Open Access 
Abstract
The purpose of this study is to analyze the impact of social capital and other factors that affect the market access of coffee farmer households. The study synthesized theories, as well as previous studies, to provide criteria for measuring social capital of coffee farmers' households: including formal social networks, informal social networks, and trust. Besides, the study uses descriptive statistics, logistic regression, two t-average tests to analyze and assess the difference in social capital between poor and non-poor households of 235 coffee farmer households in Lam Dong Province. The results show that Agricultural Extension Associations, Association Organizations (proxy for official social networks), Agents at all levels, Colleagues - Friends (informal social networks), age, years of living in the locality, and labor have an impact on the market access of coffee farmer households. Some recommendations to improve market access of coffee farmers in the province have been proposed, based on the previous theories as well as the results of the research model The research, however, is yet to clarify the impact of social capital on each market of finance, land, labor, extension services, material, and output markets.
Giới thiệu
Trong bối cảnh hội nhập, kinh tế thị trường của Việt Nam nói chung, Lâm Đồng nói riêng, đặc biệt trong ngành trồng cà phê của hộ nông dân thì các mối quan hệ xã hội có vai trò quan trọng ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận thị trường của nông hộ. Quá trình trồng cà phê của nông hộ là một loạt các hoạt động đầu vào, đầu ra như giống cà phê, thuốc bảo vệ thực vật, máy móc, thiết bị, vay vốn, thông tin về chương trình vay, lãi suất, các dịch vụ khuyến nông cũng như giá, thời điểm bán cà phê… Những hoạt động này nằm trong các mối quan hệ ràng buộc mang tính chất cộng đồng tạo thành một mạng lưới xã hội. Bên cạnh những thuận lợi, các hộ trồng cà phê tỉnh Lâm Đồng còn gặp nhiều khó khăn trong tiếp cận thị trường như việc tiếp cận nguồn vốn vay nhằm mở rộng, tái sản xuất, lựa chọn vật tư nông nghiệp có chất lượng như phân bón, thuốc trừ sâu, chuyển đổi giống, ứng dụng khoa học công nghệ cao vào sản xuất… Điều này cho thấy tầm quan trọng của mạng lưới quan hệ xã hội, giữa giữa hộ với họ hàng, bạn bè, hàng xóm, đồng nghiệp, các tổ chức hội đoàn, chính quyền địa phương,... Mặt khác, trong nhiều năm trở lại đây, cụm từ vốn xã hội đã được các nhà nghiên cứu đưa ra thảo luận, bàn bạc. Họ đã cho thấy rằng vốn xã hội tác động một phần không nhỏ vào khả năng tiếp cận thị trường của hộ gia đình hay doanh nghiệp, …: Sự hiện diện của các mạng lưới xã hội làm tăng khả năng áp dụng công nghệ mới của hộ nông dân 1 , 2 , 3 . Mặt khác, các nghiên cứu đã chứng minh vai trò ngày càng quan trọng của vốn xã hội trong tiếp cận thị trường tín dụng của các hộ gia đình như nghiên cứu của Okten & Osili (2004), Heikkilä at al. (2009), Wydick at al. (2011), Lawal at al. (2009) … 4 , 5 , 6 , 7 và Vốn xã hội và tiếp cận thị trường đầu ra của Fafchamps at al. (1998), Joseph, M. & Stein, T.H. (2014),…cho rằng vốn xã hội góp phần làm tăng khả năng tiếp cận, chuyển giao, chia sẻ thông tin về thị trường và các cơ hội khác 8 , 9 . Các nghiên cứu này đã đưa ra phương pháp tiếp cận, cơ sở khoa học và những bằng chứng thực nghiệm làm nền tảng cho việc xây dựng cơ sở lý thuyết về phân tích tác động vốn xã hội đối với hoạt động kinh tế của hộ gia đình. Tuy nhiên, vẫn chưa có nghiên cứu nào: (1) Xác định được các chủ thể thuộc mạng lưới xã hội; (2) Đánh giá tác động của từng chủ thể thuộc mạng lưới xã hội đến khả năng tiếp cận thị trường. Đặc biệt là họ gia đình hộ trồng cà phê.
Với sự phụ thuộc, tương trợ và chia sẻ từ mạng lưới xã hội trong quá trình hoạt động, câu hỏi đặt ra: Vốn xã hội có thực sự góp phần làm tăng khả năng tiếp cận thị trường hay không? Có sự khác biệt vốn xã hội giữa hộ nghèo và hộ không nghèo trong tiếp cận thị trường hay không? Vì vậy, Nghiên cứu chọn đề tài Ảnh hưởng vốn xã hội đến khả năng tiếp cận thị trường của hộ trồng cà phê tỉnh Lâm Đồng làm đề tài nghiên cứu.
Cơ sở lý thuyết và phương pháp nghiên cứu
Lý thuyết vốn xã hội
Một nguồn lực vô hình được tồn tại trong các mối quan hệ xã hội được đề cập đến với tên gọi là vốn xã hội (Social captial). Kể từ khi nhà giáo dục học người Mỹ Lya Judson Hanifan đưa ra đầu tiên vào năm 1916, mãi cho đến năm 1986 trở về sau đã có rất nhiều nhà nghiên cứu đưa ra các định nghĩa cũng như các cách tiếp cận khác nhau về vốn xã hội dưới nhiều lĩnh vực như giáo dục, xã hội học, kinh tế,…trong đó, tiêu biểu là: Bourdieu (1986); Coleman (1988); Putnam (1993); Fukuyama (1995); Nahapiet & Ghosal (1998); Woolcock (1998); Cohen & Field (1998); Lin (1999);… 10 , 11 , 12 , 13 , 1 , 14 , 15 , 16 . Đến năm 2000, Putnam mới đưa ra được khái niệm và cách tiếp cận nghiên cứu tương đối hoàn chỉnh về vốn xã hội dựa vào hai tiêu chí (1) cấu trúc mạng lưới: chỉ ra hệ thống phân tầng mạng lưới, tần suất kết nối giữa các chủ thể trong mạng lưới; (2) chất lượng quan hệ trong mạng lưới: sự tin tưởng, kỳ vọng và chia sẻ lẫn nhau giữa các chủ thể trong mạng lưới 12 . Và ít nhiều cũng đã được tiếp thu vào các công trình nghiên cứu sau đó của rất nhiều nhà nghiên cứu như Lin (2001); Woolcock (2000); ABS (2004); Lisakka (2006); Yusuf (2008); Hoài (2010), Điền (2012) 17 , 18 , 19 , 20 , 21 , 22 , 23 … Tất cả họ đều cho rằng: cấu trúc mạng lưới và chất lượng của nó được cho là có vai trò quan trọng ảnh hưởng đến các kết quả nghiên cứu. Mặc dù kết quả nghiên cứu của các tác giả tại những vùng, quốc gia khác nhau, song đại đa số họ đều gặp nhau ở những điểm sau đây: (1) Vốn xã hội chỉ tồn tại khi và chỉ khi chủ thể tham gia mạng lưới xã hội; (2) Các chủ thể tham gia mạng lưới ít nhiều đều nhận được lợi ích từ mạng lưới đó: có nhiều cơ hội tiếp cận, huy động hoặc sử dụng có hiệu quả các nguồn lực khác như: tự nhiên, vật thể, tài chính, con người,…; (3) Các đặc trưng của mạng lưới xã hội bao gồm các nghĩa vụ, kỳ vọng, quy chuẩn, chuẩn mực dựa vào niềm tin, sự tương hỗ qua lại 20 , 21 , 19 , 24 , 25 , 26 , 9 . Như vậy, vốn xã hội của một cá nhân là các mối quan hệ xã hội mà người đó có được khi tham gia vào mạng lưới xã hội nhằm đem lại lợi ích về điều kiện thuận lợi để tiếp cận, huy động và sử dụng hiệu quả các nguồn lực khác như: vốn vật thể, vốn tài chính, vốn tự nhiên, vốn con người. Các đặc trưng của mạng lưới xã hội được thể hiện thông qua nghĩa vụ, sự tín nhiệm, sự tin cậy, chia sẽ, hỗ trợ lẫn nhau,…
Cũng theo Putnam chia mạng lưới xã hội thành hai loại: (1) Mạng lưới chính thức: các cá nhân tham gia vào tổ chức hợp pháp như đảng phái chính trị, nhóm tôn giáo, và các hiệp hội; và (2) mạng lưới phi chính thức: các mối quan hệ của cá nhân với hàng xóm, bạn bè, đồng nghiệp hoặc thậm chí là những người xa lạ 27 . Mặt khác, trong nghiên cứu của mình, Putnam và cộng sự (1993) đặt niềm tin vào vị trí trung tâm của lý thuyết vốn xã hội, niềm tin là thành phần thiết yếu của vốn xã hội. Niềm tin tạo điều kiện thuận lợi cho sự tương trợ và mức độ tin tưởng trong cộng đồng càng lớn, khả năng hợp tác càng lớn 12 . Vì vậy, mạng lưới xã hội (bao gồm mạng lưới chính thức, phi chính thức) và các quy chuẩn (tin tưởng, sự tương trợ, giúp đỡ, tần suất…) là những thành phần quan trọng lần lượt đại diện cho cấu trúc và chất lượng của vốn xã hội cộng đồng. Các tiêu chí đo lường vốn xã hội đối với nghiên cứu này được trình bày ở Table 1 .
| Tiêu chí đo lường vốn xã hội | Giải thích | Đo lường | Nguồn |
| Mạng lưới chính thức | Đây là mạng lưới thường do chính quyền địa phương thành lập ra hoặc là những cơ quan, ban ngành đại diện cho tiếng nói người dân, hỗ trợ người dân… | Số lần tham gia vào tổ chức. | Hoang & cs (2010) 29; Dufhues & cs (2011) 25; Salman K. & cs (2015)28. |
| Số tổ chức mà các thành viên trong gia đình tham gia. | Okten & cs (2004) 4; Salman K. & cs (2015) 28. | ||
| Mạng lưới phi chính thức | Là mạng lưới do người dân, do công ty, hiệp hội hay một cá nhân nào đó đứng ra thành lập hợp pháp và tuân thủ theo qui định của pháp luật | Số lần nhận được sự hỗ trợ, giúp đỡ…khi hộ cần. | Heikkila & cs (2009)5; Sen (2010) 32. |
| Niềm tin/lòng tin | Là sự tin tưởng, niềm tin vào những chủ thể, cá nhân trong mạng lưới mà mình tiếp xúc. | Mức độ tin cậy lẫn nhau trong cộng đồng; sẵn sàng hỗ trợ, hợp tác,… | Putnam (1993) 12; Coleman (1990) 30; Togba (2009) 31; Heikkila & cs (2009) 4. |
Tiếp cận thị trường
Kleih et al (1999) cho rằng: tiếp cận thị trường nông sản là việc người nông dân có đầy đủ thông tin, tiềm lực xã hội, tài chính, vật chất để mua vật tư đầu vào và bán sản phẩm nông nghiệp làm ra ở các khu vực có lợi cho họ 33 . Nghĩa là người nông dân có đủ nguồn lực để có thể giao thiệp với người bán vật tư đầu vào phục vụ cho quá trình sản xuất của nông hộ, đồng thời họ cũng có đủ khả năng để tiếp cận và đàm phán với các nhà cơ sở thu mua để bán sản phẩm họ làm ra ở một mức có lợi. Theo Hiếu & cộng sự (2013) 34 , thì tiếp cận thị trường trong sản xuất kinh doanh nông nghiệp là một nội dung rất rộng, bao hàm khả năng người dân tiếp cận đến hàng loạt các yếu tố nguồn lực cho quá trình sản xuất như đất đai, tín dụng, khoa học kỹ thuật… và khả năng tiêu thụ nông sản phẩm được làm ra 35 . Theo Thắng (2006) 35 , Hiếu & cộng sự (2013) 34 , Cường (2017) 36 thì thị trường nông nghiệp hiện nay ở nước ta có thể phân loại thành 5 nhóm thị trường cụ thể: (1) Thị trường tín dụng; (2) Thị trường đất đai; (3) Thị trường lao động; (4) Thị trường vật tư nông nghiệp và dịch vụ khuyến nông; (5) Thị trường tiêu thụ sản phẩm 18 , 35 , 37 .
Phương pháp nghiên cứu
Mô hình nghiên cứu
Cho đến nay, có rất nhiều nghiên cứu về tác động của vốn xã hội đến hoạt động thị trường đầu vào cũng như đầu ra của hộ gia đình, doanh nghiệp. Trong số đó phải kể đến: Grootaert (1999), Okten & cộng sự (2004), Lawal & cộng sự (2009), Điền (2012), Duy (2017), Joseph, M. & Stein, T.H. (2014)… 38 , 4 , 7 , 23 , 39 , 9 . Mặt khác, thông qua lược khảo tài liệu nghiên cứu có liên quan, kết hợp với các yếu tố thuộc về đặc điểm của hộ gia đình và khảo sát thực tế tại địa bàn, tác giả đề xuất mô hình tác động vốn xã hội đến khả năng tiếp cận thị trường của hộ trồng cà phê tỉnh Lâm Đồng được thể hiện ở Figure 1 .
Figure 1 . Tác động của vốn xã hội đến khả năng tiếp cận thị trường của hộ trồng cà phê
Nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi quy Logistic: Log e [P(Y=1)/P(Y=0)] = β 0 + β 1 X 1 + β 2 X 2 + β 3 X 3 … + β n X n .
Để ước lượng mô hình này ta chuyển về dạng tuyến tính: Y i = β 0 + β i X i + ε i với Y i : là biến phụ thuộc và được đo lường bằng hai giá trị 1 và 0.
Mô hình được thiết lập:
KNTCTT = β 0 + β 1 HN + β 2 HD + β 3 CB + β 4 TL + β 5 DL + β 6 DN + β 7 TR + β 8 KC + β 9 TU + β 10 KN + β 11 SN + β 12 TD + β 13 LD
Trong đó: KNTCTT là biến phụ thuộc đo lường khả năng tiếp cận thị trường của hộ trồng cà phê, biến này nhận giá trị 1 nếu nông hộ có khả năng tiếp cận thị trường tốt (giá mua vật tư nông nghiệp, chọn thuốc bảo vệ thực vật, phân bón có chất lượng, giá bán, kỹ thuật chăm sóc, trồng cà phê cũng như thị trường lao động,…) và ngược lại sẽ nhận giá trị 0. Các biến trong mô hình được mô tả tại Table 2 .
| Tên biến | Đơn vị tính | Giải thích | Nguồn tham khảo | Kỳ vọng |
| Mạng lưới chính thức | ||||
| Tổ chức khuyến nông (HN) | Số lần | Số lần mà hộ tham gia vào Tổ chức khuyến nông trong 01 năm | Harper & cộng sự (2003) 42; Woolcock (2000) 18 | + |
| Tổ chức Hội Đoàn (HĐ) | Số tổ chức | Tổng số tổ chức/ban/hiệp hội mà thành viên trong hộ tham gia. | ABS* (2004) 19; V.Vella & cộng sự (2006) 37; Hoài & cộng sự (2014) 22 | + |
| Mạng lưới phi chính thứcCán bộ tín dụng (CB)Thương lái các cấp (TL)Đại lý các cấp (ĐL)Đồng nghiệp/bạn bè (ĐN) | Số người | Số người có thể giúp đỡ, chia sẻ,… khi hộ cần. | OECD** (2001); ABS (2004) 19; Hoài & cộng sự (2014) 22 | + |
| Lòng tin (TR) | 0/1 | Nhận giá trị 1 – tin tưởng và giá trị 0 – không tin tưởng | ABS (2004) 19; V.Vella & cộng sự (2006) 37; Hoài & cộng sự (2014) 22 | + |
| Khoảng cách (KC) | Km | Khoảng cách từ nhà của hộ đến đường giao thông chính, nhận giá trị là số km tương ứng. | Senyolo & cộng sự. (2009) 40; Berahanu Kuma (2012) 41 | - |
| Tuổi (TU) | Năm | Năm tuổi, nhận giá trị tương ứng số tuổi của người trực tiếp trồng cà phê tính đến thời điểm hiện tại. | Berahanu Kuma (2012) 41; Anteneh & cộng sự 2011)3; | +/- |
| Kinh nghiệm (KN) | Năm | Kinh nghiệm, nhận giá trị tương ứng với số năm trồng cà phê của người trực tiếp trồng chính tính đến thời điểm hiện tại. | Berahanu Kuma (2012) 41; Anteneh & cộng sự 2011) 3; | + |
| Số năm sống tại địa phương (SN) | Năm | Số năm, nhận được giá trị tương ứng với số năm mà chủ hộ sinh sống tại địa phương tín đến thời điểm hiện tại. | Do tác giả đề xuất từ điều tra thực tế | + |
| Trình độ học vấn (TD) | Năm | Trình độ học vấn, nhận giá trị tương ứng với số năm đi học của người trực tiếp trồng cà phê tính đến thời điểm hiện tại. | Berahanu Kuma (2012) 41; Anteneh & cộng sự 2011) 3; | + |
| Lao động (LD) | Tỷ lệ | Tỷ lệ lao động, nhận giá trị là tỷ lệ lao động trực tiếp tham gia trồng cà phê /tổng số nhân khẩu của hộ. | Berahanu Kuma (2012) 41; Anteneh & cộng sự 2011)3; | + |
Dữ liệu nghiên cứu
Lâm Đồng có 12 đơn vị hành chính: 02 thành phố (Đà Lạt, Bảo Lộc) và 10 huyện. Diện tích trồng cà phê 162.277,2 ha, chiếm gần 66,35% tổng diện tích cây lâu năm. Trong đó, Đà Lạt, Đức Trọng, Lâm Hà, Bảo Lộc, Di Linh là những vùng có diện tích trồng cà phê lớn (Theo số liệu của Cục thống kê Lâm Đồng, 2017). Số liệu sơ cấp được thu thập bằng phương pháp chọn mẫu thuận tiện có điều kiện, tác giả tiến hành phỏng vấn trực tiếp các hộ trồng cà phê tại 10 xã/Thị trấn thuộc 5 huyện/Thành phố ( Table 2 ) thông qua bảng câu hỏi đã được soạn trước. Điều tra được tiến hành vào tháng 7, 8, 9 năm 2018. Đối tượng lấy mẫu: chủ hộ (chủ hộ là người quyết định toàn bộ quá trình sản xuất, kinh doanh, các mối quan hệ trong quá trình trồng cà phê). Số lượng mẫu nghiên cứu được trình bày tại Table 3 .
| Địa bàn | Tần suất (hộ) | Tỷ lệ (%) | ||
| Tỉnh | Huyện/Thành phố | Xã/Thị trấn | ||
| Lâm Đồng | Đà Lạt | Trạm Hành | 19 | 8,09 |
| Đức Trọng | Bình Thạnh | 35 | 14,89 | |
| NThôn Hạ | 37 | 15,74 | ||
| Tân Hội | 25 | 10,64 | ||
| Lâm Hà | Thị trấn Nam Ban | 29 | 12,34 | |
| Tân Văn | 15 | 6,38 | ||
| Phú Sơn | 27 | 11,49 | ||
| Bảo Lộc | Lộc Thanh | 21 | 8,94 | |
| Đại Lào | 12 | 5,11 | ||
| Di Linh | Gia Hiệp | 15 | 6,38 |
Theo Tabachinick & Fidell (1991), khi sử dụng các phương pháp hồi quy, kích thước mẫu cần thiết được tính theo công thức: n ≥ 50 + 8p. Trong đó: n là kích thước mẫu tối thiểu cần thiết, p là số lượng biến độc lập trong mô hình. Do đó, 13 biến độc lập trong mô hình nghiên cứu được đề xuất thì cỡ mẫu cần điều tra là n ≥ 50+8*13= 154 quan sát. Vậy với cỡ mẫu 235 quan sát, dữ liệu đã đảm bảo thực hiện kiểm định mô hình nghiên cứu.
Kết quả và thảo luận
Tình hình trồng cà phê tỉnh Lâm Đồng
| STT | Tỉnh | 2013 | 2014 | 2015 | 2016 | 2017 | 2018 |
| 1 | Diện tích (ngàn ha) | 151 | 153 | 155 | 161 | 162 | 163 |
| 2 | Sản lượng (ngàn tấn) | 372 | 392 | 404 | 422 | 440 | 496 |
| 3 | Năng suất bình quân (tạ/ha) | 26 | 27 | 28 | 28 | 29 | 30 |
Theo số liệu Table 4 , diện tích, sản lương và năng suất bình quân tính trên một ha trồng cà phê tỉnh Lâm Đồng có xu hướng tăng từ năm 2012 đến năm 2018, đây là kết quả của chương trình tái canh cà phê, việc chuyển đổi vườn cà phê già cỗi sang trồng mới hoặc ghép các giống cà phê mới. Tuy nhiên, sản lượng và năng suất bình quân chưa tương xứng với tiềm năng của ngành cà phê tỉnh Lâm Đồng (năm 2015, 2016 không tăng, đạt mức 28 tạ/ha), nguyên nhân là do việc thực hiện tái canh cà phê tại các địa phương vẫn chưa đồng đều, khó khăn trong tiếp cận vốn, nguồn giống chất lượng cũng khiến hộ nông dân chưa mạnh dạn tổ chức tái canh cà phê, trồng mới...
Kết quả thống kê vốn xã hội của hộ trồng cà phê tỉnh Lâm Đồng
Theo kết quả Table 5 cho thấy, các chỉ tiêu Tổ chức, Hội Đoàn, Đại lý các cấp, Đồng nghiệp/bạn bè, Số năm sống tại địa phương có giá trị trung bình tương đối cao tương ứng với 2,43; 2,71; 9,49; 32,13. Bên cạnh đó, có sự khác biệt giữa hộ nghèo và hộ không nghèo: đối với Tổ chức hội đoàn (có giá trị từ 0 đến 5), số hộ tham gia trên 2 tổ chức là 182 hộ, chiếm 77,4% so với tổng số hộ khảo sát, hộ nghèo là 50 hộ, hộ không nghèo chiếm 132 hộ. Đối với chỉ tiêu Đại lý các cấp (có giá trị từ 0 đến 4), số hộ quen biết nhiều hơn 1 đại lý là 166 hộ chiếm 70,6% so với tổng số hộ khảo sát, hộ nghèo 29 hộ, hộ không nghèo là 137 hộ. Đối với chỉ tiêu Đồng nghiệp/bạn bè (có giá trị từ 0 đến 15), số hộ nhận được sự giúp đỡ, chia sẻ từ Đồng nghiệp/bạn bè từ 3 đến 10 người là 91 hộ, 38,7% (hộ nghèo là 38 hộ, hộ không nghèo là 53 hộ, trên 10 người là 102 hộ, 43,4% so với tổng số hộ được khảo sát (hộ nghèo là 11 hộ, hộ không nghèo là 91 hộ). Đối với chỉ tiêu Số năm sống tại địa phương (có giá trị từ 1 đến 59), đa số các hộ đều có thời gian cư trú tại địa phương trên 10 năm là 203 hộ, 86,4% (hộ nghèo 58 hộ, hộ không nghèo là 145 hộ. Tương tự, những chỉ tiêu có giá trị trung bình thấp hơn như Hội khuyến nông (1,32 hội), Cán bộ tín dụng (1,35 người), Lao động (0,65). Nhìn chung những chỉ tiêu này đếu có đặc điểm giống những chỉ tiêu đã phân tích ở trên, hộ không nghèo có tần số tham gia vào các hội hay được chia sẻ, giúp đỡ khi gặp khó khăn nhiều hơn hộ nghèo (Hội khuyến nông có số lần tham gia trên 1 hội là 137 hộ, 58,3%, hộ nghèo 19 hộ, hộ không nghèo 118 hộ; số hộ quen biết và được giúp đỡ nhiều hơn 1 Cán bộ tín dụng là 113 hộ, 48,1%, hộ nghèo là 41 hộ, hộ không nghèo là 72 hộ; tỷ lệ lao động tham gia vào quá trình trồng cà phê lớn hơn 0,5 của hộ không nghèo (52 hộ), ít hơn hộ không nghèo (127 hộ).
| STT | Chỉ tiêu | ĐVT | Tình trạng hộ (TTH) (Số hộ) | Nhỏ nhất | Lớn nhất | Trung bình | Độ lệch chuẩn | |
| Hộ nghèo (78 hộ) | Không nghèo (157 hộ) | |||||||
| Mạng lưới chính thức | ||||||||
| 1 | Hội khuyến nông (HN) | Số lần | 0 | 2 | 1,32 | 0,865 | ||
| "0-1" | 59 | 39 | ||||||
| ">1" | 19 | 118 | ||||||
| 2 | Tổ chức Hội Đoàn (HD) | Số tổ chức | 0 | 5 | 2,43 | 1,190 | ||
| "0-2" | 28 | 25 | ||||||
| ">2" | 50 | 132 | ||||||
| Mạng lưới phi chính thức | ||||||||
| 3 | Cán bộ tín dụng (CB) | Số người | 0 | 5 | 1,35 | 1,277 | ||
| "0-1" | 37 | 85 | ||||||
| ">1" | 41 | 72 | ||||||
| 4 | Thương lái các cấp (TL) | Số người | 0 | 5 | 3,63 | 1,122 | ||
| "0-1" | 8 | 20 | ||||||
| ">1" | 70 | 137 | ||||||
| 5 | Đại lý các cấp (DL) | Số người | 0 | 4 | 2,71 | 1,506 | ||
| "0-1" | 49 | 20 | ||||||
| ">1" | 29 | 137 | ||||||
| 6 | Đồng nghiệp/bạn bè (DN) | Số người | 0 | 15 | 9,49 | 5,089 | ||
| "0-2" | 29 | 13 | ||||||
| "3-10" | 38 | 53 | ||||||
| ">10" | 11 | 91 | ||||||
| 7 | Lòng tin (TR) | 0/1 | 0 | 1 | 0,83 | 0,380 | ||
| 0 | 15 | 26 | ||||||
| 1 | 63 | 131 | ||||||
| 8 | Khoảng cách (KC) | Km | 0 | 9 | 5,29 | 1,657 | ||
| "0-5" | 61 | 123 | ||||||
| ">5" | 17 | 34 | ||||||
| 9 | Tuổi (TU) | Năm | 19 | 59 | 37,86 | 10,139 | ||
| "19-30" | 47 | 25 | ||||||
| ">30-39" | 13 | 23 | ||||||
| ">39" | 18 | 109 | ||||||
| 10 | Kinh nghiệm (KN) | Năm | 1 | 29 | 10,05 | 8,645 | ||
| "1-5" | 63 | 48 | ||||||
| ">5" | 15 | 109 | ||||||
| 11 | Số năm sống tại địa phương(SN) | Năm | 1 | 59 | 32,13 | 14,915 | ||
| "1-10" | 20 | 12 | ||||||
| ">10" | 58 | 145 | ||||||
| 12 | Trình độ học vấn (TD) | Năm | 0 | 16 | 7,17 | 3,689 | ||
| "0-5" | 62 | 51 | ||||||
| ">5" | 16 | 106 | ||||||
| 13 | Lao động (LD) | Tỷ lệ | 0.37 | 1 | 0,65 | 0,171 | ||
| "0.37-0.5" | 26 | 30 | ||||||
| ">0.5" | 52 | 127 | ||||||
Theo kết quả thống kê, hộ không nghèo có mối quan hệ xã hội nhiều hơn hộ nghèo, họ cũng tham gia các hội, tổ chức nhiều hơn nên hộ không nghèo nhận được sự chia sẻ giúp đỡ nhiều hơn hộ nghèo. Vậy khả năng tiếp cận thị trường của hộ trồng cà phê tỉnh Lâm Đồng bị ảnh hưởng bởi những yếu tố nào, giữa hộ nghèo và không nghèo khác biệt ra sao sẽ được phân tích cụ thể bên dưới.
Phân tích tác động của vốn xã hội đến khả năng tiếp cận thị trường của hộ trồng cà phê tỉnh Lâm Đồng
Xem xét mức độ phù hợp của mô hình ( Table 6 ), những hộ trồng cà phê không có khả năng tiếp cận thị trường là 93 hộ trong đó mô hình dự báo đúng là 91 hộ, tỷ lệ dự báo chính xác là 93,8%. Những hộ có khả năng tiếp cận thị trường tốt là 142, mô hình dự báo đúng là 136 hộ chiếm 98,6%. Và mô hình dự báo chính xác là 96,6%.
| Observed | Predicted | ||||
| KNTCTT | |||||
| khong co kha nang tiep can thi truong | kha nang tiep can thi truong tot | Percentage Correct | |||
| Step 1 | KNTCTT | khong co kha nang tiep can thi truong | 91 | 6 | 93,8 |
| kha nang tiep can thi truong tot | 2 | 136 | 98,6 | ||
| Overall Percentage | 96,6 |
Ta xét kiểm định Omnibus ( Table 7 ), ta xét sig của model là 0,00 < 0,01 (với độ tin cậy 99%). Như vậy các biến độ lập có quan hệ tuyến tính với biến phụ thuộc trong tổng thể. Nói cách khác, mô hình lựa chọn là phù hợp.
| Chi-square | df | Sig. | ||
| Step 1 | Step | 264,773 | 13 | 0,000 |
| Block | 264,773 | 13 | 0,000 | |
| Model | 264,773 | 13 | 0,000 |
Kết quả mô hình hồi quy Logistic ( Table 7 ) cho thấy mạng lưới chính thức ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận thị trường của hộ trồng cà phê tỉnh Lâm Đồng. Trong đó: Tổ chức khuyến nông (HN) có Sig. = 0,013 < 0,05; Tổ chức Hội Đoàn (HD) có Sig. = 0,026 < 0,05, cả hai đều có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 95%, hệ số β mang dấu dương có nghĩa biến HN, HD tỷ lệ thuận và tương quan có ý nghĩa với biến phụ thuộc KNTCTT. Thực tế khảo sát cho thấy khi hộ trồng cà phê tham gia càng nhiều các lớp tập huấn do bên khuyến nông tổ chức, các hội đoàn như Hội nông dân, Hợp tác xã, Hội thanh niên, Hội phụ nữ thì hộ càng nhận được nhiều thông tin về giống cà phê mới mang lại hiệu quả kinh tế cao hơn, hoặc trên thị trường đang có thuốc trừ sâu, phân bón nào tốt nhất, kinh nghiệm trồng cà phê từ những người cùng tham gia…từ đó nâng cao KNTCTT của hộ.
Nhìn vào Table 8 có thể thấy rằng: Đối với mạng lưới không chính thức, biến Đại lý các cấp (DL) có Sig. = 0,000 < 0,01 có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 99%; Đồng nghiệp/bạn bè (DN) có Sig. = 0,018 < 0,05 có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 95%, cả hai đều hệ số β mang dấu dương có nghĩa biến DL, DN tỷ lệ thuận và tương quan có ý nghĩa với biến phụ thuộc KNTCTT. Khi hộ trồng cà phê quen biết nhiều đại lý đồng nghĩa với việc thông tin giá bán cà phê mà hộ nhận được sẽ chính xác hơn, bán được giá cao nhất có thể, hộ trồng cà phê nhận được càng nhiều sự giúp đỡ, chia sẻ từ Đồng nghiệp/bạn bè thì KNTCTT sẽ tốt hơn.
Biến Tuổi (TU) có Sig. = 0,066 < 0,1 có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 90%; Số năm sống tại địa phương (SN) có Sig. = 0,004 < 0,01 có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 99%; Lao động (LD) có Sig. = 0,029 < 0,05 có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 95%, cả ba đều có hệ số β mang dấu dương có nghĩa biến TU, SN, LD tỷ lệ thuận và tương quan có ý nghĩa với biến phụ thuộc KNTCTT. Thực tế cho thấy chủ hộ, người trực tiếp trồng cà phê càng lớn tuổi, sống tại địa phương càng lâu năm, tỷ lệ lao động tham gia vào quá trình trồng cà phê càng lớn thì mối quan hệ xã hội của họ càng rộng, KNTCTT dễ dàng hơn.
| Các biến độc lập | Hệ số β | S. E | Wald | Df | Sig. | Exp(β) |
| Hằng số | -29,209 | 7,443 | 15,398 | 1 | 0,000 | 0,000 |
| Mạng lưới chính thức (IF) | ||||||
| Tổ chức khuyến nông (HN) | 1,700 | 0,685 | 6,161 | 1 | 0,013 | 5,477 |
| Tổ chức Hội Đoàn (HD) | 0,917 | 0,411 | 4,981 | 1 | 0,026 | 2,501 |
| Mạng lưới phi chính thức (FL) | ||||||
| Cán bộ tín dụng (CB) | 0,263 | 0,364 | 0,524 | 1 | 0,469 | 1,301 |
| Thương lái các cấp (TL) | -0,035 | 0,397 | 0,008 | 1 | 0,929 | 0,965 |
| Đại lý các cấp (DL) | 1,841 | 0,512 | 12,924 | 1 | 0,000 | 6,305 |
| Đồng nghiệp/bạn bè (DN) | 0,333 | 0,141 | 5,606 | 1 | 0,018 | 1,396 |
| Lòng tin (TR) | 1,507 | 1,069 | 1,985 | 1 | 0,159 | 4,512 |
| Khoảng cách (KC) | 0,425 | 0,279 | 2,332 | 1 | 0,127 | 1,530 |
| Tuổi (TU) | 0,114 | 0,062 | 3,375 | 1 | 0,066 | 1,121 |
| Kinh nghiệm (KN) | -0,086 | 0,077 | 1,246 | 1 | 0,264 | 0,918 |
| Số năm sống tại địa phương (SN) | 0,111 | 0,039 | 8,297 | 1 | 0,004 | 1,118 |
| Trình độ học vấn (TD) | 0,200 | 0,178 | 1,274 | 1 | 0,259 | 1,222 |
| Lao động (LD) | 6,790 | 3,117 | 4,743 | 1 | 0,029 | 888,662 |
| Số quan sát (N) | 235 | |||||
| -2 Log likelihood | 53,816 | |||||
| Hệ số Negekerke R Square | 0,911 | |||||
Cũng từ Table 8 , sử dụng kết quả của cột hệ số hồi quy (β) và cột (Exp(β) = e β ), hình thành kịch bản xác xuất thay đổi khi xác suất ban đầu lần lượt là 10%, 20%, 30%.
Đặt P 0 : xác xuất ban đầu;
P 1 : xác xuất thay đổi. P 1 được tín theo công thức sau: P 1 = (P 0 x e β )/(1 - P 0 (1 - e β ))
| Các biến độc lập | β | Exp(β) | Xác suất tiếp cận thị trường được ước tính khi biến giải thích thay đổi một đơn vị và xác suất ban đầu (%) | ||
| 10% | 20% | 30% | |||
| Tổ chức khuyến nông (HN) | 1,7 | 5,477 | 0,37832 | 0,57793 | 0,7 |
| Tổ chức Hội Đoàn (HD) | 0,917 | 2,501 | 0,21746 | 0,38471 | 0,52 |
| Đại lý các cấp (DL) | 1,841 | 6,305 | 0,41196 | 0,61184 | 0,73 |
| Đồng nghiệp/bạn bè (DN) | 0,333 | 1,396 | 0,13428 | 0,25871 | 0,37 |
| Tuổi (TU) | 0,114 | 1,121 | 0,11076 | 0,2189 | 0,32 |
| Số năm sống tại địa phương (SN) | 0,111 | 1,118 | 0,1105 | 0,21844 | 0,32 |
| Lao động (LD) | 6,79 | 888,66 | 0,98997 | 0,99552 | 1 |
Từ kết quả tính toán tại Table 9 , thấy rằng:
Mạng lưới chính thức (Tổ chức khuyến nông (HN), Tổ chức hội đoàn (HD)): giả sử hộ trồng cà phê có xác suất tiếp cận thị trường ban đầu là 10%. Khi các yếu tố khác không đổi, nếu số lần hộ tham gia tăng thêm 01 đơn vị thì xác xuất tiếp cận thị trường của HN tăng lên 37,8%, HD tăng lên 21,7%. Nếu xác suất ban đầu là 20%, xác xuất tiếp cận thị trường của HN tăng lên 57,8%, HD tăng lên 38,5% và xác suất ban đầu là 30%, xác xuất tiếp cận thị trường của HN tăng lên 70%, HD tăng lên 52%.
Mạng lưới không chính thức (Đại lý các cấp (DL), Đồng nghiệp/bạn bè (DN)): giả sử hộ trồng cà phê có xác suất tiếp cận thị trường ban đầu là 10%. Khi các yếu tố khác không đổi, nếu số người mà hộ quen biết sẵn sàng giúp đỡ, chia sẻ khi hộ cần tăng thêm 01 đơn vị thì xác xuất tiếp cận thị trường của DL tăng lên 41,2%, DN tăng lên 13,4%. Nếu xác suất ban đầu là 20%, xác xuất tiếp cận thị trường của DL tăng lên 61,2%, DN tăng lên 25,9% và xác suất ban đầu là 30%, xác xuất tiếp cận thị trường của DL tăng lên 73%, DN tăng lên 37%.
Như vậy giữa hai mạng lưới của vốn xã hội thì biến DL của mạng lưới phi chính thức có sự thay đổi nhiều nhất khi xác suất ban đầu thay đổi 1 đơn vị, kế đến là biến HN, HD của mạng lưới chính thức, thấp nhất là biến DN.
Đối với biến Tuổi (TU), Số năm sống tại địa phương (SN), Lao động (LD): giả sử hộ trồng cà phê có xác suất tiếp cận thị trường ban đầu là 10%. Khi các yếu tố khác không đổi, nếu số tuổi, số năm sống tại địa phương của người trực tiếp trồng cà phê cũng như tỷ lệ lao động tham gia của hộ tăng thêm 01 đơn vị thì xác xuất tiếp cận thị trường của biến TU, SN tăng lên 11,1%, LD tăng lên 98,9%. Nếu xác suất ban đầu là 20%, xác xuất tiếp cận thị trường của TU, SN tăng lên khoảng 21,8%, LD tăng lên 99,5% và xác suất ban đầu là 30%, xác xuất tiếp cận thị trường của TU, SN tăng lên 32%, LD tăng lên 100%. Như vậy, trong ba biến thì tỷ lệ lao động có sự thay đổi nhiều nhất khi xác xuất ban đầu thay đổi 1 đơn vị.
Sự khác biệt giữa vốn xã hội của nhóm hộ nghèo và không nghèo đối với khả năng tiếp cận thị trường của hộ nông dân tỉnh Lâm Đồng
| Biến phụ thuộc | Trung bình | Độ lệch chuẩn | Hộ nghèo | Không nghèo | Chênh lệch | Trị số T | Giá trị p | ||
| Trung bình | Độ lệch chuẩn | Trung bình | Độ lệch chuẩn | ||||||
| Mạng lưới chính thức | |||||||||
| Tổ chức khuyến nông (HN) | 0,996 | 0,11 | 0,65 | 0,85 | 1,65 | 0,659 | -1 | 9,079 | 0,000 |
| Tổ chức Hội Đoàn (HD) | 0,567 | 0,178 | 2,05 | 1,395 | 2,62 | 1,029 | -0,57 | 3,183 | 0,002 |
| Mạng lưới phi chính thức | |||||||||
| Đại lý các cấp (DL) | 1,652 | 0,193 | 1,6 | 1,489 | 3,25 | 1,182 | -1,65 | 8,554 | 0,000 |
| Đồng nghiệp/bạn bè (DN) | 5,632 | 0,603 | 5,73 | 4,248 | 11,36 | 4,399 | -5,63 | 9,348 | 0,000 |
| Các biến khác | |||||||||
| Tuổi (TU) | 10,472 | 1,229 | 30,86 | 7,995 | 41,33 | 9,274 | -10,47 | 8,521 | 0,000 |
| Số năm sống tại địa phương (SN) | 14,1 | 1,853 | 22,71 | 12,921 | 36,81 | 13,6 | -14,1 | 7,611 | 0,000 |
| Lao động (LD) | 0,049 | 0,024 | 0,617 | 0,188 | 0,666 | 0,16 | -0,049 | 2,071 | 0,039 |
Table 10 cho thấy: nghiên cứu sử dụng kiểm định giá trị trung bình từng mạng lưới chính thức và phi chính thức để so sánh sự khác biệt giữa mạng lưới chính thức, phi chính thức và các yếu tố thuộc về nhân khẩu của hộ nghèo và hộ không nghèo của hộ trồng cà phê tỉnh Lâm Đồng.
Đối với biến Mạng lưới chính thức, HN có trị số T = 9,079, giá trị p(2 đuôi) = 0,000 < 0,01; HD có trị số T = 3,183 , giá trị p(2 đuôi) = 0,002 < 0,01 bác bỏ giả thuyết H 0 , chấp nhận giả thuyết H 1 , nghĩa là, có sự khác biệt giữa hộ nghèo và hộ không nghèo về số lượng tổ chức/hiệp hội mà thành viên trong hộ tham gia với độ tin cậy 99%. Cụ thể, chênh lệch về giá trị trung bình số lần tham gia các tổ chức/hiệp hội giữa hộ nghèo và hộ không nghèo là -1 (HN) và -0,57 (HD).
Đối với biến Mạng lưới phi chính thức, DL có trị số T = 8,554, giá trị p(2 đuôi)= 0,000 < 0,01; DN có trị số T = 9,348, giá trị p(2 đuôi) = 0,000 < 0,01 bác bỏ giả thuyết H 0 , chấp nhận giả thuyết H 1 , nghĩa là, có sự khác biệt giữa hộ nghèo và hộ không nghèo về số người có thể giúp đỡ, chia sẻ,…khi hộ cần với độ tin cậy 99%. Cụ thể, chênh lệch về giá trị trung bình về số người quen biết có thể giúp đỡ, chia sẻ giữa hộ nghèo và hộ không nghèo là -1,65 (DL) và -5,63 (DN).
Đối với các biến khác như TU có trị số T = 8,521, giá trị p(2 đuôi) = 0,000 < 0,01; SN có trị số T = 7,611, giá trị p(2 đuôi) = 0,000 < 0,01; LD có trị số T = 2,071, giá trị p(2 đuôi) = 0,039 < 0,05 bác bỏ giả thuyết H 0 , chấp nhận giả thuyết H 1 , nghĩa là, có sự khác biệt giữa hộ nghèo và hộ không nghèo tuổi, số năm sống tại địa phương, tỷ lệ lao động tham gia vào hoạt động trồng cà phê với độ tin cậy 99%, 95%. Cụ thể, chênh lệch về giá trị trung bình là -10,47 (TU), -14,1 (SN) và -0,049 (LD).
Kết luận và thảo luận
Kết quả nghiên cứu trên đã chỉ ra các yếu tố vốn xã hội có tác động đến khả năng tiếp cận thị trường của hộ trồng cà phê tỉnh Lâm Đồng như: Tổ chức khuyến nông; Tổ chức hội đoàn, Đại lý các cấp; Đồng nghiệp/bạn bè; và các yếu tố khác: Tuổi; Số năm sống tại địa phương; Lao động. Xác suất tiếp cận thị trường của hộ trồng cà phê cũng thay đổi khi biến giải thích thay đổi một đơn vị và xác suất ban đầu được xác định lần lượt 10%, 20%, 30% như biến Tỷ lệ lao động; Đại lý các cấp; Tổ chức khuyến nông; Tổ chức hội đoàn là các biến có xác suất thay đổi lớn. Ngoài ra, có sự khác biệt giữa hộ nghèo và hộ không nghèo về khả năng tiếp cận thị trường. Từ kết quả nghiên cứu trên, nhận thấy tầm quan trọng của vốn xã hội đối với hộ gia đình cà phê tại tỉnh Lâm Đồng hiện nay, Do vậy, hộ gia đình cà phê và chính quyền địa phương cần phải duy trì và phát triển nguồn vốn này, các tác giả đưa ra một số khuyến nghị góp phần nâng cao khả năng tiếp cận thị trường của hộ trồng cà phê tỉnh Lâm Đồng. Đối với lý thuyết vốn xã hội cho thấy: (1) Lòng tin là nền tảng cho sự phát triển mạng lưới có chất lượng, quan điểm này được thể hiện trong nghiên cứu của Putnam (2000) 27 , nền tảng cho sự phát triển các kết nối cộng đồng chính là lòng tin. Ngược lại, Dasgupta (2005) 43 lại cho rằng chính số lượng mạng lưới là động lực cho mỗi cá nhân xây dựng lòng tin, quy tắc hành xử để gầy dựng uy tín nhằm mưu cầu lợi ích trong tương lai 43 . Lòng tin không thể mua mà có, không thể ra lệnh mà được 44 . Lòng tin được xây dựng theo thời gian, từ những điều cơ bản. Việc mất đi hoặc suy giảm các niềm tin cơ bản sẽ ảnh hưởng tiêu cực đến lòng tin xã hội. (2) Theo Fukuyama (1995), giáo dục là lĩnh vực mà chính phủ có khả năng ảnh hưởng trực tiếp lớn nhất để tạo ra nguồn vốn xã hội thông qua việc hình thành các quy tắc, chuẩn mực trong xã hội, gia tăng lòng tin xã hội cho mọi tầng lớp nhân dân 13 ; Và Healy (2004) khẳng định rằng: giáo dục làm môi trường quan trọng nhất cho sự hình thành vốn xã hội 45 , mặt khác Latham (2000) cho rằng giáo dục cộng đồng, học tập theo nhóm, và thư viện công cộng là những nơi mà mọi người có thể học, thực hành và phát triển các thói quen, quy tắc, chuẩn mực và lòng tin xã hội 46 . Với “không gian công cộng”, bao gồm nhà văn hoá, công viên và khu bảo tồn trong cộng đồng giúp gia tăng cơ hội gặp gỡ, sinh hoạt cho các hội, nhóm cũng như mỗi cá nhân, tạo môi trường cho sự hình thành, duy trì và phát triển vốn xã hội 47 . Chính vì vậy, hộ gia đình cà phê cần phải tích cực tham gia vào cộng đồng mà chính quyền địa phương cũng phải có vai trò trong việc kiến tạo các chính sách để thúc đẩy vốn xã hội thông qua xây dựng môi trường cho sự phát triển các kết nối xã hội/cộng đồng. Nhóm tác giả đề xuất hai giải pháp sau: (1) Gia tăng sự kết nối giữa hộ gia đình và mạng lưới xã hội chính thức và phi chính thức; (2) Xây dựng môi trường đối với sự phát triển các kết nối mạng lưới xã hội/cộng đồng.
Đối với chính quyền địa phương
Tăng cường thêm các Tổ chức khuyến nông, các tổ chức hội đoàn, đặc biệt là hợp tác xã chuyên canh cho cây cà phê để các hộ nông dân có thêm nhiều thông tin về nguồn lực đầu vào, đầu ra, sản xuất đồng bộ, liên kết được với doanh nghiệp, đại lý giúp đảm bảo đầu ra ổn định, giúp các hộ nghèo có thêm các mối quan hệ xã hội.
Tiếp tục các buổi đào tạo, tập huấn cho hộ nông dân trồng cà phê để nâng cao chất lượng nguồn lao động về kỹ thuật trồng cà phê, kỹ thuật chăm sóc, thu hái và bảo quản đồng bộ giúp giảm chi phí sản xuất, tăng hiệu quả đầu ra cho nông hộ. Bên cạnh đó, tổ chức các buổi trao đổi với những lao động có tuổi đời và số năm sống tại địa phương nhiều, những người này có hiểu biết, mối quan hệ xã hội rộng và kinh nghiệm trồng cà phê tại Lâm Đồng nhằm nắm bắt tình hình thực tế tại địa phương.
Phổ biến thông tin các yếu tố đầu vào, các yếu tố đầu ra như thuốc bảo vệ thực vật, phân bón, giá bán, nguồn vốn vay, các đại lý uy tín… trên các phương tiện thông tin đại chúng để hộ nông dân, đặc biệt là những hộ nghèo nắm được thông tin và có những lựa chọn hợp lý.
Hỗ trợ, tạo điều kiện, khuyến khích thành lập và phát triển các câu lạc bộ khuyến nông, đặc biệt là những người có cùng nhóm sở thích, tâm huyết với nghề để hỗ trợ, giúp đỡ nhau về kinh nghiệm, kiến thức trong hoạt động sản xuất, góp phần hình thành mô hình “nông dân học từ nông dân”.
Thúc đẩy tổ chức liên kết sản xuất theo liên kết ngang và dọc trong hoạt động trồng cà phê. Nếu hộ tăng cường liên kết ngang theo hình thức tổ hợp tác, hợp tác xã thì nông hộ sẽ được chia sẻ kinh nghiệm, kỹ thuật sản xuất, nguồn vốn,... Trong khi tổ chức liên kết dọc sẽ giúp nông hộ nhận được sự cam kết thương mại trong cung ứng nguyên vật liệu đầu vào và đảm bảo đầu ra ổn định;
Tăng cường vai trò của Chi hội cà phê của các huyện, tỉnh và các bên liên quan kết hợp chặt chẽ, hỗ trợ, giúp đỡ trong hoạt động sản xuất, góp phần tạo lập niềm tin giữa hội và các mạng lưới xã hội khác.
Đối với hộ nông dân trồng cà phê
Duy trì và tích cực tham gia các lớp tập huấn do Tổ chức khuyến nông và Tổ chức hội đoàn nhằm nâng cao trình độ chuyên môn và kỹ thuật giúp tăng năng suất và hạn chế được rủi ro trong quá trình hoạt động sản xuất. Đặc biệt là các buổi tham quan học tập mở, các buổi Hội thảo trao đổi kinh nghiệm giữa các cơ sở, địa phương;
Tăng cường giao lưu học hỏi với các đồng nghiệp trong các buổi Hội thảo của Tổ chức khuyến nông và Tổ chức hội đoàn. Qua đó cũng có thể học hỏi thêm những kinh nghiệm thực tế từ hộ có kinh nghiệm và thâm niên hơn. Ngoài ra, hộ cũng sẽ nhận được sự hỗ trợ về thông tin thị trường đầu vào và đầu ra;
Thường xuyên gắn kết với chính quyền địa phương, cán bộ khuyến nông, tổ chức chuyên trách công tác quản lý… để được tư vấn hoặc trực tiếp theo dõi nhằm phát hiện kịp thời dịch bệnh và có biện pháp phòng chóng tốt nhất. Khi tham gia vào các tổ chức này sẽ tăng uy tín, niềm tin lẫn nhau giữa các hộ và giữa hộ với Tổ chức khuyến nông.
DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT
KNTCTT: Khả năng tiếp cận thị trường
HN: Tổ chức khuyến nông
HD: Tổ chức Hội Đoàn
CB: Cán bộ tín dụng
TL: Thương lái các cấp
DL: Đại lý các cấp
DN: Đồng nghiệp/bạn bè
TR: Lòng tin
KC: Khoảng cách
TU: Tuổi
KN: Kinh nghiệm
SN: Số năm sống tại địa phương
TD: Trình độ học vấn
LD: Lao động
TUYÊN BỐ XUNG ĐỘT LỢI ÍCH
Nhóm tác giả xin cam đoan rằng không có bất kì xung đột lợi ích nào trong công bố bài báo.
TUYÊN BỐ ĐÓNG GÓP CỦA CÁC TÁC GIẢ
Tác giả Nguyễn Thái Dung: Thu thập số liệu, phân tích dữ liệu, đề xuất giải pháp.
Tác giả Dương Thế Duy: Viết phần tóm tắt, giới thiệu, lý thuyết, các thảo luận các bảng.
References
- J. Nahapiet, S. Ghoshal. Social Capital, Intellectual Capital, and Organizational Advantage. The Academy of Management Review. 1998;23(2):242-266. Google Scholar
- Conley T., Udry C.. Learning about a New Technology: Pineapple in Ghana, Department of Economics, Yale University. . 2008;:. Google Scholar
- Anteneh A, Muradian R, Ruben R. Factors Affecting Coffee Farmers Market Outlet Choice - The Case of Sidama Zone, Ethiopia. Centre for International Development Issues Nijmegen, Radboud University, the Netherlands. 2011;:. Google Scholar
- C. Okten, U.O. Osili. Social Networks and Credit access in Indonesia. World Development. 2004;32(7):1225-1246. Google Scholar
- Heikkilä A., Panu K., Olli-Pekka R.. Social Capital and access to Credit: Evidence from Uganda. Presentation at the World Bank Conference on Measurement, Promotion and Impact of Access to Financial Services. . 2009;:48-65. Google Scholar
- Wydick B., Hayes H.K., Kempf S.K.. Social Networks, Neighborhood Effects, and Credit Access: Evidence from Rural Guatemala. World Development. 2011;39(6):974-982. Google Scholar
- Lawal J.O., Omonona B.T., Jani O.I.Y., Oni O.. Effects of Social Capital on Credit Access among Cocoa Farming Households in Osun State, Nigeria. Agricultural Journal. 2009;4(4):184-191. Google Scholar
- Fafchamps M., Minten B.. Returns to social capital among traders. mssd discussion paper no. 23 International Food Policy Research Institute 2033 K St. N.W. Washington, D.C. 20006 U.S.A. . 1998;:. Google Scholar
- Joseph M., Stein T.H.. Social capital, shocks and livestock investments: evidence from Masaka District, Uganda. International Journal of Developmen Issues. 2014;13(2):98-112. Google Scholar
- Bourdieu P.. The Form of Capital, in Richardson, J.E. (ed.) Handbook of Theory of Research for the Sociology of Education. New York: Greenwood. 1986;:241258. Google Scholar
- Coleman J. Social capital in the creation of human capital. American Journal of sociology. 1988;94:95-120. Google Scholar
- Putnam R.D.. The Prosperous Community. Social Capital and Public Life. The American Prospect. 1993;13:35-42. Google Scholar
- Fukuyama F. Trust: The Social Virtues and the Creation of Prosperity. London: Penguin Books. 1995;:. Google Scholar
- Woolcock M. Social Capital and Economic Development: Toward a Theoretical Synthesis and Policy Framework. Theory and Society. 1998;27(2):151-208. Google Scholar
- Cohen S.S., Fields G.. Social capital and capital gains in Silicon Valley. California Management Review. 1998;41(2):108130. Google Scholar
- Nan L.. Building a network theory of Social capital. Dept. of Sociology, DuKe University - Connections. 1999;22(1):28-51. Google Scholar
- Nan L.. Social capital: A Theory of social structure and action. Cambridge University Press. 2001;:. Google Scholar
- Woolcock M., Narayan D.. Social Capital: Implications for Development Theory. Research and Policy. Final version submitted to the World Bank Research Observer. 2000;15(2):225249. Google Scholar
- ABS. Measuring Social Capital: An Australian Framework and Indicators. [Online]. 2004 [10/5/2009]. . ;:. Google Scholar
- Lisakka L. Social Capital in Finland - Statistical Review.Helsinki - Helsingfors. . 2006;:. Google Scholar
- Yusuf SA. Social Capital and Household welfare in Kwara State, Nigeria. J.Hum. Ecol. 2008;23(3):219-229. Google Scholar
- Hoài N.T., Điền H.T.. Xây dựng khung phân tích vốn xã hội trong doanh nghiệp cho điều kiện Việt Nam, tổng quan lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm. Tạp chí Kinh tế phát triển. 2010;6:22-28. Google Scholar
- Điền H.T.. Nghiên cứu đóng góp của vốn xã hội vào các hoạt động của doanh nghiệp bất động sản Việt Nam. Luận án tiến sĩ kinh tế, Trường Đại học kinh tế TpHCM. 2012;:. Google Scholar
- Munshi K.. Social Learning in a Heterogeneous Population: Technology Diffusion in the Indian Green Revolution. Journal of Development Economics. 2004;73(1):185-213. Google Scholar
- Dufhues T., Buchenrieder G., Munkung N.. Individual Social Capital and Access to Formal Credit in Thailand. Selected Paper prepared for presentation at the International Association of Agricultural Economists (IAAE) riennial Conference, Foz do Iguacu, Brazil. 2012;:. Google Scholar
- Hoài N.T., Bảo T.Q.. Ảnh hưởng của vốn xã hội đến tiếp cận tín dụng của hộ gia đình nông thôn Việt Nam. Tạp chí Phát triển Kinh tế. 2014;279:41-57. Google Scholar
- Putnam R.D.. Bowling Alone: The Collapse and Revival of American Community. New York. 2000;:. Google Scholar
- K.K. Salman, M.E. Ekong. Effect of Social Capital on Poverty: Evidence from Fish Farming Households in Akwa Ibom State, Nigeria, Global Journal of HUMAN-SOCIAL SCIENCE: E Economics. . 2015;15(9):. Google Scholar
- Hoang D.Q., Dufhues T., Buchenrieder G.. Social Capital and Credit Constraints: Case Study from Vietnam. Contributed Paper prepared for presentation at the International Symposium Sustainable Land Use and Rural Development in MountainousRegions of Southeast Asia. 2010;:. Google Scholar
- Coleman J.S.. Foundations of Social Theory. London: Harvard University Press. 1990;:. Google Scholar
- Togba E.L.. Microfinance, Social Capital and Households access to Credit: Evidence from Cote d'Ivoire", tobe presented at the 7th international conference on "Inclusive Growth, Innovation and Technological Change: education, social capital and sustainable development. Organized by GLOBELICS, Dakar (Senegal). 2009;:. Google Scholar
- Sen U.. Social Capital and Trust: The Relationship between Social Capital. . 2010;:. Google Scholar
- U. Kleih, Odwongo W., Ndyashangaki C.. Community Access to Marketing Opportunities - Options for remote areas: Uganda Case Study. NRI - Project A0769 by the United Kingdom Department for International Development (DFID). . 1999;:. Google Scholar
- Hiếu T.C., Hòa T.V., Châu N.N., Trung P.P., Loan L.T.H.. Đánh giá khả năng sản xuất nông sản hàng hóa của nhóm dân tộc ít người và xác định các kiến nghị nhằm xây dựng chuỗi giá trị bền vững tại địa bàn huyện Hướng Hóa, tỉnh Quảng Trị. Báo cáo tổng kết đề tài khoa học cấp tỉnh Quảng Trị. 2013;:. Google Scholar
- Thắng V.D.. Kinh tế nông nghiệp. NXB Hà Nội. . 2006;:. Google Scholar
- Cường T.V.. Giải pháp tăng cường tiếp cận thị trường cho các hộ nông dân nghèo ở Phú Thọ. Luận án tiến sỹ kinh tế nông nghiệp, Học viện nông nghiệp Việt Nam. 2017;:. Google Scholar
- Vella V and Narajan D. Building indices of social capital. Journal of Socialogy. 2006;1:1-23. Google Scholar
- Grootaert C. Social capital, household welfare and poverty in Indonesia. Washington: The World Bank Social Development Department. 1999;:. Google Scholar
- Duy D.T.. Đóng góp của vốn xã hội đối với hoạt động đầu ra hộ nuôi tôm thâm canh vùng ven biển huyện Ba Tri, tỉnh Bến Tre. Tạp chí Công thương - Bộ Công thương. 2017;9:338-341. Google Scholar
- Senyolo GM, Chaminuka P, Makhura MN and Belete A. Parterns of access and utilization of output markets by emerging famers in south Africa: Factor analysis approach. African Journal of Agricultural Research. 2009;4(3):208-214. Google Scholar
- Berahanu K.. Market Access and Value Chain Analysis of Dairy Industry in Ethiopia. School of graduate studies Haramaya university. 2012;:. Google Scholar
- Harper R., Kelly M.. Office for the National Statistics. Measuring Social Capital in the United Kingdom. 2003;:. Google Scholar
- Dasgupta P. Economics of social capital. Economic Record. 2005;81:. Google Scholar
- Sơn B.V.N.. Tin và đáng tin. Thời báo kinh tế Sài gòn. truy cập ngày 17/4/2017. . 2009;:. Google Scholar
- Healy T. Social capital: Some policy and research implications for New Zealand. Unpublished paper for the Institute of Policy Studies, Victoria University of Wellington. 2004;:. Google Scholar
- Latham, Michael E.. Modernization as Ideology: American Social Science and Nation-Building in the Kennedy Era. Chapel Hill: University of North Carolina Press. 2000;:. Google Scholar
- Cox E.M., Weir D.A.. Truly civil society. Sydney: ABC Books. . 1995;:1-11. Google Scholar
