Yếu tố ảnh hưởng đến quyết định tham gia hoạt động kinh doanh phi nông nghiệp của hộ gia đình ở nông thôn 2012

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ THANH HƯỜNG CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN QUYẾT ĐỊNH THAM GIA HOẠT ĐỘNG KINH DOANH PHI NƠNG NGHIỆP CỦA HỘ GIA ĐÌNH Ở NÔNG THÔN VIỆT NAM 2012 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH - NĂM 2014 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ THANH HƯỜNG CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN QUYẾT ĐỊNH THAM GIA HOẠT ĐỘNG KINH DOANH PHI NƠNG NGHIỆP CỦA HỘ GIA ĐÌNH Ở NÔNG THÔN VIỆT NAM 2012 Chuyên ngành: Kinh tế phát triển MÃ SỐ: 60310105 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS: TRẦN TIẾN KHAI TP HỒ CHÍ MINH - NĂM 2014 LỜI CAM ĐOAN Tơi xin cam đoan luận văn " Các nhân tố ảnh hưởng đến định tham gia hoạt động kinh doanh phi nơng nghiệp hộ gia đình nơng thơn Việt Nam 2012” nghiên cứu thực Tơi xin cam đoan thơng tin trích dẫn rõ nguồn gốc có độ xác cao phạm vi hiểu biết Các số liệu, kết nêu luận văn trung thực chưa công bố cơng trình khác Tơi xin chịu trách nhiệm nghiên cứu Học viên thực Luận văn Nguyễn Thị Thanh Hường MỤC LỤC Trang phụ bìa Lời cam đoan Mục lục Danh mục bảng biểu Danh mục hình vẽ, đồ thị Tóm tắt CHƯƠNG I .2 GIỚI THIỆU .2 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Phạm vi nghiên cứu 1.5 Đối tượng nghiên cứu 1.6 Ý nghĩa khoa học thực tiễn đề tài nghiên cứu CHƯƠNG II TỔNG QUAN LÝ THUYẾT 2.1 Định nghĩa 2.2 Vai trị kinh tế phi nơng nghiệp 2.3 Mối liên kết hoạt động nông nghiệp phi nông nghiệp .9 2.4 Các yếu tố tác động vào tham gia hoạt động kinh tế phi nông nghiệp hộ…………………………………………………………………………… 12 2.4.1 Yếu tố “đẩy” “kéo”………………………………………………………….12 2.4.2 Yếu tố bên ngoài, lực hộ 15 2.4.3 Mơ hình kinh tế hộ nơng dân với hoạt động phi nông nghiệp 20 2.5 Đầu tư vào lĩnh vực kinh doanh nông hộ nông thôn 27 2.6 Nghiên cứu thực nghiệm tác động hoạt động phi nông nghiệp nông thôn Việt Nam ………………………………… 29 2.7 Tóm tắt khung lý thuyết 30 CHƯƠNG III 32 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU 32 3.1 Khung phân tích .32 3.2 Dữ liệu nghiên cứu 33 3.3 Mơ hình nghiên cứu 33 3.4 Các biến mơ hình 35 CHƯƠNG IV 40 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM 40 4.1 Tổng quan đầu tư phi nông nghiệp hộ gia đình nơng thơn Việt Nam 40 4.2 Các yếu tố ảnh hưởng đến định đầu tư vào hoạt động phi nông nghiệp hộ nông thôn Việt Nam 48 CHƯƠNG V 57 KẾT LUẬN , KIẾN NGHỊ 57 5.1 Kết luận .57 5.2 Kiến nghị 57 5.3 Hạn chế đề tài hướng nghiên cứu 60 Tài liệu tham khảo Phụ lục DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 1: Yếu tố “đẩy” “kéo” 14 Bảng 2 :Các Biến: 19 Bảng 1: mô tả biến dự kiến: .38 Bảng 1: Số liệu hộ đầu tư vào kinh doanh phi nông nghiệp .41 Bảng 2:Vốn đầu tư trung bình hộ vào kinh doanh phi nông nghiệp 44 Bảng 3:Thống kê giá trị trung bình biến số 45 Bảng 4: Kết ước lượng mơ hình logit xác suất tham gia đầu tư phi nơng nghiệp hộ gia đình nơng thơn Việt Nam 2012 46 Bảng so sánh hộ có thành viên nước gửi tiền hộ có thành viên nước gửi tiền 54 DANH MỤC HÌNH VẼ, ĐỒ THỊ Hình mối quan hệ sản xuất tiêu dùng hai khu vực nông nghiệp phi nông nghiệp 10 Hình 2 Phân bổ thời gian hộ nông dân với hoạt động phi nơng nghiệp 24 Hình Phân bổ thời gian hộ nơng dân khơng có hoạt động phi nơng nghiệp25 Hình Nhân tố định hoạt động phi nơng nghiệp 27 Hình 5: Phân loại nguồn thu nhập tiềm hộ gia đình .28 Hình 3.1 :Khung phân tích 37 Hình :Tỷ lệ đầu tư vào ngành nghề hộ (ĐVT :%) .41 Hình 2: Tỷ lệ đăng ký giấy phép kinh doanh hộ đầu tư phi nông nghiệp (ĐVT: %) .42 Hình Vốn đầu tư trung bình hộ gia đình vào lĩnh vực giai đoạn 2008-2012 ĐVT : 1.000 đồng 47 -1- Tóm tắt Nghiên cứu sử dụng liệu Điều tra mức sống hộ gia đình Việt Nam năm 2012 nhằm mục đích phát yếu tố ảnh hưởng vào việc tham gia vào sản xuất, kinh doanh phi nông, lâm, thủy sản (gọi chung phi nơng nghiệp) cấp hộ gia đình nông thôn Việt Nam đưa số ý kiến nghị nhằm cải thiện mức độ tham gia phi nông nghiệp nông hộ Tập liệu bao gồm 6.696 hộ gia đình nơng thơn vùng kinh tế Sử dụng mơ hình logit để phân tích yếu tố có ảnh hưởng tới định tham gia vào phi nông nghiệp hay không Kết cho thấy nguồn nhân lực số lượng chất lượng đóng vai trị quan trọng định tham gia hộ gia đình nơng thơn vào hoạt động phi nơng nghiệp tạo thu nhập Tài hộ có ảnh hưởng, nhiên vai trị đóng góp định tham gia tỷ lệ tham gia phi nơng nghiệp hộ gia đình khơng cao Mơi trường kinh doanh nơng thơn đóng vai trị quan trọng định tham gia nơng hộ vào hoạt động phi nông nghiệp CHƯƠNG GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài Phát triển hoạt động phi nông nghiệp để đa dạng hóa ngành nghề nơng thơn nội dung cơng nghiệp hóa-hiện đại hóa đất nước Sản xuất phi nông nghiệp theo hướng đa dạng hóa ngành nghề quy luật mà hầu phát triển trải qua, làm cho nông nghiệp nước ta ngày đa dạng với nhiều hình thức khác nhau, khơng đơn độc canh lúa nước mà sản xuất phi nông nghiệp với nhiều mặt hàng đời phát triển Phát triển hoạt động phi nông nghiệp mặt thu hút lao động dư thừa tạo thu nhập mặt khác quan trọng hơn, giải pháp có hiệu để chuyển dịch cấu kinh tế nơng nghiệp nơng thơn Góp phần thúc đẩy phân cơng lao động xã hội, phát triển ngành nghề, thu hút vốn nguồn lực dân Giúp cho kinh tế nơng thơn phát triển, vượt qua khó khăn, nâng cao hiệu sản xuất hướng tới phát triển tồn diện thân người nơng dân nâng cao chất lượng sống họ Ở nông thôn, lao động tập trung chủ yếu làm trồng trọt với sản lượng tạo chiếm 80% tổng giá trị sản xuất Cơ cấu kinh tế nông thôn nước ta lạc hậu, chậm chuyển đổi mà cịn diễn khơng đồng vùng nhiều địa phương: vùng Đông Nam Bộ, số hộ sản xuất nông nghiệp chiếm 64%, Tây Bắc 93%, Bắc Trung Bộ 82%, Tây Nguyên 91% Trong cấu thu nhập bình quân tháng thành viên hộ năm 2012 hoạt động nơng, lâm, thủy sản chiếm 31,2%; tỷ trọng thu nhập từ hoạt động dịch vụ thương mại chiếm 13,5% Tuy có chuyển đổi cấu kinh tế từ nơng, lâm, thủy sản sang ngành khác nhiên chuyển đổi diễn chậm Nếu xét cấu thu nhập bình quân tháng thành viên hộ gia đình nơng thơn tỷ lệ thu nhập từ nông, lâm, thủy sản giảm từ 39,4% năm 2008 xuống 31,8% năm 2012; tỷ lệ thu nhập từ thương nghiệp dịch vụ tăng từ 12,1% (2008) lên 13,5% (2012) Tỷ lệ nơng hộ có tham gia hoạt động phi nơng, lâm, thủy sản năm 2008 31,5% giảm xuống 27,6% 2012 (Tổng Cục Thống Kê, năm 2012) Có thể thấy tham gia, phát triển sản xuất, kinh doanh phi nông, lâm thủy sản chưa trọng nhiều nông thôn Thách thức lớn phát triển chuyển đổi cấu kinh tế nước ta việc chuyển lao động khỏi nông nghiệp để tăng suất lao động tăng thu nhập nông dân Không thể đợi cho công nghiệp đại đô thị khu công nghiệp thu hút lao động, hay trông đợi vào việc di dân hay xuất lao động Cần phải phát động phong trào phát triển khu vực phi nông nghiệp nông thôn để tạo việc làm mở nguồn thu nhập cho nơng hộ Đó lý tơi thực nghiên cứu vấn đề “ Các nhân tố ảnh hưởng đến định tham gia hoạt động kinh doanh phi nơng nghiệp hộ gia đình nơng thơn Việt Nam 2012” 1.2 Mục tiêu nghiên cứu - Tìm hiểu nhân tố n ảnh hưởng đến định tham gia hoạt động kinh doanh phi nông nghiệp hộ gia đình nơng thơn Việt Nam 2012 - Từ đề xuất số g iải pháp nhằm giúp thúc đẩy tham gia kinh doanh phi nông nghiệp khu vực nơng thơn để nâng cao chất lượng đời sống nông thôn 1.3 Câu hỏi nghiên cứu  Các nhân tố ảnh h ưởng đến định tham gia vào hoạt động kinh doanh phi nơng nghiệp hộ gia đình nơng thơn Việt Nam 2012?  Tận dụng yếu tố đ ó để thúc đẩy tham gia kinh doanh phi nơng nghiệp hộ gia đình nơng thơn Việt Nam? 1.4 Phạm vi nghiên cứu Bài nghiên cứu dựa liệu điều tra mức sống hộ gia đình năm 2012 Trong liệu nghiên cứu 6.696 hộ gia đình nơng thơn Việt Nam năm 2012 1.5 Đối tượng nghiên cứu Bài nghiên cứu tập trung làm rõ nhân tố ảnh hưởng đến định tham gia vào hoạt động kinh doanh phi nơng nghiệp hộ gia đình nơng thơn Việt Nam 2012 Trong đối tượng nghiên cứu hộ gia đình nơng thơn Việt Nam nhân tố tác động đến định tham gia kinh doanh phi nông nghiệp họ Đối tượng khảo sát hộ gia đình nông thôn khảo sát điều tra mức sống hộ gia đình Việt Nam năm 2012 Các hộ gia đình chia làm nhóm dựa vào thu nhập từ hoạt động kinh doanh phi nông nghiệp điều tra liệu VHLSS 2012 - Nhóm 1: hộ gia đình nơng thơn Việt Nam có tham gia vào hoạt động kinh doanh phi nơng nghiệp - Nhóm 2: hộ gia đình nơng thơn Việt Nam khơng tham gia vào hoạt động kinh doanh phi nông nghiệp 1.6 Ý nghĩa khoa học thực tiễn đề tài nghiên cứu - Hiểu rõ đặc điểm nông hộ có tác động đến định đến việc tham gia kinh doanh phi nông nghiệp Việt Nam lượng hóa yếu tố - Gợi ý sách phù hợp để góp phần thúc đẩy tham gia kinh doanh phi nông nghiệp nông thôn Việt Nam sách cần thiết kế theo hướng thúc đẩy tích cực q trình tham gia phi nơng nghiệp giải tốt vấn đề việc làm cho lao động nông thôn Cần tập trung vào việc đưa sách, biện pháp nhằm tạo điều kiện kinh tế xã hội thuận lợi cho việc tham gia hoạt động phi nông nghiệp nông hộ Với quan điểm mục tiêu này, số sách đề xuất sau: - Xuất phát từ yếu tố trìn h độ giáo dục nâng cao chất lượng lực lượng lao động nông thôn để tạo lực nắm bắt hội tham gia vào phi nông nghiệp: tăng đầu tư để củng cố hệ thống trường lớp giáo viên nông thôn vùng xa xôi; xây dựng chiến lược kế hoạch cụ thể đào tạo nghề cho lao động nông thôn, đặc biệt trọng ngành nghề có ý nghĩa thiết thực với phát triển địa phương; Khơng nên có chương trình đào tạo nghề giống áp dụng cho địa phương; Cần có sách khuyến khích, tun truyền tạo điều kiện cho người dân thực hoạt động phi nông nghiệp nhiều thông qua hình thức đào tạo nghề, phối hợp với chương trình dự án tạo nguồn vốn hỗ trợ vốn cho nông dân - Do tầm quan trọng yếu tố “kéo” tham gia đầu tư phi nơng nghiệp cần hồn thiện sách khuyến khích đầu tư, phát triển doanh nghiệp vừa nhỏ nơng thơn thành thị Tuy vậy, sách khuyến khích hỗ trợ cần rõ ràng minh bạch - Mặc dù ảnh hưởng trự c tiếp yếu tố đất đai trong tham gia phi nơng nghiệp nghịch dấu nhiên việc hồn thiện sách đất nơng nghiệp, cơng khai minh bạch qui hoạch đất nông nghiệp cần thiết Nơng dân có sở tính tốn việc sử dụng lâu dài hay khơng nguồn lực quan trọng từ có định hướng chuyển đổi nghề nghiệp Bên cạnh đó, cần giảm đến mức tối thiểu thủ tục hành để nông dân dễ dàng thực quyền tự chủ hộ với đất đất nông nghiệp chuyển nhượng, thuê mướn, chấp, góp vốn v.v để hộ nông dân lao động nơng nghiệp làm ăn có hiệu tiếp tục làm sản xuất nông nghiệp lao động nông nghiệp khác chuyển đổi sang ngành nghề phi nơng nghiệp cách nhanh chóng hơn, thuận tiện - Với ý nghĩa tác động c ó ý nghĩa sở hạ tầng địa phương đến việc tham gia phi nơng nghiệp, cần có sách tăng cường việc nâng cấp hoàn thiện hạ tầng sở nơng thơn sở có qui hoạch cách khoa học khu vực nông thôn Tuy nhiên, tính bền vững sở hạ tầng cần quan tâm Mặc dù có tác động gián tiếp đến tham gia phi nông nghiệp nông hộ, yếu tố “kéo’ quan trọng làm cho thị trường hàng hố nơng thơn phát triển, giảm dần khoảng cách với khu vực thành thị tạo mối liên kết chặt chẽ với khu vực thành thị - Do tác động rõ nét yếu tố “tuổi” cần thiết kế sách trợ giúp lao động trẻ vấn đề văn hố, kỹ năng, tổ chức khuyến khích học tập gương tham gia phi nơng nghiệp Vai trị công nghệ thông tin, biện pháp hỗ trợ việc làm nông thôn cho đối tượng cần quan tâm Việc mở rộng hoạt động dịch vụ phục vụ nông nghiệp giúp cho q trình phi nơng nghiệp hộ thúc đẩy - Do tác động có ý nghĩ a biến dân tộc có ý nghĩa thống kê việc tham gia phi nơng nghiệp nên cần có sách khuyến khích đầu tư hướng đến nhóm đối tượng cụ thể Các nơng hộ người kinh-hoa cần có chế khuyến khích đầu tư hộ người dân tộc khác - Chú trọng việc cung c ấp vốn tín dụng khơng cho lĩnh vực nơng nghiệp mà cịn cho lĩnh vực sản xuất kinh doanh Khuyến khích ngân hàng tham gia vào việc cho vay nơng thơn Cải thiện mơi trường tài đáp ứng nhu cầu vay mượn hộ -60- 5.3 Hạn chế đề tài hướng nghiên cứu tiếp theo, Do hạn chế mặt liệu tầm hiểu biết nên nghiên cứu có hạn chế định Do hạn chế mặt liệu phương pháp nghiên cứu, đo lường nên chưa làm rõ mức độ tác động vốn xã hội tác động lên định tham gia vào hoạt động kinh doanh phi nông nghiệp hộ Chưa đánh giá mức độ ảnh hưởng, tầm quan trọng nguồn vốn vay mượn lên định tham gia vào kinh doanh phi nông nghiệp hộ Lý thuyết kinh tế nông dân chia cung ứng lao động họ vào hội nông nghiệp phi lao động nông nghiệp mà lợi nhuận cận biên công việc Chỉ dừng lại mức xem xét yếu tố ảnh hưởng đến kinh doanh phi nông nghiệp mà phạm vi hẹp định đa dạng hóa thu nhập nông hộ Chưa đánh giá đầy đủ tác động mơi trường bên ngồi, cụ thể mức độ phát triển sở hạ tầng đến vấn đề tham gia nông hộ Chưa xem xét đến yếu tố thể chế, tôn giáo định tham gia, Nếu nơng dân khơng thích rủi ro thích rủi ro chấp nhận mức lương thấp mơi trường an tồn hơn, nói cách khác người nông dân sẵn sàng chấp nhận mức lương thấp mơi trường nguy hiểm (Mishra Goodwin, 1997) Do nghiên cứu chưa đánh giá, làm rõ mối quan hệ định tham gia vào sản xuất kinh doanh hộ với sở thích rủi ro hộ mức độ rủi ro hai lĩnh vực nông nghiệp kinh doanh phi nông nghiệp Bên cạnh nghiên cứu mở nhiều hướng nghiên cứu như: - Nghiên cứu tác động sở thích rủi ro nơng hộ định tham gia vào sản xuất kinh doanh (hoặc đa dạng hóa thu nhập) hộ - Đo lường, đánh giá tác động vốn xã hội lên định tham gia vào sản xuất kinh doanh (hoặc đa dạng hóa thu nhập) hộ -61- - Mối quan hệ chất lượng quyền địa phương (tham nhũng, chương trình viện trợ, qn sách ) đến định tham gia vào sản xuất kinh doanh (hoặc đa dạng hóa thu nhập) hộ - Mối quan hệ phát triển sở hạ tầng mức độ giàu có cư dân.v.v TÀI LIỆU THAM KHẢO Tài liệu tiếng anh Abdulai et al, 2001 Determinants of Income Diversification amongst Households in Southern Mali Food Policy 26(4), pp.437-52 Rural Adam R.H, 1996 remittances, income dis tribution,and rural asset accumulation FCND DISCUSSION PAPER NO 17 Washington: Food Consumption and Nutrition Division International Food Policy Research Institute Bardhan, P and C Udry, 1999 Development Microecon omics New York: Oxford University Press Barrett et al, 2001 Nonfarm Income Diver sification and Household Livelohood Strategies in Rural Africa: Concepts, Issues, and Policy Implications Food Policy Bezemer, D, J, and Davis, J,R, 2003 The rural non-farm eco nomy in Armenia: Overview of findings unpublished mimeo Bleahu, A., and Janowski, M , 2001 Factors affecting Household-level involvement in Rural Non-Farm Economic Activities in two communities in Dolj and Brasov judete, Romania Romania Breitschopf B and Schreider G, 1999 Rural development in tr ansition economies – the cases of two counties in Romania Montreal : Paper presented at the 48 Conference 7-10 October Canagarajah et al., 2001 Non- Farm Income, Gender, and Inequality: Evidence from Rural Ghana and Uganda Food Policy Carney et al, 1999 Sustainable Livelihoods: Lessons from Early Experience London: Department for International Development Chaplin, H , 2000 Agricultural Diversifica tion: A Review of Methodological Approaches and Empirical Evidence Imperial College at Wye, University of London Coppard, D., 2001 The rural non-farm economy in India: A review of the literature NRI Report No 2662 hatham: NRI NRI Davis and Pearce, 2000 The Role of the Non-Farm Rural Sector in the Reconstruction of the Balkans MOST-MOCT: Economi c Policy in Transition Economies, Vol 10, Issue 2, pp.2000, pp 207-228 Davis et al, 2003 Types of RNFE activities and their returns: framework and findings UK: Natural Resources Institute Report No 2754 De Janvry, A and E Sadoulet, 2001 Income Strategies among Rural Households in Mexico The Role of Off- Farm Activities World Development 29(3): 467-480 De Janvry et al., 2005 The Role of Non-farm Incomes in Ruducing Rural Poverty and Inequality in China Department of Agricultural and Resource Economics Démurger S., M Fournier and W Yang, 2010 Rural Households’ Decisions towards Income Diversification: Evidence from a Township in Northern China China Economic Review, 21 (2010): S32-S44 Ellis et al., 2000 The Determinants of Rural Livelihood Diversifi cation in Developing Countries Journal of Agricultural Economics., pp.Vol 51 (2): 289 -302 Ellis, 1998 Household Strategies and Rural Livelihood Diversification The Journal of Development Studies 35(1) , pp 1-38 Escobal et al, 2001 The Determinants of Non-Farm Income Diversification in Rural Peru World Development 29(3), pp 497-508 Fafchamps and Minten, 1998 Returns to Social Capita l Amongst Traders Markets and Structural Studies Division Discussion Paper 23 Washington DC.: IFPRI IFPRI Haggblade et al , 2002 Strategies for Stimulating Poverty-Alleviating Growth in the Rural Non-farm Economy in developing Countries International Food Policy Research Paper Henderson et al, 2000 Urban and Regional Dynamics in Poland world Bank Policy Research Working Paper nr 2457 Ibekwe et al, 2001 Income Distribution A mong Farm Households in Orlu Agricultural Zone of Imo State Nigeria: Department of Agricultural Economics, University of Nigeria Nsukka Jalan, J and M Ravaillon, 1998 Geographic Poverty Traps? Discussion Paper no 86 Boston University Jehle, 1998 Bottlenecks of SME in services and craft enterprises and their elimination in rural areas of the Czech Republic A trial to use traditional regional economic measures Vienna: 8th Congress of the European Regional Science Association Komives et al, 2001 Infrastructure Coverage and the Poor: A Global Perspective World Bank Policy Resarch Paper no.2551 Lanjouw et al, 2001 The Rural Non-farm Sector: Issues and Evidence from Developing Countries Agricultural Economics Lanjouw, P and G Feder., 2001 Rural Non-farm Acti vities and Rural Development:From Experience Towards Strategy The World Bank Rural Development Strategy Lanjouw, J and Lanjouw.L.P., 1997 The rural non-farm sector: An update mimeo Leones, J P and S Feldman, 1998 Nonfarm Activity and Rural Household Income: Evidence from Philippine Microdata.” Economic Development and Culture Change pp.789-806 Minot et al., 2006 Income Diversification a nd Poverty in the Northern Uplands of Vietnam Washington: International Food Policy Research Institute International Food Policy Research Institute Mishra et al, 1997 Farm income variability and the supply of off-farm labour American Journal of Agricultural Economics, pp.Vol 79, pp 880-887 Reardon et al, 1997 Using Edidence of Hous ehold Income Diversification to inform Study of the Rural Non farm Labour Market in Africa World Development, 25 (5):735-748 Reardon et al, 2000 Effects of non-farm employment on rural income inequality in developing countries: an investment perspective Journal of Agricultural Economics, p.Vol 51 No.2 pp Reardon et al, 2007 Household Income Diversification into Rural Nonfarm Activities In S Haggblade et al (eds), Transforming the Rural Nonfarm Economy: Opportunities and Threats in the Developing World Jonhs Hopkins University Press Sarris et al, 1999 Agricultural Restructuring in Central and Eastern Europe: Implications for Competitiveness and Rural Development European Review of Agricultural Economics, pp.305-29 Stark, O and D Bloom, 1985 The New Economics of Labor Migration American Economic Review, 5, pp.173-178 Wiggins et al., 1999 Changing Livelihoods in Rural Me xico DFID Reportto Grant R6528 DFID Tài liệu tiếng việt Đoàn Thị Cẩm Vân cộng sự.2010 Vai trị hoạt động phi nơng nghiệp việc xóa đói giảm nghèo Trà Vinh Tạp chí phát triển kinh tế Lê Xuân Bá cộng 2006 Các yếu tố tác động đến q trình chuyển dịch cấu lao động nơng thơn Việt Nam Viện nghiên cứu quản lý kinh tế trung ương Hà Nội Nguyễn Mạnh Hải Trần Toàn Thắng 2009 Các yếu tố tác động đến chuyển dịch cấu lao động nông nghiệp, nông thôn Việt nam Tạp chí VERM số 25 Tạ Thị Thiều Dao 2013 Phát triển thị trường tài nơng thơn Tổng cục thống kê Việt Nam 2014 Kết số liệu tổng hợp khảo sát mức sống hộ gia đình năm 2012 PHỤ LỤC - Kiểm định ttest bi ến dân tộc biến hộ có đầu tư phi nông nghiệp hay không: Two-sample t test with unequal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -0 | 4839 7569746 0061664 4289546 7448856 7690636 | 1857 8648358 0079361 341991 8492711 8804004 -+ -combined | 6696 7868877 0050048 4095369 7770767 7966987 -+ -diff | -.1078612 0100502 -.1275649 -.0881574 -diff = mean(0) - mean(C・ t = -10.7322 Ho: diff = Satterthwaite's degrees of freedom = 4187.98 Ha: diff < Pr(T < t) = 0.0000 Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0000 Ha: diff > Pr(T > t) = 1.0000 - Kiểm định ttest bi ến giới tính biến hộ có đầu tư phi nông nghiệp hay không: Two-sample t test with unequal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -0 | 4839 7792932 0059625 414766 7676041 7909824 | 1857 8185245 0089461 3855155 8009789 8360701 -+ -combined | 6696 7901732 0049764 4072152 7804179 7999286 -+ -diff | -.0392313 010751 -.06031 -.0181526 -diff = mean(0) - mean(C・ t = -3.6491 Ho: diff = Satterthwaite's degrees of freedom = 3598.68 Ha: diff < Pr(T < t) = 0.0001 Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0003 Ha: diff > Pr(T > t) = 0.9999 - Kiểm định ttest bi ến tuổi biến hộ có đầu tư phi nơng nghiệp hay không: Two-sample t test with unequal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -0 | 4839 50.11986 2163984 15.05331 49.69562 50.5441 | 1857 47.5385 2803524 12.08121 46.98866 48.08834 -+ -combined | 6696 49.40397 1752055 14.33691 49.06051 49.74743 -+ -diff | 2.581357 354155 1.887023 3.27569 diff = mean(0) - mean(C・ Ho: diff = Ha: diff < Pr(T < t) = 1.0000 t = Satterthwaite's degrees of freedom = Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0000 7.2888 4159.94 Ha: diff > Pr(T > t) = 0.0000 - Kiểm định ttest bi ến tổng số lao động hộ biến hộ có đầu tư phi nông nghiệp hay không: Two-sample t test with unequal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -0 | 4839 2.377351 0174747 1.215594 2.343092 2.411609 | 1857 2.619817 0256387 1.104846 2.569533 2.670101 -+ -combined | 6696 2.444594 0145522 1.190794 2.416067 2.473121 -+ -diff | -.2424662 0310275 -.3032991 -.1816333 -diff = mean(0) - mean(C・ t = -7.8145 Ho: diff = Satterthwaite's degrees of freedom = 3676.55 Ha: diff < Pr(T < t) = 0.0000 Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0000 Ha: diff > Pr(T > t) = 1.0000 - Kiểm định ttest bi ến tổng chi phí y tế biến hộ có đầu tư phi nơng nghiệp hay khơng : Two-sample t test with unequal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -0 | 4839 2879.608 107.5552 7481.856 2668.751 3090.466 | 1857 3861.118 218.1903 9402.456 3433.194 4289.043 -+ -combined | 6696 3151.81 98.64121 8071.72 2958.442 3345.179 -+ -diff | -981.5101 243.2594 -1458.496 -504.5246 -diff = mean(0) - mean(C・ t = -4.0348 Ho: diff = Satterthwaite's degrees of freedom = 2804.06 Ha: diff < Pr(T < t) = 0.0000 Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0001 Ha: diff > Pr(T > t) = 1.0000 - Kiểm định ttest bi ến tổng diện tích nhà biến hộ có đầu tư phi nơng nghiệp hay khơng: Two-sample t test with unequal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -0 | 4836 66.79673 5409865 37.62093 65.73615 67.85731 | 1857 80.01885 1.06546 45.91377 77.92922 82.10847 -+ -combined | 6693 70.46526 4953549 40.52536 69.49421 71.43632 -+ -diff | -13.22211 1.194935 -15.56514 -10.87909 -diff = mean(0) - mean(C・ t = -11.0651 Ho: diff = Satterthwaite's degrees of freedom = 2863.29 Ha: diff < Pr(T < t) = 0.0000 Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0000 Ha: diff > Pr(T > t) = 1.0000 - Kiểm định ttest bi ến tổng giá trị lâu bền biến hộ có đầu tư phi nơng nghiệp hay không: Two-sample t test with unequal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -0 | 4792 18333.39 430.7751 29820.09 17488.88 19177.91 | 1847 32943.85 1510.16 64901.77 29982.04 35905.65 -+ -combined | 6639 22398.09 528.7471 43082.35 21361.57 23434.6 -+ -diff | -14610.45 1570.399 -17690.11 -11530.8 -diff = mean(0) - mean(C・ t = -9.3037 Ho: diff = Satterthwaite's degrees of freedom = 2153.14 Ha: diff < Pr(T < t) = 0.0000 Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0000 Ha: diff > Pr(T > t) = 1.0000 - Kiểm định ttest bi ến hộ có nhận trợ cấp hay khơng biến hộ có đầu tư phi nông nghiệp hay không: Two-sample t test with unequal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -0 | 4839 2521182 0062429 4342736 2398793 2643571 | 1857 1480883 0082446 3552832 1319187 1642579 -+ -combined | 6696 2232676 0050895 4164674 2132906 2332446 -+ -diff | 1040299 0103415 0837549 1243049 -diff = mean(0) - mean(C・ t = 10.0594 Ho: diff = Satterthwaite's degrees of freedom = 4079.95 Ha: diff < Pr(T < t) = 1.0000 Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0000 Ha: diff > Pr(T > t) = 0.0000 Kiểm định ttest biến tổng giá trị khoản vay hộ biến hộ có đầu tư phi nơng nghiệp hay khơng: Two-sample t test with unequal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ | 737 15852.1 444.9173 12078.5 14978.64 16725.56 | 224 19563.84 1904.171 28499.03 15811.37 23316.31 -+ -combined | 961 16717.27 561.4946 17406.33 15615.38 17819.17 -+ -diff | -3711.736 1955.459 -7563.176 139.704 -diff = mean(0) - mean(C・ t = -1.8981 Ho: diff = Satterthwaite's degrees of freedom = 247.79 Ha: diff < Pr(T < t) = 0.0294 Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0588 Ha: diff > Pr(T > t) = 0.9706 - Kiểm định ttest bi ến giá trị tiền gửi từ thành viên biến hộ có đầu tư phi nông nghiệp hay không: Two-sample t test with unequal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -0 | 4839 3529.931 246.0553 17116.33 3047.55 4012.311 | 1857 2995.739 360.3568 15528.83 2288.992 3702.487 -+ -combined | 6696 3381.783 203.9834 16691.77 2981.911 3781.656 -+ -diff | 534.1912 436.3488 -321.3179 1389.7 -diff = mean(0) - mean(C・ t = 1.2242 Ho: diff = Satterthwaite's degrees of freedom = 3682.96 Ha: diff < Pr(T < t) = 0.8895 Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.2209 Ha: diff > Pr(T > t) = 0.11 - Kiểm định ttest bi ến diện tích đất/người biến hộ có đầu tư phi nông nghiệp hay không: Two-sample t test with unequal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -0 | 4114 1156.239 27.50076 1763.912 1102.323 1210.156 | 1415 879.2225 36.66975 1379.387 807.2895 951.1554 -+ -combined | 5529 1085.344 22.56909 1678.175 1041.1 1129.589 -+ -diff | 277.017 45.83626 187.1446 366.8893 -diff = mean(0) - mean(C・ t = 6.0436 Ho: diff = Satterthwaite's degrees of freedom = 3113.29 Ha: diff < Pr(T < t) = 1.0000 Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0000 Ha: diff > Pr(T > t) = 0.0000 - Kiểm định ttest bi ến giá trị tiền mặt hộ biến hộ có đầu tư phi nơng nghiệp hay khơng: Two-sample t test with unequal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -0 | 4839 43772.27 750.9303 52236.9 42300.11 45244.43 | 1857 64935.92 1646.662 70959.5 61706.41 68165.42 -+ -combined | 6696 49641.58 718.5766 58800.47 48232.94 51050.22 -+ -diff | -21163.65 1809.805 -24712.41 -17614.88 -diff = mean(0) - mean(C・ t = -11.6939 Ho: diff = Satterthwaite's degrees of freedom = 2664.04 Ha: diff < Pr(T < t) = 0.0000 Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0000 Ha: diff > Pr(T > t) = 1.0000 - Kiểm định ttest bi ến hộ nằm xã có sở sản xuất kinh doanh hay không biến hộ có đầu tư phi nơng nghiệp hay khơng: Two-sample t test with unequal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -0 | 4705 7256111 0065058 4462533 7128566 7383655 | 1808 8113938 0092027 3913037 7933448 8294428 -+ -combined | 6513 7494242 00537 4333779 7388972 7599512 -+ -diff | -.0857828 0112701 -.1078789 -.0636866 -diff = mean(0) - mean(C・ t = -7.6115 Ho: diff = Satterthwaite's degrees of freedom = 3708.68 Ha: diff < Pr(T < t) = 0.0000 Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0000 Ha: diff > Pr(T > t) = 1.0000 - Kiểm định ttest bi ến có đường tơ đến hộ khơng biến hộ có đầu tư phi nơng nghiệp hay không Two-sample t test with unequal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -0 | 4705 8714134 0048806 3347774 8618451 8809817 | 1808 9015487 0070085 2980063 887803 9152943 -+ -combined | 6513 8797789 0040301 3252449 8718785 8876793 -+ -diff | -.0301353 0085405 -.0468799 -.0133907 -diff = mean(0) - mean(C・ t = -3.5285 Ho: diff = Satterthwaite's degrees of freedom = 3654.44 Ha: diff < Pr(T < t) = 0.0002 Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0004 Ha: diff > Pr(T > t) = 0.9998 - Kiểm định ttest bi ến hộ có thuộc đồng hay khơng biến hộ có đầu tư phi nông nghiệp hay không Two-sample t test with unequal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -0 | 4705 5419766 0072644 4982878 527735 5562183 | 1808 6438053 0112653 4790062 621711 6658996 -+ -combined | 6513 5702441 0061346 4950792 5582184 5822699 -+ -diff | -.1018287 0134044 -.1281102 -.0755472 -diff = mean(0) - mean(C・ t = -7.5967 Ho: diff = Satterthwaite's degrees of freedom = 3396.65 Ha: diff < Ha: diff != Ha: diff > Pr(T < t) = 0.0000 Pr(|T| > |t|) = 0.0000 Pr(T > t) = 1.0000 - Kiểm định ttest bi ến mật độ dân số xã biến hộ có đầu tư phi nơng nghiệp hay khơng Two-sample t test with unequal variances -Group | Obs Mean Std Err Std Dev [95% Conf Interval] -+ -0 | 3006 561.8348 10.19251 558.8245 541.8498 581.8198 1085 692.1611 18.14886 597.8115 656.5502 727.772 C・| -+ -combined | 4091 596.3994 8.946879 572.2506 578.8587 613.9402 -+ -diff | -130.3263 20.8151 -171.1505 -89.5022 -diff = mean(0) - mean(C・ t = -6.2611 Ho: diff = Satterthwaite's degrees of freedom = 1810.65 Ha: diff < Pr(T < t) = 0.0000 Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0000 Ha: diff > Pr(T > t) = 1.0000 - Kết mơ hình Logit Iteration Iteration Iteration Iteration Iteration 0: 1: 2: 3: 4: log log log log log likelihood likelihood likelihood likelihood likelihood Logistic regression Log likelihood = -2229.1269 = = = = = -2366.4088 -2232.8028 -2229.1453 -2229.1269 -2229.1269 Number of obs LR chi2(17) 274.56 Prob > chi2 Pseudo R2 = = 4091 = = 0.0000 0.0580 -hodtphinn | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -dantoc | 2515124 1228126 2.05 0.041 0108041 4922208 gioitinh | 0410255 1048464 0.39 0.696 -.1644697 2465206 tuoi | -.0193533 0030201 -6.41 0.000 -.0252726 -.013434 sonamhoctb | 0018423 0095404 0.19 0.847 -.0168564 0205411 solaodong | 1693599 0344293 4.92 0.000 1018797 23684 tongcpyte | 8.32e-06 3.81e-06 2.18 0.029 8.42e-07 0000158 tongdtnha | 0040389 0009812 4.12 0.000 0021158 005962 tonggttslaub | 5.05e-06 1.35e-06 3.75 0.000 2.41e-06 7.69e-06 dtdatnguoi | -.0000434 0000137 -3.16 0.002 -.0000703 -.0000165 cotrocap | -.0888444 1026547 -0.87 0.387 -.290044 1123552 gtvaymuon | 6.54e-06 3.84e-06 1.71 0.088 -9.73e-07 0000141 gttienguittv | -7.72e-06 3.44e-06 -2.25 0.025 -.0000145 -9.80e-07 tienmat | 1.78e-06 6.83e-07 2.61 0.009 4.46e-07 3.12e-06 dongbang | 1800575 0980479 1.84 0.066 -.0121128 3722278 cosokdtrongxa| 1643702 0967089 1.70 0.089 -.0251758 3539162 codgoto | 1099102 1232205 0.89 0.372 -.1315975 3514178 matdodso | 000164 0000792 2.07 0.038 8.68e-06 0003193 _cons | -1.608489 250733 -6.42 0.000 -2.099917 -1.117061 - Bảng tính hệ số e^b mơ hình logit logit (N=4091): Factor Change in Odds Odds of: C・vs -hodtphinn | b z P>|z| e^b e^bStdX SDofX -+ -dantoc | 0.25151 2.048 0.041 1.2860 1.1116 0.4206 gioitinh | 0.04103 0.391 0.696 1.0419 1.0162 0.3925 tuoi | -0.01935 -6.408 0.000 0.9808 0.7593 14.2312 sonamhoctb | 0.00184 0.193 0.847 1.0018 1.0076 4.1286 solaodong | 0.16936 4.919 0.000 1.1845 1.2231 1.1891 tongcpyte | 0.00001 2.181 0.029 1.0000 1.0792 9167.4688 tongdtnha | 0.00404 4.116 0.000 1.0040 1.1744 39.7958 tonggttslaub | 0.00001 3.753 0.000 1.0000 1.2577 45362.3030 dtdatnguoi | -0.00004 -3.158 0.002 1.0000 0.8255 4422.1650 cotrocap | -0.08884 -0.865 0.387 0.9150 0.9630 0.4238 gtvaymuon | 0.00001 1.706 0.088 1.0000 1.0670 9915.0963 gttienguittv | -0.00001 -2.245 0.025 1.0000 0.8888 15272.3695 tienmat | 0.00000 2.613 0.009 1.0000 1.1109 58985.6009 dongbang | 0.18006 1.836 0.066 1.1973 1.0939 0.4984 cosokdtrongxa| 0.16437 1.700 0.089 1.1787 1.0739 0.4338 codgoto | 0.10991 0.892 0.372 1.1162 1.0355 0.3177 matdodso | 0.00016 2.070 0.038 1.0002 1.0984 572.2506 -b = raw coefficient z = z-score for test of b=0 P>| z| = p-value for z-test e^b = exp(b) = factor change in odds for unit increase in X e^bStdX = exp(b*SD of X) = change in odds for SD increase in X SDofX = standard deviation of X ... nhân tố n ảnh hưởng đến định tham gia hoạt động kinh doanh phi nông nghiệp hộ gia đình nơng thơn Việt Nam 2012 - Từ đề xuất số g iải pháp nhằm giúp thúc đẩy tham gia kinh doanh phi nông nghiệp. .. quan trọng định tham gia hộ gia đình nơng thơn vào hoạt động phi nông nghiệp tạo thu nhập Tài hộ có ảnh hưởng, nhiên vai trị đóng góp định tham gia tỷ lệ tham gia phi nơng nghiệp hộ gia đình khơng... HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ THANH HƯỜNG CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN QUYẾT ĐỊNH THAM GIA HOẠT ĐỘNG KINH DOANH PHI NƠNG NGHIỆP CỦA HỘ GIA ĐÌNH Ở NÔNG THÔN VIỆT NAM 2012 Chuyên ngành: Kinh