đánh giá và phân tích hiệu quả kinh tế cây cam sành tại nông hộ ở tiền giang và vĩnh long

NHĨM 1
Đề tài: “Đánh giá và phân tích hiệu quả kinh tế cây cam
sành tại nông hộ ở Tiền Giang và Vónh Long”
1.Mục tiêu nghiên cứu
- Đánh giá hiệu quả kinh tế cây cam sành tại nông hộ theo giống trồng và mức
đầu tư.
- Phân tích các yếu tố tác động đến hiệu quả kinh tế trong sản xuất cây cam
sành.
- Xác đònh mức đầu tư tối ưu để đạt lợi nhuận tối đa trong sản xuất cây cam
sành.
2. Nội dung nghiên cứu
- Tình hình đầu tư và kết quả sản xuất kinh doanh vườn cam sành ở các nông
hộ.
- Đánh giá và phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu quả kinh tế cây cam
sành.
- Phân tích hồi qui nghiên cứu mối quan hệ giữa số cây bò bệnh VLG với các
yếu tố.
- Phân tích hồi qui nghiên cứu mối quan hệ giữa năng suất với các yếu tố đầu
vào.
- Tối đa hoá lợi nhuận trong sản xuất cây cam sành.
- Khảo sát các tồn tại trong sản xuất cây cam sành sử dụng cây giống xác nhận.
3. Chọn mẫu điều tra:
+ Trong điều kiện các yếu tố ngoại cảnh về thời tiết khí hậu, đất đai, nguồn
nước, thò trường giá cả vật tư, sản phẩm có nhiều nét tương đồng, giả thiết các yếu tố
về khuyến nông, áp dụng tiến bộ khoa học kỹ thuật không có sự khác biệt giữa các
đòa phương điều tra, căn cứ vào hiện trạng diện tích cam sành ở Tiền Giang và Vónh
Long phiếu điều tra phân bố chủ yếu tại huyện Cái Bè (Tiền Giang) và huyện Tam
Bình (Vónh Long). Trong mỗi huyện chọn 3 vùng trồng nhiều cam sành, trong mỗi
vùng chọn 1-3 đòa phương để điều tra. Trong quá trình chọn mẫu điều tra loại bỏ
những trường hợp ngoại lệ, như: có sự khác biệt lớn về thành phần đất đai, nguồn
nước, chênh lệch rất lớn về chế độ chăm sóc, vườn cây quá xấu không cho năng suất

do không đầu tư, vườn cây bò bệnh hại quá nặng không có khả năng sinh trưởng và
cho năng suất, chủ vườn cây không có khả năng trả lời phỏng vấn.
+ Điều tra ngẫu nhiên (ngẫu nhiên phân tầng theo từng giai đoạn sinh trưởng
và cho năng suất của vườn cây) 132 vườn cam sành (tại Tiền Giang 80 vườn và ở
Vónh Long 52 vườn), trong đó 96 vườn trồng bằng giống không xác nhận và 36 vườn
trồng cây giống xác nhận. Cây giống không xác nhận bao gồm cây giống nhà vườn tự
sản xuất, từ các cơ sở tư nhân, giống mua trôi nổi trên thò trường không rõ nguồn gốc
(có gốc ghép là gốc cam mật). Cây giống xác nhận là cây giống được sản xuất theo
qui trình sản xuất cây giống cây có múi sạch bệnh (có gốc ghép là gốc
Volkameriana).
+ Tổng số vườn điều tra của mỗi giống được phân thành 2 nhóm vườn: Nhóm
những vườn có mức đầu tư trên trung bình trở lên (đầu tư cao) gọi là nhóm A, nhóm
những vườn có mức đầu tư từ trung bình trở xuống (đầu tư thấp) gọi là nhóm B (việc
phân loại vườn theo mức đầu tư chỉ là tương đối trên cơ sở ý kiến của chủ vườn, kết
hợp tham khảo ý kiến của những người trồng cam sành trong vùng và theo quan sát
của người điều tra). Theo cách này, có 4 nhóm vườn cam sành cần khảo sát là: nhóm
những vườn trồng giống xác nhận, đầu tư cao; nhóm những vườn trồng giống xác
nhận, đầu tư thấp; nhóm những vườn trồng giống không xác nhận, đầu tư cao và nhóm
những vườn trồng giống không xác nhận, đầu tư thấp.
- Thực hiện điều tra: Phỏng vấn trực tiếp chủ vườn cây bằng các câu hỏi được
soạn sẵn, kết hợp tham khảo các ghi chép trong quá khứ và quan sát vườn cây.
- Tập hợp số liệu: Các phiếu điều tra được kiểm tra và làm sạch số liệu, mã
hoá các dữ liệu đònh tính, sau đó được nhập vào máy vi tính thông qua phần mềm
Excel. Đối với các chỉ tiêu về giá cả vật tư, giá bán sản phẩm, chi phí sản xuất, doanh
thu bán cam được tính toán và qui về theo thời giá năm 2005.
4. Phương pháp phân tích hồi qui
Phương pháp phân tích hồi qui nghiên cứu mối quan hệ giữa một yếu tố phụ
thuộc (còn gọi là biến được giải thích) với một hoặc nhiều yếu tố độc lập (còn gọi là
biến giải thích). Hàm hồi qui có dạng: Y = f(x), trong đó Y là biến phụ thuộc, X là các
biến độc lập.

Dạng của hàm hồi qui phụ thuộc vào nhiều yếu tố, trong đó lý thuyết kinh tế,
qui luật sinh học của cây trồng, kinh nghiệm của người nghiên cứu và số liệu điều tra
thực tế là những chỗ dựa quan trọng để xây dựng hàm hồi qui.
Sử dụng phương pháp OLS để xây dựng hàm hồi qui về quan hệ giữa biến phụ
thuộc Y với các biến độc lập X. Biến phụ thuộc có thể là năng suất, số cây bò bệnh
VLG trong vườn .v.v., biến độc lập có thể là phân bón, thuốc BVTV, công lao động
.v.v. Các biến của hàm hồi qui được chọn dựa trên cơ sở qui trình sản xuất và sự ảnh
hưởng của các biến đó đối với biến phụ thuộc.
Sử dụng hàm hồi qui để mô tả mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và biến độc
lập, thông qua giá trò của các hệ số hồi qui và kiểm đònh thống kê hệ số của các biến
này để phản ảnh mức độ tác động của biến độc lập đến biến phụ thuộc. Hàm hồi qui
năng suất và các yếu tố đầu vào được xem như điều kiện khống chế về công nghệ sản
xuất để thực hiện tối đa hoá lợi nhuận.
5. Phương pháp tối đa hoá lợi nhuận
Lợi nhuận (Π) trong sản xuất cam sành được xác đònh như sau:
Π = TR – TC
Trong đó :
TR là tổng doanh thu. TR = P*Y. (P là giá cam sành, Y là năng suất cam sành,
được xác đònh thông qua hồi qui giữa năng suất và các yếu tố đầu vào, có dạng
Y=f(X
i
)).
TC là tổng chi phí: TC = r
i
X
i
+ FC (r
i
là giá của yếu tố đầu vào X
i

, FC là các chi
phí khác ngoài các chi phí của các biến X
i
).
Tối đa hoá lợi nhuận trong điều kiện ràng buộc về công nghệ sản xuất :
Max Π = P*Y – TC
Subject to: Y = f(X
i
)= f(X
1
,X
2
, ,X
n
)
Sử dụng kỹ thuật Lagrange ta có hàm Lagrange như sau:
L = P*Y - r
1
X
1
- r
2
X
2
r
n
X
n
- FC + λ(Y- f(X
i

))
Điều kiện bậc nhất (F.O.C) để đạt cực đại lợi nhuận:
i
XL ∂∂ /
= 0
λ
∂∂ /L
= 0
Điều kiện bậc hai (S.O.C): Điều kiện bậc 2 (S.O.C) là ma trận Hessian xác
đònh âm. Ta có ma trận Hessian trong trường hợp có n biến độc lập như sau:
H =












nnnn
n
n
fff
fff
fff

21
22221
11211
Trong đó:
f
11
=∂
2
Y/∂X
1
2
; f
12
=∂
2
Y/∂X
1
∂X
2
; … f
1n
=∂
2
Y/∂X
1
X
n

f
21
=∂
2
Y/∂X
2
∂X
1
; f
22
=∂
2
Y/∂X
2
2
; … f
2n
=∂
2
Y/∂X
2
X
n

…
f
n1
=∂
2

Y/∂X
n
∂X
1
; f
n2
=∂
2
Y/∂X
n
∂X
2
; … f
nn
=∂
2
Y/∂X
n
X
n

Ma trận Hessian xác đònh âm khi giá trò đònh thức thứ i (lẻ) đổi dấu từ âm sang
dương. Trong trường hợp hàm sản xuất có 2 biến độc lập, để ma trận Hessian xác đònh
âm thì:
H
1
=
11
f
< 0 và H

2
=
2221
1211
ff
ff
> 0
Từ điều kiện bậc nhất và điều kiện bậc 2 thoả mãn ta tính được giá trò của λ,
các X
i
*
tối ưu, sản lượng tối ưu và lợi nhuận tối đa.
6 Phương pháp xử lý số liệu
Sử dụng các phương pháp thống kê thông thường với sự hỗ trợ của phần mềm
Excel trong máy vi tính để tổng hợp, tính toán và phân tích các chỉ tiêu đánh giá và
phân tích hiệu quả kinh tế .v.v.
Sử dụng phương pháp OLS với sự hỗ trợ của phần mềm Shazam 9.0 để xây
dựng hàm hồi qui tương quan về quan hệ giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập.
Kết quả phân tích hồi qui
Phân tích hồi qui nghiên cứu ảnh hưởng của yếu tố giống và mức đầu tư đến số
cây bò bệnh VLG trong vườn cam sành
Phân tích trên đây chỉ ra rằng việc quản lý tốt bệnh VLG (giảm số cây bò bệnh
VLG) là việc làm cần thiết để nâng cao hiệu quả kinh tế cây cam sành. Vấn đề đặt ra
là ngoài yếu tố sử dụng giống xác nhận, liệu tăng đầu tư có hạn chế được cây bò
nhiễm bệnh VLG không, số cây cam sành bò bệnh trong vườn biến động theo chiều
Nếu vườn trồng giống xác nhận
Nếu vườn trồng giống không xác nhận




0
1
Nếu vườn thuộc nhóm đầu tư cao (nhóm A)
Nếu vườn thuộc nhóm đầu tư thấp (nhóm B)



0
1
hướng nào, liệu trình độ văn hoá, số năm trong nghề của chủ vườn có thực sự quan hệ
với số cây cam sành bò bệnh trong vườn không .v.v. Để kiểm chứng điều này đề tài
tiến hành phân tích hồi qui nghiên cứu mối quan hệ giữa số cây bò bệnh VLG trong
vườn cam sành với tổng chi phí đầu tư và các yếu tố như sau:
4.3.3.1 Mô hình hàm hồi qui
Hàm hồi qui phản ánh quan hệ giữa số cây bò bệnh VLG với các yếu tố có
dạng (*):
N = β
0
+ β
1
Z
1
+ β
2
Z
2
+ β
3
Z
3

+ β
4
Z
4
+ β
5
D
1
+ β
6
D
2
(*)
Trong đó:
N là số cây cam sành bò bệnh VLG trong vườn (cây/1000m
2
)
Z
1
là chi phí đầu tư (1000đ/1000m
2
/năm).
Z
2
là năm tuổi của vườn cây
Z
3
là trình độ văn hoá của chủ vườn
Z
4

là thâm niên trồng cam sành của chủ vườn
β
0
: Hằng số
β
1
, β
2
, β
3
, β
4
, β
5
, β
6
: Các hệ số của các biến độc lập Z
1
, Z
2
,

Z
3
, Z
4
, D
1
và D
2

.
4.3.3.2 Giả thiết về mối quan hệ giữa số cây bò bệnh và các biến độc lập và kỳ
vọng dấu của các hệ số β
i
+ Biến Z
1
: Chi phí đầu tư có quan hệ nghòch biến với số cây bò bệnh. Kỳ vọng
dấu của β
1
là âm.
+ Biến Z
2
: Năm tuổi của vườn cây có quan hệ đồng biến với số cây bò bệnh. Kỳ
vọng dấu của β
3
là dương.
+ Biến Z
3
: Trình độ văn hoá của chủ vườn có quan hệ nghòch biến với số cây bò
bệnh. Kỳ vọng dấu của β
3
là âm.
+ Biến Z
4
: Thâm niên trong nghề trồng cam sành của chủ vườn có quan hệ
nghòch biến với số cây bò bệnh. Kỳ vọng dấu của β
4
là âm.
+ Biến D
1

: Vườn trồng giống xác nhận có số cây bò bệnh VLG thấp hơn vườn
trồng giống không xác nhận. Kỳ vọng dấu của β
5
là âm.
+ Biến D
2
: Vườn đầu tư cao (nhóm A) có số cây bò bệnh VLG thấp hơn vườn
đầu tư thấp (nhóm B). Kỳ vọng dấu của β
6
là âm.
4.3.3.3 Đặt giả thiết để kiểm đònh
Giả thiết H
0
: β
i
=0
H
1
: β
i
≠0
4.3.3.4 Kết quả ước lượng hàm hồi qui
Kết quả ước lượng hàm hồi qui giữa số cây cam sành bò bệnh VLG với các yếu
tố thể hiện qua Bảng 4.15
Bảng 4.15 Kết quả ước lượng hàm hồi qui giữa số cây bò bệnh VLG với các yếu tố
Các biến giải thích Hệ số hồi qui t- Statistic
Z
1
-0,003* -2,061
Z

2
14,534*** 13,300
Z
3
-0,276
ns
-0,496
Z
4
-0,192
ns
-0,858
D
1
-28,807*** -8,138
D
2
-25,864*** -6,346
Hằng số 7,322
ns
1,006
Nguồn: Kết quả phân tích từ bảng kết xuất tại phụ lục 2
Biến phụ thuộc: N. Số lượng mẫu (n)=304;
R
2
= 0,64; d =1,99; F-statistic =78,41
Ghi chú:
*** Có ý nghóa thống kê, mức xác suất sai lầm 0,001
** Có ý nghóa thống kê, mức xác suất sai lầm 0,01
* Có ý nghóa thống kê, mức xác suất sai lầm 0,05

ns: không có ý nghóa về mặt thống kê
Hàm hồi qui được viết như sau (*):

N = 7,322 -0,003Z
1
+ 14,534Z
2
-0,276Z
3
- 0,192Z
4
-28,807D
1
-25,864D
2
(*)
Giải thích hàm hồi qui (*):
Hệ số xác đònh R
2
=0,64 phản ánh sự biến động của tỷ lệ cây cam sành bò bệnh
VLG được giải thích bởi các biến độc lập ở mức độ 64%. Kết quả ước lượng ở bảng
4.16 cho thấy hệ số của các biến độc lập Z
1
, Z
2
, D
1
và D
2
có ý nghóa thống kê và phù

hợp với giả thiết kiểm đònh (H
1
: α
i
≠0) và giả thiết về mối quan hệ giữa các biến này
với biến phụ thuộc (số cây bò bệnh); điều đó có nghóa là chi phí đầu tư có quan hệ
thực sự với số cây cam sành bò bệnh VLG, có sự khác nhau thực sự về số cây bò bệnh
theo năm tuổi của vườn cây, theo nhóm vườn và theo giống trồng.
Từ hàm hồi qui (*) cho thấy hệ số của biến Z
1
<0, tức chi phí đầu tư có quan hệ
nghòch biến với số cây bò bệnh trong vườn, điều đó có nghóa là tăng đầu tư góp phần
vào việc quản lý bệnh VLG, thể hiện ở số cây bò bệnh VLG được giảm xuống. Hệ số
của biến Z
2
(năm tuổi của vườn cây) dương cho thấy số cây cam sành bò bệnh VLG
tăng theo năm tuổi của vườn cây theo dạng tuyến tính một cách rất có ý nghóa về mặt
thống kê. Hệ số của biến D
1
âm chứng tỏ rằng số cây bò bệnh VLG của vườn trồng
giống xác nhận thấp hơn so với vườn trồng giống không xác nhận và hệ số của biến
D
2
âm chứng tỏ rằng số cây bò bệnh VLG của vườn đầu tư cao thấp hơn so với vườn
đầu tư thấp một cách thực sự.
Hệ số hồi qui của các biến Z
3
và Z
4
không có ý nghóa thống kê cho thấy trình

độ văn hoá và thâm niên của chủ vườn không có quan hệ thực sự với số cây cam sành
bò bệnh VLG trong vườn. Thoạt nhìn tưởng chừng như vô lý song trong thực tế điều đó
vẫn thường xảy ra bởi vì sản xuất kinh doanh cây cam sành đòi hỏi người trồng cam
phải có am hiểu về kỹ thuật, nhất là đối với bệnh VLG là bệnh hại nghiêm trọng khó
phòng trò. Nếu người trồng cam không hiểu biết về qui luật sinh trưởng, phát triển và
truyền bệnh của RCC (RCC là côn trùng truyền bệnh VLG từ cây bệnh sang cây chưa
bệnh) thì việc phòng trò RCC rất khó. Đối với những nông dân tuy có thâm niên trong
sản xuất cây cam sành nhưng chưa hẵn là có kinh nghiệm và hiểu biết nhiều về bệnh
cây cũng như cách phòng trừ bệnh. Mặt khác, tuy biết cách phòng trừ bệnh VLG
nhưng do yếu tố kinh tế, lao động .v.v. nên không thực hiện tốt qui trình phòng trừ
RCC, không có điều kiện chăm sóc vườn cây tốt hơn, do đó vườn cây vẫn bò bệnh
thậm chí số cây bò bệnh còn cao.
Kết quả phân tích hồi qui cho thấy tăng đầu tư và sử dụng giống xác nhận là 2
biện pháp hữu hiệu trong các biện pháp để quản lý bệnh VLG, góp phần giảm số cây
bò nhiễm bệnh VLG, đây cũng là điều kiện để nâng cao hiệu quả kinh tế cây cam
sành.
4.3.4 Phân tích tình huống lợi nhuận của các nhóm vườn cam sành khi giá sản
phẩm đầu ra biến động theo chiều hướng giảm
Giá bán là yếu tố rất quan trọng có ảnh hưởng quyết đònh đến doanh thu và lợi
nhuận trong sản xuất cây cam sành. Trong điều kiện giá bán cam sành năm 2005 (giá
cam sành bình quân 2005 là 7.123 đồng/kg) thì lợi nhuận bình quân trên 1000 m
2
trồng cam sành trong 1 năm trong cả chu kỳ kinh tế của các nhóm vườn đều dương.
Tuy nhiên cũng như nhiều loại trái cây khác giá bán không ổn đònh, khi giá bán tăng
cao hơn giá bán năm 2005 là điều kiện tốt để các nông hộ cải thiện thêm lợi nhuận,
nhưng khi giá bán cam sành biến động theo chiều hướng giảm sẽ ảnh hưởng xấu đến
lợi nhuận trong sản xuất cam sành. Với giả thiết chi phí sản xuất không thay đổi,
trong điều kiện năng suất thực tế của các nhóm vườn cam sành khảo sát, đề tài tiến
hành phân tích tình huống lợi nhuận khi giá cả cam sành biến động theo chiều hướng
giảm, thông qua đó để biết được nhóm vườn nào có rủi ro lợi nhuận bò âm là thấp

nhất.
Kết quả phân tích cho thấy khi giá cam sành còn 80% so với giá hiện tại năm
2005 (tức giảm 20%) thì lợi nhuận của các nhóm vườn vẫn dương, tuy nhiên khi giá
cam sành chỉ còn 70% thì các nhóm vườn đầu tư thấp có lợi nhuận âm, trong khi các
nhóm vườn đầu tư cao vẫn có lợi nhuận dương; khi giá cam sành chỉ còn 60% thì 2
trường hợp đầu tư cao vẫn còn lợi nhuận dương nhưng khi giá cam sành còn 50% thì
chỉ có nhóm vườn trồng giống xác nhận, đầu cao có lợi nhuận dương, các trường hợp
còn lại đều có lợi nhuận bò âm (Bảng 4.16).
Bảng 4.16 Tình huống lợi nhuận của các nhóm vườn cam sành khi giá cam biến động
giảm
Đơn vò tính: 1000 đồng/1000 m
2
/năm
Nhóm vườn trồng theo giống và mức
đầu tư
Biến động giá cam sành so với năm 2005 (%)
80 70 60 50 40
Giống xác nhận, đầu tư cao 3.816 2.776 1.738 699 -341
Giống không xác nhận, đầu tư cao 2.603 1.722 842 -39 -919
Giống không xác nhận, đầu tư thấp 156 -222 -599 -976 -1.353
Giống xác nhận, đầu tư thấp 149 -233 -614 -996 -1.377
Phân tích tình huống lợi nhuận trên đây (Bảng 4.16) cho thấy trường hợp hợp
trồng giống xác nhận, đầu tư cao có rủi ro lợi nhuận bò âm là thấp nhất, kế đó là
trường hợp trồng giống không xác nhận, đầu tư cao; kể cả trường hợp trồng giống xác
nhận và giống không xác nhận nhưng đầu tư thấp đều có có rủi ro lợi nhuận bò âm cao
khi giá cam sành biến động theo chiều hướng giảm.
4.4 Tối đa hoá lợi nhuận trong sản xuất cây cam sành
Ngày nay người nông dân không chỉ quan tâm đến số lượng về doanh thu, thu
nhập mà đang dần làm quen với việc tính toán hiệu quả của đầu tư, cách sử dụng vật
tư, nhân công như thế nào để đem lại lợi nhuận cao nhất, vì rằng đạt năng suất tối đa

chưa hẵn đã đem lại lợi nhuận tối đa cho nhà vườn. Đáp ứng nhu cầu đó, việc xác
đònh mức đầu tư hợp lý tạo được lợi nhuận tối đa là việc làm có tính thiết thực.
Tuyệt đại bộ phận diện tích trồng cam sành ở Tiền Giang và Vónh Long là sử
dụng cây giống không xác nhận, diện tích cam sành sử dụng cây giống xác nhận rất
hạn chế do đó đề tài chỉ thực hiện tối đa hoá lợi nhuận trong trường hợp trồng cây
giống không xác nhận. Mặt khác, cam sành là cây dài ngày, năng suất phụ thuộc vào
từng giai đoạn sinh trưởng của cây, có 3 giai đoạn cho năng suất cơ bản của vườn cam
sành là: giai đoạn đầu (năm tuổi thứ 3), giai đoạn cho năng suất ổn đònh (năm 4-5) và
giai đoạn vườn cây suy thoái về năng suất (năm 6-8), trong mỗi giai đoạn có những
đặc điểm về nhu cầu dinh dưỡng và khả năng cho năng suất không giống nhau do đó
đề tài thực hiện việc tối đa hoá lợi nhuận theo 3 giai đoạn cho năng suất trong thời kỳ
kinh doanh của vườn cam sành. Các bước thực hiện tối đa hoá lợi nhuận như sau:
4.4.1 Xây dựng hàm hồi qui năng suất cam sành
Để thực hiện được việc tối đa hoá lợi nhuận trong sản xuất, sự cần thiết phải
xây dựng được hàm sản xuất phản ánh mối quan hệ giữa năng suất và các yếu tố đầu
vào trong quá trình sản xuất đó, đây cũng chính là điều kiện ràng buộc về công nghệ
của quá trình sản xuất cần tối đa hoá lợi nhuận.
Các yếu tố ảnh hưởng đến năng suất cam sành và giả thiết về mối quan hệ giữa
năng suất với các yếu tố
Qua thực tế điều tra khảo sát tình hình sản xuất kinh doanh cây cam sành ở các
nông hộ cho thấy năng suất cây cam sành chòu ảnh hưởng bởi nhiều yếu tố, tuy nhiên
không thể đưa hết các yếu tố vào trong hàm sản xuất, kỳ vọng các biến ngoài những
biến đưa vào hàm sản xuất có tác động bù trừ lẫn nhau. Trong điều kiện các vườn
trồng cam sành được điều tra tương đối giống nhau về thành phần đất đai, nguồn
nước, không có biến động lớn về điều kiện khí hậu và đã ngoại trừ các trường hợp cá
biệt (quá tốt hoặc quá xấu), sau đây là các yếu tố chính có vai trò quan trọng và tác
động lớn đến năng suất đưa vào hàm sản xuất:
- Phân bón: Trong thực tế sản xuất cam sành, phân bón là yếu tố rất quan
trọng, có ý nghóa quyết đònh đến năng suất và phẩm chất trái. Phân bón bao gồm
phân hoá học (phân đạm, phân lân, phân kali), phân chuồng (phân bò, phân dê,

heo .v.v.) và các loại phân hữu cơ khác. Phân bón có tác dụng làm tăng năng suất và
chất lượng trái, tuy nhiên nếu bón quá nhiều phân sẽ có tác dụng ngược lại, tức khi
bón nhiều phân sẽ làm cho năng suất giảm, nhất là đối với phân hoá học. Trong thực
tế sản xuất cam sành, hầu hết các loại phân bón sử dụng để bón gốc, có 2 loại phổ
biến là phân hoá học bón gốc và phân hữu cơ bón gốc.
Phân hoá học bón gốc là loại phân được nông dân sử dụng phổ biến nhất
(100% nông dân sử dụng), trong đó phân đạm chiếm tỷ lệ lớn nhất trong tổng lượng
phân N, P
2
O
5
và K
2
O. Mặt khác, các loại phân hỗn hợp thường đã có tỷ lệ N, P
2
O
5
và
K
2
O lệ nhất đònh, đối với các phân đơn việc sử dụng các loại phân này cơ bản đã được
khuyến cáo về tỷ lệ bón, khi đưa vào hàm hồi qui thêm các biến lân nguyên chất và
kali nguyên chất thì xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến hoàn hảo giữa các biến này, do
đó trong hàm hồi qui chỉ có thể là biến phân đạm. Lượng phân đạm nguyên chất bón
gốc có quan hệ đồng biến với năng suất trong giai đoạn đầu, tăng phân bón làm tăng
năng suất và đạt năng suất cực đại tại một lượng phân nhất đònh, nhưng khi tăng
lượng phân bón vượt quá lượng phân mà tại đó năng suất đạt cực đại sẽ làm cho năng
suất giảm.
Đối với phân hữu cơ bón gốc, bao gồm nhiều loại: Phân chuồng (phân bò, phân
dê, phân gà, phân heo, phân vòt .v.v.) và các loại phân hữu cơ khác (phân hữu cơ vi

sinh .v.v.), trong thực tế các loại phân này không đồng nhất về hàm lượng, do đó
không thể xác đònh lượng phân đạm, lân, kali nguyên chất trong tổng lượng phân
nông hộ đã bón, do đó biến này được biểu hiện dưới dạng giá trò. Chi phí phân hữu cơ
quan hệ đồng biến với năng suất, tức khi tăng phân hữu cơ sẽ làm tăng năng suất và
cũng như phân hoá học khi lượng phân hữu cơ bón quá nhiều có thể làm cho năng
suất giảm, tức năng suất và phân hữu cơ có thể có quan hệ bậc hai. Tuy nhiên trong
thực tế do nguồn phân hữu cơ chưa đáp ứng đủ đặc biệt là phân chuồng, mặt khác một
sự thay đổi nhỏ về lượng phân hữu cơ khó có thể làm ảnh hưởng đến sinh trưởng và
năng suất cam sành như phân hoá học, do vậy rất ít khi xảy ra trường hợp bón quá
nhiều phân hữu cơ (nhất là phân chuồng) đến nỗi gây ngộ độc cho cây hoặc làm giảm
năng suất, điều đó cũng có nghóa là năng suất và phân hữu cơ khó xảy ra quan hệ bậc
hai mà có thể theo dạng tuyến tính, hoặc dạng hàm Cobb-Douglas.
- Thuốc BVTV: Phòng trừ sâu bệnh hại là việc làm cần thiết đối với sản xuất
nông nghiệp nói chung và trong sản xuất cây cam sành nói riêng. Đối với sản xuất
cam sành, có nhiều loại côn trùng, sâu bệânh hại tấn công, do đó trong sản xuất nông
dân sử dụng nhiều loại thuốc bảo vệ thực vật. Việc qui đổi thuốc BVTV về lượng gặp
nhiều khó khăn, vì vậy biến này chỉ có thể qui về giá trò.
Sử dụng các loại thuốc BVTV đúng cách, đúng liều lượng sẽ đem lại hiệu quả
phòng trừ sâu bệnh hại và hiệu quả của đồng vốn đầu tư cũng như làm tăng năng suất
cây trồng, ngược lại chẳng những không làm tăng năng suất cây trồng mà còn làm
giảm hiệu quả kinh tế. Trong thực tế cách sử dụng sử dụng thuốc BVTV không thống
nhất, có những trường hợp sử dụng thuốc BVTV khi có dòch bệnh xảy ra và đã ảnh
hưởng xấu đến cây trồng, trong trường hợp đó tăng chi phí thuốc không có nghóa là
làm tăng năng suất cây trồng mà là lúc năng suất cây trồng bò giảm xuống do sâu
bệnh hại. Do đó quan hệ giữa năng suất và chi phí thuốc BVTV có thể là dạng bậc
hai.
- Lao động: Lao động đóng vai trò quan trọng trong tất cả các khâu của quá
trình sản xuất cam sành. Sử dụng lao động một cách hợp lý, lao động có am hiểu kỹ
thuật, có kinh nghiệm, việc tăng chi phí lao động sẽ đem lại hiệu quả sử dụng lao
động cao làm tăng năng suất cây trồng. Lao động có quan hệ đồng biến với năng suất

cây trồng trong trường hợp đầu tư công lao động phù hợp qui trình kỹ thuật của cây
trồng, khi đó việc tăng lao động vượt quá đònh mức lao động cần thiết có thể không
làm năng suất cây trồng tiếp tục tăng vì năng suất sinh học của cây trồng có hạn.
Tăng công lao động do tăng các chi phí vật tư cần phải có lao động để thực hiện việc
đầu tư, mà các vật tư này không làm tăng năng suất cây trồng, thậm chí còn làm giảm
năng suất, điều này chẳng những năng suất cây trồng không tăng đồng biến với chi
phí lao động mà còn có thể ngược lại (tức năng suất có quan hệ nghòch bến với chi phí
lao động), trong trường hợp này quan hệ giữa năng suất và yếu tố lao động có quan
hệ bậc hai.
Mô hình hàm sản xuất
Từ những lý luận về các yếu tố ảnh hưởng đến năng suất và giả thiết về mối
quan hệ giữa năng suất với các yếu tố, hàm sản xuất phản ánh quan hệ giữa năng suất
cam sành (năng suất cam sành là biến phụ thuộc hay còn gọi là biến được giải thích)
và các yếu tố đầu vào (còn gọi là biến độc lập hay biến giải thích) có dạng (**):
Y =α
0
+ α
1
X
1
+ α
2
X
1
2
+ α
3
X
2
+ α

4
X
2
2

+ α
5
X
3
+ α
6
X
3
2

+ α
7
X
4

(** )
Trong đó: Y là năng suất cam sành (kg/1000m
2
/năm).
X
1
là lượng phân đạm nguyên chất bón gốc (kg/1000m
2
/năm).
X

2
là tổng số công lao động (công/1000m
2
/năm).
X
3
là chi phí thuốc bảo vệ thực vật (1000đ/1000m
2
/năm).
X
4
là chi phí phân hữu cơ bón gốc (1000đ/1000m
2
/năm).
α
0
: Hằng số
α
1
, α
2
,α
3
, α
4
, α
5
, α
6
, α

7
: các hệ số của các biến độc lập X
1
,

X
1
2
,

X
2
,

X
2
2
,
X
3
,

X
3
2
, X
4
.
Theo 3 giai đoạn KD của vườn cây, có 3 hàm hồi qui tương ứng:
- Hàm hồi qui năng suất trong giai đoạn kinh doanh 1 (năm tuổi thứ 3):

Y
1
= α
01
+ α
11
X
11
+ α
21
X
11
2
+ α
31
X
21
+ α
41
X
21
2

+ α
51
X
31
+ α
61
X

31
2
+ α
71
X
4 1
- Hàm hồi qui năng suất trong giai đoạn kinh doanh 2 (năm tuổi thứ 4-5):
Y
2
= α
02
+ α
12
X
12
+ α
22
X
12
2
+ α
32
X
22
+ α
42
X
22
2

+ α
52
X
32
+ α
62
X
32
2

+ α
72
X
42
- Hàm hồi qui năng suất trong giai đoạn kinh doanh 3 (năm tuổi thứ 6-8):
Y
3
= α
03
+ α
13
X
13
+ α
23
X
13
2
+ α
33

X
23
+ α
43
X
23
2

+ α
53
X
33
+ α
63
X
33
2
+ α
73
X
43

Dạng hàm toán học của hàm hồi qui trên đây là phù hợp với qui luật sinh học
của cây trồng và những lý luận về mối quan hệ giữa năng suất và các yếu tố trong
sản xuất cây cam sành, tuy nhiên đây không phải là dạng hàm duy nhất, cần phải căn
cứ vào số liệu điều tra và kết quả chạy hồi qui cũng như kiểm đònh các giả thiết hệ số
hồi qui của các biến của hàm hồi qui.
4.4.1.3 Kỳ vọng dấu hệ số α
i
của các biến độc lập

Theo phân tích mối quan hệ giữa năng suất cam sành và các yếu tố ảnh hưởng
trên đây, kỳ vọng dấu hệ số hồi qui của các biến như sau:
Biến X
1
: Kỳ vọng dấu của α
1
là dương và α
2
là âm.
Biến X
2
: Kỳ vọng dấu của α
3
là dương và α
4
là âm.
Biến X
3
: Kỳ vọng dấu của α
5
là dương và α
6
là âm.
Biến X
4
: Kỳ vọng dấu của α
7
dương.
4.4.1.4 Đặt giả thiết để kiểm đònh
Giả thiết H

0
: α
i
= 0
H
1
: α
i
≠ 0
4.4.1.5 Kết quả ước lượng các hàm năng suất
- Trường hợp vườn cây ở giai đoạn kinh doanh 1 (năm tuổi thứ 3):
Kết quả hồi qui hàm năng suất và các yếu tố đầu vào trong giai đoạn kinh doanh
1 của vườn cây (năm thứ 3) thể hiện ở Bảng 4.17.
Bảng 4.17 Kết quả ước lượng hàm năng suất vườn cam sành giai đoạn kinh
doanh 1
Các biến giải thích Hệ số hồi qui t- Statistic
X
11
33,891** 3,264
X
11
2
-0,6305** -3,379
X
21
47,2180* 2,478
X
21
2
-0,3686* -2,558

X
31
4,8535*** 6,777
X
31
2
-0,0070*** -6,643
X
41
0,1551* 2,050
Hằng số -1512,5000** -2,842
Nguồn: Kết quả phân tích từ bảng kết xuất tại phụ lục 3
Biến phụ thuộc: Y. Số lượng mẫu (n)=51;
R
2
= 0,95; d = 1,69; F-statistic = 124,67
Ghi chú:
*** Có ý nghóa thống kê, mức xác suất sai lầm 0,001
** Có ý nghóa thống kê, mức xác suất sai lầm 0,01
* Có ý nghóa thống kê, mức xác suất sai lầm 0,05
ns: không có ý nghóa về mặt thống kê
Hàm hồi qui được viết như sau (1):

Y = -1512,5 + 33,891X
11
-0,6305X
11
2

+ 47,218X

21
- 0,3686X
21
2
+ 4,8535X
31

-0,007X
31
2

+ 0,1551X
41
(1)
Giải thích mô hình ước lượng năng suất cam sành (1):
Hệ số xác đònh R
2
=0,95 phản ánh sự biến động của năng suất cam sành được
giải thích bởi các biến độc lập ở mức độ 95%. Kết quả ước lượng ở bảng 4.17 cho
thấy hệ số của các biến giải thích có ý nghóa về mặt thống kê và phù hợp với giả thiết
Y
Xi
0
Ymax
Hình 4.3 Mô tả quan hệ giữa năng suất cam sành với phân đạm, công lao động và chi phí thuốc BVTV
kiểm đònh (H
1
: α
i
≠ 0) và giả thiết về mối quan hệ giữa các biến này với năng suất,

điều đó cho thấy phân đạm, công lao động, chi phí thuốc BVTV và phân hữu cơ có
quan hệ thực sự với năng suất cam sành.
Từ hàm sản xuất (1) cho thấy năng suất cam sành có quan hệ tuyến tính với chi
phí phân hữu cơ, khi chi phí phân hữu cơ tăng lên 1000 đồng thì năng suất cam sành
được cải thiện 0,1551 kg (tuy nhiên không phải là vô hạn). Sở dó phân hữu cơ có quan
hệ tuyến tính với năng suất là vì trong thực tế lượng phân hữu cơ được các nông hộ
trồng cam sành bón còn hạn chế, chưa vượt ngưỡng sinh học của cây trồng.
Hàm sản xuất (1) cho thấy năng suất cam sành có quan hệ phi tuyến với phân
đạm, công lao động và chi phí thuốc BVTV dạng bậc hai (mối quan hệ giữa năng suất
với các yếu tố: phân đạm, công lao động và chi phí thuốc BVTV được mô tả ở Hình
4.3). Phân tích tónh về mối quan hệ giữa năng suất cam sành và các yếu tố đầu vào ta
có:
Năng suất cam sành đạt cực đại (973 kg) tại mức phân đạm là 26,8 kg (tại đó
đạo hàm riêng bậc nhất của Y
1
theo X
11
bằng zero hay đó cũng chính là điểm làm cho
năng suất biên (MP) của của yếu tố X
11
bằng zero, trong điều kiện các yếu tố khác
không đổi), tiếp tục tăng lượng phân đạm sẽ làm giảm năng suất.
Năng suất cam sành tăng đồng biến với số công lao động đầu tư và đạt cực đại
(1.011 kg) tại mức công lao động là 64 công (tại điểm năng suất biên của của yếu tố
X
21
bằng zero, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi), sau đó công lao động có
quan hệ nghòch biến với năng suất.
Khi tăng chi phí thuốc BVTV làm năng suất cam sành tăng và đạt cực đại
(1.234 kg) tại mức chi phí thuốc BVTV là 348.000 đồng (tại điểm năng suất biên của

của yếu tố X
31
bằng zero, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi), sau đó chi phí
thuốc BVTV có quan hệ nghòch biến với năng suất.
- Trường hợp vườn cây ở giai đoạn kinh doanh 2 (năm thứ 4-5):
Kết quả hồi qui hàm năng suất và các yếu tố đầu vào trong giai đoạn kinh doanh
2 của vườn cam sành thể hiện ở Bảng 4.18.
Bảng 4.18 Kết quả ước lượng hàm năng suất vườn cam sành giai đoạn kinh doanh 2
Các biến giải thích Hệ số hồi qui t- Statistic
X
12
24,7910* 2,265
X
12
2
-0,3015* -2,072
X
22
24,4940** 2,851
X
22
2
-0,1566* ** -2,723
X
32
4,5424*** 17,150
X
32
2
-0,0028*** -16,684

X
42
0,5369*** 4,084
Hằng số -976,7400** -4,395
Nguồn: Kết quả phân tích từ bảng kết xuất tại phụ lục 4

Biến phụ thuộc: Y. Số lượng mẫu (n)=88;
R
2
= 0,98; d = 2,14; F-statistic = 742,73
Ghi chú:
*** Có ý nghóa thống kê, mức xác suất sai lầm 0,001
** Có ý nghóa thống kê, mức xác suất sai lầm 0,01
* Có ý nghóa thống kê, mức xác suất sai lầm 0,05
ns: không có ý nghóa về mặt thống kê
Hàm hồi qui được viết như sau (2):
Y
2
= -976,74 + 24,791X
12
- 0,3015X
12
2

+ 24,494X
22
- 0,1566X
22
2
+ 4,5424X

32
-0,0028X
32
2

+ 0,5369X
42
(2)
Giải thích mô hình ước lượng năng suất cam sành (2):
Hệ số xác đònh R
2
=0,98 phản ánh sự biến động của năng suất cam sành được
giải thích bởi các biến độc lập ở mức độ 98%. Kết quả ước lượng ở bảng 4.18 cho
thấy hệ số của các biến giải thích có ý nghóa về mặt thống kê và phù hợp với giả thiết
kiểm đònh (H
1
: α
i
≠ 0) và giả thiết về mối quan hệ giữa các biến này với năng suất,
điều đó cho thấy phân đạm, công lao động, chi phí thuốc BVTV và phân hữu cơ có
quan hệ thực sự với năng suất cam sành.
Hàm sản xuất (2) phản ảnh rằng năng suất cam sành có quan hệ tuyến tính với
chi phí phân hữu cơ, khi chi phí phân hữu cơ tăng lên 1000 đồng thì năng suất cam
sành được cải thiện 0,5369 kg, tuy nhiên không phải là vô hạn. Năng suất cam sành
có quan hệ phi tuyến với phân đạm, công lao động và chi phí thuốc BVTV dạng bậc
hai (mối quan hệ giữa năng suất với các yếu tố: phân đạm, công lao động và chi phí
thuốc BVTV được mô tả ở Hình 4.3). Phân tích tónh về mối quan hệ giữa năng suất
cam sành và các yếu tố đầu vào ta có:
Năng suất cam sành đạt cực đại (1.807 kg) tại mức phân đạm là 41,1 kg (tại
điểm năng suất biên (MP) của của yếu tố X

12
bằng zero, trong điều kiện các yếu tố
khác không đổi), tiếp tục tăng lượng phân đạm bón gốc sẽ làm giảm năng suất.
Tăng số công lao động làm năng suất cam sành tăng và đạt cực đại (1.866 kg)
tại mức công lao động là 78 công (tại điểm năng suất biên của của yếu tố X
22
bằng
zero, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi), sau đó công lao động có quan hệ
nghòch biến với năng suất.
Tăng chi phí thuốc BVTV làm năng suất cam sành tăng và đạt cực đại (2.472
kg) tại mức chi phí thuốc BVTV là 810.000 đồng (tại điểm năng suất biên của của
yếu tố X
32
bằng zero, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi), sau đó chi phí
thuốc BVTV có quan hệ nghòch biến với năng suất.
- Trường hợp vườn cây ở giai đoạn cho năng suất thứ 3 (năm tuổi 6-8):
Kết quả hồi qui hàm năng suất và các yếu tố đầu vào trong giai đoạn cho năng
suất thứ 3 (năm tuổi thứ 6-8) thể hiện qua Bảng 4.19.
Bảng 4.19 Kết quả ước lượng hàm năng suất vườn cam sành giai đoạn kinh doanh 3
Các biến giải thích Hệ số hồi qui t- Statistic
X
13
17,7440*** 4,359
X
13
2
-0,2264* ** -4,486
X
23
28,366*** 4,108

X
23
2
-0,1915* ** -3,926
X
33
1,5697*** 8,038
X
33
2
-0,0012*** -7,800
X
43
0,7972*** 5,276
Hằng số -824,2100** -4,464
Nguồn: Kết quả phân tích từ bảng kết xuất tại phụ lục 5

Biến phụ thuộc: Y. Số lượng mẫu (n)=76;
R
2
= 0,98; d = 1,64; F-statistic = 559,90
Ghi chú:
*** Có ý nghóa thống kê, mức xác suất sai lầm 0,001
** Có ý nghóa thống kê, mức xác suất sai lầm 0,01
* Có ý nghóa thống kê, mức xác suất sai lầm 0,05
ns: không có ý nghóa về mặt thống kê
Hàm hồi qui được viết như sau (3):
Y
3
= -824,21 + 17,7440X

13
- 0,2264X
13
2

+ 28,366X
23
- 0,1915X
23
2
+ 1,56979X
33
- 0,0012X
33
2

+ 0,7972X
43
(3)
Giải thích mô hình ước lượng năng suất cam sành (3):
Hệ số xác đònh R
2
=0,98 phản ánh sự biến động của năng suất cam sành được
giải thích bởi các biến độc lập ở mức độ 98%. Kết quả ước lượng ở bảng 4.19 cho
thấy hệ số của các biến giải thích có ý nghóa về mặt thống kê và phù hợp với giả thiết
kiểm đònh (H
1
: α
i
≠ 0) và giả thiết về mối quan hệ giữa các biến này với năng suất,

điều đó cho thấy phân đạm, công lao động, chi phí thuốc BVTV và phân hữu cơ có
quan hệ thực sự với năng suất cam sành.
Hàm sản xuất (3) cho biết năng suất cam sành có quan hệ tuyến tính với chi phí
phân hữu cơ, khi chi phí phân hữu cơ tăng lên 1000 đồng thì năng suất cam sành được
cải thiện 0,7972 kg, tuy nhiên không phải là vô hạn. Năng suất cam sành có quan hệ
với phân đạm, công lao động và chi phí thuốc BVTV dạng bậc hai (mối quan hệ giữa
năng suất với các yếu tố: phân đạm, công lao động và chi phí thuốc BVTV được mô
tả ở Hình 4.3). Phân tích tónh về mối quan hệ giữa năng suất cam sành và các yếu tố
đầu vào ta có:
Năng suất cam sành đạt cực đại (1.323 kg) tại mức phân đạm là 39 kg (tại điểm
năng suất biên (MP) của của yếu tố X
13
bằng zero, trong điều kiện các yếu tố khác
không đổi), tiếp tục tăng lượng phân đạm bón gốc làm giảm năng suất.
Năng suất cam sành tăng đồng biến với số ngày công lao động đầu tư và đạt
cực đại (1.375 kg) tại mức công lao động là 74 công (tại điểm năng suất biên của của
yếu tố X
23
bằng zero, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi), sau đó công lao
động có quan hệ nghòch biến với năng suất.
Tăng chi phí thuốc BVTV làm năng suất cam sành tăng và đạt cực đại (1.416
kg) tại mức chi phí thuốc BVTV là 648.000 đồng (tại điểm năng suất biên của của
yếu tố X
33
bằng zero, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi), sau đó chi phí
thuốc BVTV có quan hệ nghòch biến với năng suất. .
Qua phân tích 3 hàm hồi qui (1), (2) và (3) cho thấy hệ số hồi qui của biến
phân hữu cơ (X
4
) dương và tăng dần từ giai đoạn kinh doanh 1 đến giai đoạn kinh

doanh 3 (nếu như tại giai đoạn kinh doanh 1 hệ số hồi qui của biến này là 0,1551 thì
giai đoạn kinh doanh 2 là 0,5369 và giai đoạn kinh doanh 3 là 0,7972) điều này nói
lên rằng ảnh hưởng của phân hữu cơ lên năng suất tăng dần khi vườn cây càng nhiều
năm canh tác. Do đó trong sản xuất cam sành việc sử dụng phân hữu cơ là cần thiết,
đây cũng là điều kiện giúp cây cam sành sinh trưởng và cho năng suất bền vững hơn.
4.4.2 Xác đònh mức đầu tư tối ưu để đạt lợi nhuận tối đa
Với giá đầu vào của yếu tố phân đạm nguyên chất, công lao động và giá cam
sành năm 2005 tính được các đònh mức nhập lượng tối ưu tạo ra sản lượng tối ưu để
đạt lợi nhuận tối đa trên 1000 m
2
trong 1 năm theo các giai đoạn trong thời kỳ kinh
doanh của vườn cam sành như sau (Bảng 4.20):
Bảng 4.20 Các đònh mức nhập lượng và sản lượng tối ưu tạo ra lợi nhuận tối đa
trên 1000 m
2
trong các giai đoạn kinh doanh của vườn cam sành
Giai đoạn kinh
doanh
Lượng phân đạm
nguyên chất
(kg/năm)
Số công
lao động
(công/năm)
Năng suất
cam sành tối
ưu (kg/năm)
Lợi nhuận tối
đa (1000
đồng /năm)

Giai đoạn KD 1 23,0 46 929 3.626
Giai đoạn KD 2 35,5 50 1.802 8.847
Giai đoạn KD 3 31,6 51 1.292 4.769
Nguồn: Kết quả tính toán của tác giả từ các bước tiến hành xác đònh mức đầu tư tối ưu để đạt lợi nhuận
tối đa ở phu lục 7
Trên đây đã xác đònh được lượng phân đạm tối ưu để đạt lợi nhuận tối đa trong
mỗi giai đoạn cho năng suất của vườn cây, đối với lượng phân bón P
2
O
5
và K
2
O có thể
được tính trên cơ sở lượng phân đạm đã tính trên đây và tỷ lệ bình quân bón thực tế
của các vườn cam sành khảo sát là: N:P
2
O
5
:K
2
O = 42,9%:36,2%:20,9%.
4.4.3 So sánh hiệu quả của mô hình tối ưu và thực tại
Để biết mô hình tối đa hoá lợi nhuận trên đây có phải là biện pháp để nâng
cao hiệu quả kinh tế, tức tăng lợi nhuận so với thực tại đầu tư của các nông hộ trồng
cam sành, đề tài tiến hành so sánh lợi nhuận tối đa theo mô hình tối đa hoá với lợi
nhuận trong sản xuất cam sành nông hộ đã đạt được.
Kết quả so sánh cho thấy lợi nhuận theo mô hình tối đa hoá trong cả 3 giai
đoạn kinh doanh của vườn cây đều được cải thiện so với thực tại đầu tư của các nông
hộ trồng cam sành, trong đó giai đoạn kinh doanh 1 được cải thiện nhiều nhất (cao
hơn lợi nhuận theo sản xuất thực tại là 1,27 lần), bình quân trong thời kỳ kinh doanh

lợi nhuận đã được cải thiện 1,053 lần.
Như vậy thực hiện theo mô hình tối đa hoá lợi nhuận là biện pháp để tăng lợi
nhuận trên một đơn vò diện tích đất, hay đây cũng chính là biện pháp để nâng cao
hiệu quả kinh tế trong sản xuất cây cam sành.
4.4.4 Phân tích ảnh hưởng của giá đầu vào và đầu ra đếân nhập lượng
Mức đầu tư về đạm nguyên chất và công lao động tối ưu được xác đònh trên
đây để đạt lợi nhuận tối đa được thực hiện trong điều kiện giá các yếu tố đầu vào và
giá cam sành theo giá thực tế (năm 2005), khi giá các yếu tố đầu vào và đầu ra thay
đổi thì lượng đầu vào cũng thay đổi. Dựa trên đường cầu nhập lượng (i) và (ii) (Phụ
lục 7) của yếu tố phân đạm (X
1
) và ngày công lao động (X
2
), tiến hành phân tích ảnh
hưởng của giá đầu vào (giá phân bón và giá công lao động) và giá đầu ra (giá cam
sành) đến lượng đầu vào của X
1
và X
2
ta có:
- Đối với yếu tố phân đạm nguyên chất:
11
/ rX ∂∂
=
)(2
1
2
λα
−P
< 0; vì (P-λ) > 0 và α

2
< 0
PX
∂∂
/
1
= -
2
2
1
)(2
λα
−P
r
> 0; vì r
1
> 0 và α
2
< 0
Hai biểu thức trên đây cho thấy: khi giá phân đạm tăng sẽ làm cho lượng phân
đạm sử dụng giảm và ngược lại; khi giá cam sành tăng kéo theo tăng lượng phân đạm
sử dụng và ngược lại. Sự biến động này là hợp lý vì khi giá phân đạm tăng người
nông dân sẽ hạn chế lượng đạm sử dụng, nhất là đối với các trường hợp thiếu vốn sản
xuất. Khi giá cam tăng, chẳng những tạo thêm nguồn vốn cho nông hộ mà còn kích
thích tăng đầu tư. Cụ thể là khi giá phân đạm tăng lên 1% thì lượng phân đạm sẽ
giảm xuống
)(2
1
2
λα

−P
%, tương đương:
0,4% trường hợp vườn cây ở giai đoạn kinh doanh 1
0,5% trường hợp vườn cây ở giai đoạn kinh doanh 2
0,7% trường hợp vườn cây ở giai đoạn kinh doanh 3
Lưu ý: Lượng phân đạm giảm khi giá phân đạm tăng, tuy nhiên không phải là
vô hạn mà cần phải theo ngưỡng yêu cầu dinh dưỡng của cây trồng, vẫn phải đảm cho
cho cây cam sành sinh trưởng và cho năng suất.
Khi giá cam sành tăng 1% thì lượng phân đạm sẽ tăng (-
2
2
1
)(2
λα
−P
r
)% tương
đương:
1,9% trường hợp vườn cây ở giai đoạn kinh doanh 1
1,8% trường hợp vườn cây ở giai đoạn kinh doanh 2
2,5% trường hợp vườn cây ở giai đoạn kinh doanh 3
Lưu ý: Lượng phân đạm tăng, giảm khi giá cam sành tăng, giảm tuy nhiên
không phải là vô hạn, cần phải theo ngưỡng yêu cầu dinh dưỡng của cây trồng.
- Đối với yếu tố ngày công lao động:
22
/ rX ∂∂
=
)(2
1
4

λα
−P
< 0; vì (P-λ) > 0 và α
4
< 0
PX
∂∂
/
2
= -
2
4
2
)(2
λα
−P
r
> 0; vì r
2
> 0

và α
4
< 0
Số ngày công lao động cũng có phản ứng tương tự như yếu tố phân đạm
nguyên chất khi giá công lao động và giá cam sành biến động. Trong thực tế, khi giá
công lao động tăng các nông hộ trồng cam sành giảm số ngày công lao động đầu tư
và ngược lại; khi giá cam sành tăng, kích thích nông hộ tăng công lao động đầu tư
cho vườn cây. Cụ thể là khi giá công lao động tăng lên 1% thì số ngày công lao động
đầu tư sẽ giảm xuống

)(2
1
4
λα
−P
% tương đương:
0,6% trường hợp vườn cây ở giai đoạn kinh doanh 1
1,0% trường hợp vườn cây ở giai đoạn kinh doanh 2
0,9% trường hợp vườn cây ở giai đoạn kinh doanh 3
Lưu ý: Số công lao động đầu tư giảm hoặc tăng khi giá công lao động tăng
hoặc giảm nhưng không phải là vô hạn mà vẫn phải đảm số công lao động cần thiết
cho cây cam sành sinh trưởng và cho năng suất cũng như tiết kiệm chi phí lao động.
Khi giá cam sành tăng 1% thì số công lao động đầu tư tăng (-
2
4
2
)(2
λα
−P
r
)%,
tương đương: