Tác động của vốn xã hội đến sự tham gia vào hoạt động kinh doanh phi nông nghiệp của các hộ gia đình nông thôn việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM NGUYỄN NHẬT KHÁNH UYÊN TÁC ĐỘNG CỦA VỐN XÃ HỘI ĐẾN SỰ THAM GIA HOẠT ĐỘNG KINH DOANH PHI NƠNG NGHIỆP CỦA HỘ GIA ĐÌNH NƠNG THƠN VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Tp Hồ Chí Minh – Năm 2017 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM NGUYỄN NHẬT KHÁNH UYÊN TÁC ĐỘNG CỦA VỐN XÃ HỘI ĐẾN SỰ THAM GIA HOẠT ĐỘNG KINH DOANH PHI NÔNG NGHIỆP CỦA HỘ GIA ĐÌNH NƠNG THƠN VIỆT NAM Chun ngành: Kinh tế phát triển Mã số: 60310105 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Người hướng dẫn khoa học: GS.TS NGUYỄN TRỌNG HOÀI Tp Hồ Chí Minh – Năm 2017 LỜI CAM ĐOAN Tơi xin cam đoan luận văn cơng trình nghiên cứu tơi thực hiện, số liệu thông tin sử dụng luận văn trung thực, có nguồn gốc rõ ràng trích dẫn đầy đủ theo quy định TPHCM, ngày tháng năm Tác giả Nguyễn Nhật Khánh Uyên MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC HÌNH DANH MỤC BẢNG TÓM TẮT CHƯƠNG GIỚI THIỆU 1.1 Đặt vấn đề 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Phương pháp nghiên cứu 1.5 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.6 Cấu trúc luận văn CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC LIÊN QUAN 2.1 Cơ sở lý thuyết 2.1.1.Lý thuyết tham gia hoạt động kinh doanh phi nông nghiệp 2.1.2.Lý thuyết vốn xã hội 12 2.2 Lược khảo nghiên cứu thực nghiệm liên quan 17 CHƯƠNG PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 23 3.1 Khung phân tích 23 3.2 Mô tả biến 25 3.2.1 Biến phụ thuộc 25 3.2.2 Biến độc lập 25 3.2.3 Biến kiểm soát 26 3.3 Mơ hình nghiên cứu 30 3.4 Dữ liệu 32 CHƯƠNG KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 33 4.1 Thống kê mô tả 33 4.1.1 Vốn xã hội hoạt động kinh doanh phi nông nghiệp hộ gia đình nơng thơn Việt Nam 33 4.1.2 Đặc điểm hộ gia đình 37 4.1.3 Đặc điểm địa phương 39 4.2 Phân tích ảnh hưởng vốn xã hội đến việc tham gia họat động kinh doanh phi nông nghiệp hộ 40 4.2.1 Kiểm định mối quan hệ biến 40 4.2.2 Kết hồi quy mơ hình binary logit 41 4.3 Phân tích ảnh hưởng vốn xã hội đến tỷ trọng thu nhập từ hoạt động kinh doanh phi nông nghiệp hộ 45 4.3.1 Kiểm định mối quan hệ biến 45 4.3.2 Kết hồi quy mơ hình tobit 45 4.4 So sánh tác động vốn xã hội yếu tố khác mơ hình 49 CHƯƠNG KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH 53 5.1 Kết luận 53 5.2 Hàm ý sách 54 5.3 Hạn chế luận văn hướng nghiên cứu 59 5.3.1 Hạn chế luận văn 59 5.3.2 Hướng nghiên cứu 60 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT VARHS: Điều tra tiếp cận nguồn lực hộ gia đình Việt Nam CIEM: Viện nghiên cứu quản lý kinh tế Trung ương DBSH: Đồng sông Hồng DBSCL: Đồng sông Cửu Long Đảng CSVN: Đảng Cộng sản Việt Nam DANH MỤC HÌNH Hình 3.1 Khung phân tích 24 Hình 4.1 Một số nhóm ngành kinh doanh phi nơng nghiệp 33 Hình 4.2 Các tổ chức, hiệp hội hộ tham gia 36 DANH MỤC BẢNG Bảng 2.1 Tóm tắt nghiên cứu thực nghiệm 21 Bảng 3.1 Tóm tắt mơ tả biến 29 Bảng 4.1 Đặc điểm vốn xã hội mẫu nghiên cứu 35 Bảng 4.2 Vốn xã hội tham gia hoạt động kinh doanh phi nông nghiệp …….37 Bảng 4.3 Đặc điểm nhân học nguồn lực hộ gia đình 38 Bảng 4.4 Đặc điểm địa phương nơi hộ sinh sống 40 Bảng 4.5 Kiểm định Pearson Chi-square biến độc lập kiểm soát với biến phụ thuộc Y1 40 Bảng 4.6 Kết ước lượng mơ hình logit tác động biên .42 Bảng 4.7 Kết ước lượng mơ hình tobit với tác động biên loại 46 Bảng 4.8 So sánh tác động biến giải thích mơ hình .49 TĨM TẮT Luận văn sử dụng liệu VARHS 2014 để nghiên cứu tác động vốn xã hội đến tham gia vào hoạt động kinh doanh phi nông nghiệp hộ gia đình nơng thơn Việt Nam Mẫu nghiên cứu bao gồm 3423 hộ gia đình thuộc vùng nông thôn 12 tỉnh thành liệu gốc Tác giả sử dụng mơ hình hồi quy logit để phân tích ảnh hưởng vốn xã hội yếu tố khác đến tham gia hộ gia đình vào hoạt động kinh doanh phi nơng nghiệp, đồng thời hộ có tham gia, tác giả mở rộng thêm nghiên cứu tác động vốn xã hội yếu tố khác đến mức đóng góp thu nhập từ hoạt động kinh doanh phi nơng nghiệp tổng thu nhập hộ mơ hình hồi quy tobit Kết từ chạy hồi quy mơ hình cho thấy, yếu tố vốn xã hội tỷ lệ thành viên hộ gia đình nơng thơn tham gia vào tổ chức, hiệp hội địa phương có tác động làm giảm tham gia hộ gia đình vào ngành nghề kinh doanh phi nông nghiệp, đồng thời làm giảm thu nhập từ hoạt động hộ gia đình có phần thu nhập từ hoạt động kinh doanh phi nơng nghiệp Các yếu tố khác trình độ học vấn trung bình hộ, tổng số thành viên trưởng thành hộ, có làng nghề địa phương tìm thấy có tác động thúc đẩy hộ gia đình tham gia vào ngành nghề phi nơng nghiệp đồng thời làm tăng thu nhập từ ngành cho hộ Tuổi chủ hộ, tổng giá trị vật ni có, tổng diện tích đất hộ có tác động làm giảm tham gia làm giảm phần đóng góp từ thu nhập phi nơng nghiệp hộ có phần thu nhập từ hoạt động Ngồi ra, có khác tham gia vào hoạt động kinh doanh phi nông nghiệp tỷ trọng thu nhập phi nông nghiệp vùng sinh sống hộ CHƯƠNG GIỚI THIỆU 1.1 Đặt vấn đề Theo thống kê sơ năm 2014 Tổng cục Thống kê, có khoảng 67% dân số Việt Nam sống vùng nông thơn nơng nghiệp lĩnh vực có nhiều đóng góp quan trọng cho phát triển kinh tế đất nước năm qua Hiện nay, hầu hết dân nghèo nông thôn Việt Nam tham gia vào sản xuất nông nghiệp Tuy đời sống vật chất, tinh thần người dân khu vực nông thôn nâng lên (logarit thu nhập tích lũy năm 2014 cao năm 2012 theo VARHS, 2014) hoạt động sản xuất nơng nghiệp Việt Nam cịn lạc hậu, chủ yếu lao động giản đơn, sản xuất theo kinh nghiệm truyền từ đời sang đời khác, áp dụng khoa học kỹ thuật giới hóa trồng trọt chăn nuôi, phụ thuộc gần hồn tồn vào thời tiết đồng thời giá nơng sản phụ thuộc vào biến động thị trường, thường rơi vào cảnh “được mùa giá”, hỗ trợ nhà nước người nơng dân cịn thấp nên thu nhập người nông dân bấp bênh Mặc dù thu nhập từ hoạt động sản xuất nông nghiệp chủ yếu, song để ổn định thu nhập, bảo đảm sống, nhiều hộ gia đình nơng thơn buộc phải tìm kiếm phương kế khác để làm tăng thu nhập ngồi thu nhập từ sản xuất nơng nghiệp Có nhiều loại hình hoạt động tạo thu nhập khác ngồi thu nhập từ nơng nghiệp hộ hoạt động kinh doanh phi nơng nghiệp hộ gia đình, việc làm trả cơng ngồi hộ gia đình khai thác, sử dụng nguồn tài nguyên chung, đánh bắt thủy hải sản hay khu vực sông nước công cộng, hay thu thập tài nguyên từ rừng (VARHS, 2014) Người nghèo tìm kiếm hội kinh tế phi nông nghiệp nông thôn, không để nâng cao mức thu nhập mà để ổn định thu nhập hộ gia đình theo thời gian (Haggblade, Hazell cộng sự, 2010) Thu nhập phi nông nghiệp nguồn tài trợ quan trọng để mua đầu vào cần thiết nhằm tăng suất nông nghiệp (Oseni, 2009), nguồn quan trọng tăng trưởng kinh tế địa phương xóa đói giảm nghèo khu vực nơng thơn (Davis, 2003) Có thể nói, thu nhập từ hoạt động phi nơng nghiệp (bao gồm việc làm công ăn lương hoạt động kinh doanh hộ) đóng góp phần không nhỏ làm gia tăng tổng nguồn thu nhập hộ, việc tham gia vào hoạt động phi nông nghiệp cách làm đa dạng hóa thu nhập cho hộ gia đình, tiếp cận gần đến khung sinh kế bền vững Tại Việt Nam, trình chuyển đổi cấu kinh tế hầu hết địa phương, khu vực nông thôn ven đô thị, khu vực phát triển công nghiệp dẫn đến tình trạng di cư lao động từ khu vực nông nghiệp sang hoạt động dịch vụ xây dựng, kinh doanh nhà trọ, buôn bán nhỏ,… Bên cạnh đó, nội ngành nơng nghiệp có chuyển đổi mạnh mẽ, chuyển dịch lao động từ nơng nghiệp sang lĩnh vực phi nơng nghiệp, kết hợp với nông nghiệp (lúc nông nhàn) Thế liệu thực tế cho thấy tỷ lệ hộ tham gia hoạt động kinh doanh phi nơng nghiệp cịn thấp Tỷ lệ hộ gia đình tham gia vào hoạt động kinh doanh phi nông nghiệp nông thôn Việt Nam tương đối ổn định (tuy có giảm từ 27,74% năm 2008 xuống 24,3% vào năm 2014 (VARHS, 2014)) Nguyên nhân giảm sút kể đến lao động nơng thơn tham gia vào công việc trả lương tự sản xuất kinh doanh môi trường kinh tế vĩ mô không ổn định năm gần Nhiều nghiên cứu giới yếu tố tác động đến việc tham gia hoạt động kinh doanh lĩnh vực phi nơng nghiệp vốn người, vốn tài vốn xã hội nhân tố quan trọng (Reardon cộng sự, 2007; Trần Tiến Khai Nguyễn Ngọc Danh, 2014) Vốn xã hội nói đến mạng lưới quan hệ xã hội, tin tưởng có qua có lại lẫn cộng đồng Đã có nhiều nghiên cứu giới nghiên cứu yếu tố tác động đến đa dạng hóa nguồn thu nhập hay cụ thể tham gia vào việc làm phi nông nghiệp nông thôn Malek (2009), Babatunde Qaim (2009)…Tuy nhiên, nghiên cứu tác động yếu tố cụ thể vốn xã hội khơng nhiều, điển hình nghiên cứu Nega cộng (2009) vấn đề Đa dạng hóa, bất bình đẳng thu nhập Vốn xã hội Ethiopia, tác giả xem xét đa dạng hóa thu nhập bao gồm nhiều hoạt động khác phân loại cụ thể Chính ta b Y1 DH MT ru ng , co l ch i2 Key Key frequency column percentage frequency column percentage DHMTrung Tay Ngu Enterprise Enterprise Total 78.51 74.03 77.97 76.19 21.49 25.97 22.03 23.81 100.00 100.00 Total 3,011 100.00 100.00 n number 412 3,423 Phụ lục 3D Mô hình hồi quy logit sau khắc phục phương sai thay đổi Logistic regression Wald chi2(20) Prob > chi2 Log pseudolike lihood = -1615.2399 = = 328 87 0.00 00 Robust Phụ lục 3E Mơ hình hồi quy logit với tác động biên Marginal effects after logit y = Pr(Y1) (predict) = 19019424 variable tyleth~a songuo~o longtina* longtinb* trinhd~o trinhd~b gioiti~o* songuo~h -.0532165 0007118 -.0008686 -.0499583 0041455 0068337 0057541 02832 00139 02132 02917 00282 0037 01857 0395087 00577 -1.88 0.51 -0.04 -1.71 1.47 1.85 0.31 dantoc* logton~i logton~t -.0103709 -.0212262 langng~a* kc_duong 0437726 -.0019383 00175 00608 tindung 01732 00157 Trungd~c* BacTru~o* DHMTrung* TayNgu~n* 1281228 1375029 0864139 0214856 03646 05289 0403 03373 -.0047284 6.84 0984933 -5.94 -3.49 01238 2.53 -1.23 3.51 2.60 2.14 0.64 (*) dy/dx is for discrete change of dummy variable from to Phụ lục 3F Mức độ dự báo mơ hình logit Logistic model for Y1 T r u e Cl as si fi ed T o t ~ a D D l + Total 110 644 90 2579 200 3223 754 2669 3423 Classified + if predicted Pr(D) True D defined as Y1 != Sensitivit y Specificit y Positive predictive value Negative predictive value False + rate for true ~D 0.060 0.607 0.967 0.087 0.142 0.065 0.757 tuoi 0.000 0199 0.000 0.000 >= Pr( +| D) 14.59% Pr( -|~D) Pr( D| +) Pr(~D| -) 96.63% 55.00% 80.02% Pr( +|~D) 3.37% 0.011 0.218 DBSH* 0.000 0.009 0.032 0.524 -.108714 -.002004 -.042648 -.107124 002281 003428 04091 007207 4 .8 -.000417 -.030637 -.00278 014085 042145 00061 .8 -.013794 -.033137 -0.38 -.006947 -.009315 0.703 -.005023 1565561 001146 04134 -.044617 087588 False - rate for true D False + rate for classified + False - rate for classified Correctly classified Pr( -| D) Pr(~D| +) Pr( D| -) 85.41% 45.00% 19.98% 78.56% Phụ lục Các kiểm định mô hình tobit Phụ lục 4A Đa cộng tuyến Variable VIF 1/VIF TrungduMNp~c TayNguyen DBSH trinhdo_ch~o trinhdo_tb dantoc DHMTrung BacTrungBo logtongdat songuoitru~h tuoi longtina logtongvat~i longtinb tylethamgia gioitinh_c~o langnghe_xa songuoi_gi~o tindung kc_duong 5.03 3.30 3.03 2.55 2.54 2.52 2.43 1.91 1.71 1.55 1.53 1.52 1.50 1.49 1.48 1.23 1.18 1.08 1.04 1.01 0.198970 0.303283 0.330279 0.391713 0.393376 0.396349 0.412013 0.522884 0.584545 0.644169 0.652976 0.658838 0.666392 0.673335 0.674497 0.815427 0.843913 0.924209 0.963265 0.985500 Mean VIF 1.98 Phụ lục 4B Phương sai thay đổi Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of Y2 chi2(1) Prob > chi2 = = 1448.75 0.0000 Phụ lục 4C Kiểm định Mann-Whiney biến Y2 biến định tính nhị phân ranksum Y2, by( longtina) ranksum Y2, by( longtinb) Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test longtina obs rank sum expected 599 2824 1015255.5 4844920.5 1025488 4834688 combined 3423 5860176 5860176 unadjusted adjustment variance for ties adjusted variance l o n g t i n b r a n k o s b u s m 4.827e+08 -2.296e+08 2.531e+08 Ho: Y2(longtina==0) = Y2(longtina==1) z = -0.643 Prob > |z| = 0.5201 e x p e c t e d combined unadjusted adjustment variance for ties adjusted variance ranksum Y2, by ( gioitinh_chuho ) 3214 209 5527678 332498 5502368 357808 3423 5860176 5860176 1.917e+08 -91166328 1.005e+08 Ho: Y2(longtinb==0) = Y2(longtinb==1) z = 2.525 Prob > |z| = 0.0116 Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test ranksum Y2, by ( dantoc ) Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test unadjusted adjustment variance for ties adjusted variance 5.245e+08 -2.495e+08 2.750e+08 Ho: Y2(gioiti~o==0) = Y2(gioiti~o==Male) z = -0.620 Prob > |z| = 0.5351 unadjusted adjustment variance for ties adjusted variance 7.680e+08 -3.653e+08 4.027e+08 Ho: Y2(dantoc==0) = Y2(dantoc==1) z = -12.096 Prob > |z| = 0.0000 ranksum Y2, by ( langnghe_xa ) ranksum Y2, by ( DBSH ) Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test unadjusted adjustment unadjusted adjustment variance for ties adjusted variance 5.987e+08 -2.848e+08 3.139e+08 Ho: Y2(langng~a==0) = Y2(langng~a==Yes) z = -8.523 Prob > |z| = 0.0000 variance for ties adjusted variance 4.711e+08 -2.241e+08 2.470e+08 Ho: Y2(DBSH==0) = Y2(DBSH==1) z = -11.550 Prob > |z| = 0.0000 ranksum Y2, by ( TrungduMNphiaBac ) ranksum Y2, by ( BacTrungBo ) Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test TrungduMN p~c combined unadjusted variance 7.737e+08 adjustment for ties -3.680e+08 adjusted variance 4.057e+08 Ho: Y2(Trungd~c==0) = Y2(Trungd~c==1) z = Prob > |z| = 6.272 0.0000 unadjusted variance adjustment for ties 1.968e+08 -93608465 adjusted variance 1.032e+08 Ho: Y2(BacTru~o==0) = Y2(BacTru~o==1) z = Prob > |z| = -1.025 0.3055 ranksum Y2, by ( DHMTrung ) ranksum Y2, by ( TayNguyen ) Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test DHMTrung combined 3423 unadjusted variance adjustment for ties adjusted variance 3011 412 5120816.5 739359.5 5860176 5860176 3.540e+08 -1.684e+08 1.856e+08 Ho: Y2(DHMTrung==0) = Y2(DHMTrung==1) z = -2.497 Prob > |z| = 0.0125 5154832 705344 combined unadjusted variance adjustment for ties 5.450e+08 -2.592e+08 adjusted variance 2.858e+08 Ho: Y2(TayNgu~n==0) = Y2(TayNgu~n==1) z= 4.522 Prob > |z| = 0.0000 Phụ lục 4D Kiểm định tương quan Spearman biến Y2 biến định lượng spearman Y2 songuoi_giupho spearman Y2 trinhdo_chuho Number of obs Spearman's rho Number of obs Spearman's rho = = 3423 0.0386 = = 3423 0.1834 Test of Ho: Y2 and songuoi_giupho are independentTest of Ho: Y2 and trinhdo_chuho are independent Prob > |t| = 0.0239 Prob > |t| = 0.0000 spearman Y2 tuoi Number of obs = Spearman's rho = spearman 3423 -0.0466 Test of Ho: Y2 and tuoi are independent Prob > |t| = 0.0064 spearman Y2 logtongdat Number of obs = Spearman's rho = 3423 -0.2200 Test of Ho: Y2 and logtongdat are independent Prob > |t| = 0.0000 Y2 logtongvatnuoi Number of obs = Spearman's rho = 3423 -0.1710 Test of Ho: Y2 and logtongvatnuoi are independent Prob > |t| = 0.0000 spearman Y2 tindung Number of obs = Spearman's rho = 3423 -0.0234 Test of Ho: Y2 and tindung are independent Prob > |t| = 0.1713 spearman Y2 songuoitruongthanh Number of obs = Spearman's rho = spearman Y2 trinhdo_tb 3423 0.0484 Number of obs = Spearman's rho = 3423 0.1825 Test of Ho: Y2 and songuoitruongthanh are independent Test of Ho: Y2 and trinhdo_tb are independent Prob > |t| = 0.0046 Prob > |t| = 0.0000 spearman Y2 kc_duong spearman Number of obs = Spearman's rho = Number of obs = Spearman's rho = 3423 -0.1547 Test of Ho: Y2 and kc_duong are independent Prob > |t| = 0.0000 Y2 tylethamgia 3423 -0.0055 Test of Ho: Y2 and tylethamgia are independent Prob > |t| = 0.7470 Phụ lục 4E Kiểm tra phân phối biến Y2 Skewness/Kurtosis tests for Normality Variable Pr(Skewness) 3.4e+03 0.0000 Pr(Kurtosis) 0.0000 adj chi2(2) joint Prob>chi2 10 Density 20 30 Y2 Obs Y2 Phụ lục 4F Mơ hình tobit sau khắc phục phương sai thay đổi Tobit regression Number of obs F( 0.00 Prob > F = 00 Log pseudolike lihood = -1728.1723 Robust = 3423 /sigma Obs summary: 6864633 2672 714 37 0179822 left-censored observations at Y2=1 6512063 7217204 Phụ lục 4G Tác động biên loại mơ hình tobit Average marginal effects Model VCE : Robust : E ( Y | < Y < ) , Expression dy/dx w.r.t : tylethamgia songuoi_giup ho longtina longtinb p r e d i c t ( e ( , ) ) trinhdo_chuh o trinhdo_tb gioitinh_chu ho tuoi BacTrungBo TrungduMNphi DHMTrung aBac TayNguyen Delta-method songuoitruongthanh Phụ lục Tên biến diễn giải biến/câu hỏi phiếu điều tra VARHS 2014 Diễn giải biến/Câu hỏi phiếu điều tra VARHS Tên biến 2014 Trong 12 tháng qua, gia đình có thực hoạt động kinh tế hộ phi nông lâm nghiệp thủy sản không? (Hỏi Y1 trường hợp hộ làm chủ/tham gia góp vốn, có tham gia làm việc khơng trả cơng) Thu nhập từ hoạt động kinh tế phi nông nghiệp không Y2 trả công/tổng thu nhập Mã thành viên hộ Tylethamgia Liệt kê mã thành viên tham gia tổ chức, hiệp hội songuoi_giupho Longtina Longtinb trinhdo_chuho trinhdo_tb Khi cần tiền đột xuất, hộ nhờ người giúp đỡ? Đồng ý với câu: Hầu hết người xã thật tin tưởng Khơng đồng ý với câu: Hầu hết người xã thật tin tưởng Đã học hết lớp mấy?(đối với chủ hộ) Tác giả lấy tổng số năm học thành viên chia cho số thành viên hộ gioitinh_chuho Giới tính Tuoi Năm sinh trừ năm khảo sát Năm sinh Trong vịng 12 tháng qua, [TÊN] có dành thời gian để tham songuoitruongthanh gia công việc sau không? (Tác giả lọc hộ có thành viên từ 16 tuổi trở lên có việc làm) Dantoc Dân tộc Logtongvatnuoi Giá trị loại vật nuôi (nếu bán) Logtongdat Tổng diện tích mảnh đất bao nhiêu? Tindung Từ tháng 7/2012 đến nay, ơng bà có khoản vay bị từ chối? langnghe_xa Ở xã có làng nghề truyền thống không? kc_duong Khoảng cách từ nhà đến đường nhựa gần nhất? DBSH TrungduMNphiaBac BacTrungBo DHMTrung TayNguyen Tác giả phân tỉnh thành vào vùng kinh tế tương ứng ... cứu Vốn xã hội có tác động đến tham gia vào hoạt động kinh doanh phi nơng nghiệp hộ gia đình nông thôn Việt Nam hay không? Vốn xã hội tác động đến mức đóng góp thu nhập từ hoạt động kinh doanh phi. .. hưởng vốn xã hội yếu tố khác đến tham gia hộ gia đình vào hoạt động kinh doanh phi nông nghiệp, đồng thời hộ có tham gia, tác giả mở rộng thêm nghiên cứu tác động vốn xã hội yếu tố khác đến mức... gia vào hoạt động kinh doanh phi nơng nghiệp hộ gia đình nơng thơn Việt Nam Phân tích tác động vốn xã hội đến mức đóng góp thu nhập từ hoạt động kinh doanh phi nông nghiệp vào tổng thu nhập hộ