưởng của việc tham gia HTX đến hiệu quả sản xuất lúa của nông hộ P ươn p p G trị trun bìn C c b ến đầu ra ATT G trị t ghép Tham gia HTX Không tham gia HTX C p í sản xuất (tr ệu đồn / a) Hạt n ân 17,480 18,000 -521 -1,28 C n ần n ất 17,694 18,328 -633 -1,40 Năn suất (tấn/ a) Hạt n ân 7,52 7,47 0,05 0,26 C n ần n ất 7,54 7,44 0,09 0,44 *** G b n (đồn /k ) Hạt n ân 5.192 5.033 160 3,03 ** C n ần n ất 5.186 5.029 157 2,49 * Lợ n u n (tr ệu đồn / a) Hạt n ân 21,617 19,609 2.007 1,74 * C n ần n ất 21,429 19,064 2.364 1,84 Ghi chú: *, ** và *** khác biệt ở mức ý nghĩa lần lượt là P
Ứng d n p ươn p p ép đ ểm xu ướn (PSM) đ n t c động của việc tham gia hợp t c xã đến hiệu quả sản xuất lúa của nông hộ ở huyện Cờ Đỏ, thành phố Cần T ơ TÀI LIỆU THAM KHẢO Maertens M. & Swinnen J.F.M. (2009). Trade, standards and poverty: evidence from Senegal. Admed M.H. & Mesfin H.M. (2017) The impact of World Development. 37(1): 161-178. agricultural cooperatives membership on the Maertens M. & Velde K.V. (2017). Contract-farming in wellbeing of smallholder farmers: empirical staple food chains: the case of rice in Bennin. evidence from eastern Ethiopia. Agricultural and World Development. 95: 73-87. Food Economics, 5(6). Austin P.C. (2011). An introduction to propensity score Mai Văn Nam (2005). Kinh tế hợp tác và vai trò của methods for reducing the effects of counfouding in kinh tế hợp tác và hợp tác xã đối với phát triển sản observational studies. Multivariate Behavioral xuất nông nghiệp vùng Đồng bằng sông Cửu Long. Research. 46: 399-424. Tạp chí Khoa học, Trường Đại học Cần Thơ. 3: 128-137. Becerril J. & Abdulai A. (2010). The Impact of Improved Maize Varieties on Poverty in Mexico: Nannicini T. (2007). Simulation-based Sensitivity A Propensity Score-Matching Approach. World Analysis for Matching Estimators. The Stata Development. 38: 1024-1035. Journal. 7: 334-350. Caliendo M. & Kopeinig S. (2008). Some Practical Nguyễn Tiến Định & Hoàng Vũ Quang (2016). Vai trò Guidance for the Implementation of Propensity hợp tác xã nông nghiệp trong liên kết tiêu thụ lúa Score Matching. Journal of Economic Surveys. vùng Đồng bằng sông Cửu Long. Tạp chí Nông 22: 31-72. nghiệp và Phát triển nông thôn. 24: 14-20. Cục Kinh tế hợp tác và Phát triển nông thôn (2019). Nguyễn Văn Tuấn & Nguyễn Văn Sánh (2015). Hợp Phát triển kinh tế hợp tác và liên kết chuỗi giá trị tác xã nông nghiệp Tiến Đạt huyện Vĩnh Lợi – lợi để chuyển đổi nông nghiệp thích ứng với biến đổi ích đem lại cho thành viên, Tạp chí Khoa học, khí hậu vùng Đồng bằng sông Cửu Long. Tuy cập Trường Đại học Cần Thơ. 36: 23-30. tại http://chuyentrangsk.monre.gov.vn/diendandb Ofori E., Sampson G.S. & Vipham J. (2019). The scl2019/tin-tuc/ket-qua-dien-dan-dbscl-2019/phat- effects of agricultural cooperatives on smallholder trien-kinh-te-hop-tac-va-lien-ket-chuoi-gia-tri-de- livelihoods and agricultural performance in chuy.html, ngày 11/3/2019. Cambodia. Natural Resource Forum. 43: 218-229. Dương Ngọc Thành, Nguyễn Công Toàn & Hà Thị Thu Rosenbaum P.R. & Rubin D.B. (1983). The central role Hà (2018). Đánh giá yếu tố ảnh hưởng đến hiệu of the propensity score in observational studies for quả hoạt động hợp tác xã nông nghiệp tại tỉnh An causal effects. Biometrika. 70(1): 41-55. Giang. Tạp chí Khoa học, Trường Đại học Cần Thơ. 54(4D): 212-219. Smith J.A. & Todd P.E. (2005). Does matching overcome LaLonde’s critique of nonexperimental Girma J. & Gardebroek C. (2015). The impact of estimators? Journal of Econometrics. 125(1-2): contract on organic honey producers’ income in 305-353. southwestern Ethiopia. Forestry and Policy Economics. 50: 259-268. Stuart E.A. & Rubin D.B. (2007). Best practices in quasi-experimental designs: Matching methods for Hoken H. (2016). Participation in farmer's cooperatives causal inference. In: Best practices in Quantitative and its effects on agricultural incomes : Evidence Social Science, edited by J. Osborne. Sage, from vegetable-producing areas in China. IDE Thousand Oaks, CA, USA. pp. 155-176. Discussion Paper No. 578, Japan External Trade Organization. Trần Quốc Nhân, Lê Duy, Đỗ Văn Hoàng & Nguyễn Hoken H. & Su, Q. (2018). Measuring the effect of Duy Cần (2012). Phân tích lợi ích do hợp tác xã agricultural cooperatives on household income: nông nghiệp kiểu mới mang lại cho người dân: case study of a rice-producing cooperative in trường hợp nghiên cứu hợp tác xã Long Tuyền, China. Agribusiness. 34: 831-846. quận Bình Thủy, thành phố Cần Thơ. Tạp chí Khoa học, Trường Đại học Cần Thơ. 22b: 283-293 Kassie M., Shiferaw B. & Muricho G. (2011). Agricultural Technology, Crop Income, and Wendimu M.A., Henningsen A. & Gibbon P. (2016). Poverty Alleviation in Uganda. World Sugarcane outgrowers in Ethiopia: forced to retain Development. 39: 1784-1795. poor? World Development. 83: 84-97. 146