Mơ hình 1
Nguồn: Kết quả xử lý
Kết quả kiểm định mối quan hệ đồng kết hợp giữa chuỗi phụ thuộc và các chuỗi độc lập cho thấy có tồn tại mối quan hệ đồng liên kết trong cả 3 mơ hình ước lượng với các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. Điều đó có nghĩa là các chuỗi có mối quan hệ cân bằng trong dài hạn, điều này đảm bảo là các hệ số ước lượng có độ tin cậy cao.
4.5.1.5 Kiểm định quan hệ nhân quả Granger
` Kết quả kiểm định Dumitrescu & Hurlin (2012) về mối quan hệ nhân quả giữa các biến trong mơ hình được thể hiện bằng Hình 4.4 như sau:
lnK
lnS
lnY
lnH
lnA
Mối quan hệ nhân quả giữa biến lnY và lnK có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và 5% ở cả 2 chiều tác động. Đây là bằng chứng thống kê cho thấy vốn đầu tư hàng năm có tác động đến tăng trưởng nơng nghiệp và khi tăng trưởng nông nghiệp cũng tác động trở lại làm gia tăng lượng vốn đầu tư vào ngành nông nghiệp ĐBSCL bởi lẽ khi nền kinh tế có tăng trưởng, tổng thu nhập tăng lên thì phần ngân sách dành cho tái đầu tư cũng tăng lên.
Từ các lý thuyết tăng trưởng kinh tế đều chứng minh được vai trò của lực lượng lao động đến tăng trưởng kinh tế bởi vốn và lao động là hai yếu tố đầu vào quan trọng của bất kỳ hoạt động sản xuất. Hoạt động sản xuất nơng nghiệp ĐBSCL cũng khơng nằm ngồi sự ảnh hưởng của lao động với bằng chứng thống kê cho thấy mối quan hệ nhân quả của lao động và tăng trưởng nông nghiệp ở mức ý nghĩa 1% cho cả hai chiều tác động. Điều này càng thêm bằng chứng thống kê khẳng định vai trị của lượng lao động đến tăng trưởng nơng nghiệp ĐBSCL.
Trong các nghiên cứu thực nghiệm về tăng trưởng nông nghiệp của các nước cũng như ở Việt Nam đều tìm ra bằng chứng thống kê về mối quan hệ giữa sự gia tăng diện tích và gia tăng sản lượng nơng nghiệp. Sự gia tăng diện tích đất nơng nghiệp có tác động đến gia tăng sản lượng nơng nghiệp và khi nơng nghiệp tăng trưởng thì cũng tác động ngược trở lại đến sự gia tăng diện tích bởi sự tăng trưởng dẫn đến gia tăng thu nhập, làm gia tăng nguồn vốn để phục vụ cho việc khai hoang, mở rộng diện tích canh tác trước đây chưa sử dụng được bởi nhiễm phèn, hay nhiễm mặn ở khu vực ĐBCSL.
Kết quả kiểm định nhân quả giữa tăng trưởng nông nghiệp và vốn con người cũng cho thấy có mối quan hệ nhân quả theo cả hai chiều tác động đều ở mức ý nghĩa 1%. Nghĩa là vốn con người hay cụ thể trong nghiên cứu này chính là đo lường chất lượng, trình độ học vấn của nguồn lực con người đến tác động chặt chẽ đến tăng trưởng nông nghiệp bởi chất lượng nguồn nhân lực được tăng lên sẽ tạo điều kiện thuận lợi cho việc chuyển giao và áp dụng các thành tựu khoa học, công nghệ vào sản xuất, và khi thu nhập của nơng hộ tăng lên thì cũng tác động ngược trở lại đến việc nâng cao học vấn và đầu tư vào giáo dục của nông dân.
Chi ngân sách của nhà nước của cả trung ương và địa phương cho KH – CN có vai trị quan trọng trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế bởi chính cơng nghệ là yếu tố then chốt cho thúc đẩy tăng năng suất và sản lượng. Mối quan hệ nhân quả của Công nghệ và tăng trưởng nơng nghiệp ĐBSCL có ý nghĩa thống kê ở mức 1%.
4.5.2 Kết quả ước lượng các yếu tố ảnh hưởng đến tăng trưởng nơng nghiệp
Như đã trình bày ở phần phương pháp luận, để ước lượng tỷ phần đóng góp của các yếu tố đầu vào (đất, vốn vật chất, vốn con người và công nghệ) vào tăng trưởng nơng nghiệp ĐBSCL thì luận án sử dụng các tiếp cận hạch toán tăng trưởng (accouting growth) dựa trên hàm sản xuất Cobb – Douglas. Với cách tiếp cận này thì tiến bộ cơng nghệ
(technological progress) chính là tiến bộ cơng nghệ trung lập Hicks, và phần dư ước lượng được từ phương trình hạch tốn tăng trưởng chính là tiến bộ cơng nghệ, khi đó TFP chính là tiến bộ cơng nghệ trong hàm sản xuất.
Trước tiên, hệ số điều chỉnh ở kết quả ước lượng phương trình hạch tốn tăng trưởng (mơ hình chính) và 3 mơ hình kiểm định sự lan tỏa của yếu tố công nghệ đến tăng trưởng nơng nghiệp ĐBSCL thì các hệ số điều chỉnh đều có ý nghĩa thống kê và đều mang giá trị âm (điều đó cho thấy các chuỗi trong các mơ hình ước lượng đều có mối quan hệ đồng kết hợp) và độ lớn của các hệ số điều chỉnh là khá sấp xỉ nhau. Điều này cung cấp thêm bằng chứng thống kê về độ vững của các mơ hình ước lượng. Với độ lớn của các hệ số điều chỉnh trong các kết quả ước lượng giao động từ 10,59% đến 18,44% cho thấy tốc độ điều chỉnh để trở về trạng thái cân bằng trong dài hạn của tăng trưởng nông nghiệp ĐBSCL là khá thấp, nghĩa là dưới tác động của các yếu tố hay điều kiện bất thường ảnh hưởng tăng trưởng nông nghiệp ĐBSCL làm chệch khỏi điểm cân bằng dài hạn thì tốc độ điều chỉnh để trở về điểm cân bằng từ khoảng 10,59%/năm đến 18,44%/năm và là 10,74%/năm cho mơ hình ước lượng chính.
Bảng 4. 16: Kết quả ước lượng từ phương trình hạch tốn tăng trưởng Biến
Các vector đồng liên kết trong dài hạn (Biến phụ thuộc: lnY)
lnK lnL lnS lnH Tính năng động trong ngắn hạn Hệ số điều chỉnh ΔlnK ΔlnL ΔlnS ΔlnH Hằng số Log Likelihood Nguồn: Kết quả xử lý
Ghi chú: (***): có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, (**):có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, (*):có ý nghĩa thống kê ở mức
10%, (ns): khơng có ý nghĩa thống kê.
Trong dài hạn thì các biến vốn vật chất, lao động, đất canh tác và vốn con người đều tác động đến tăng trưởng nông nghiệp ĐBSCL ở mức ý nghĩa 1% hoặc 5%.
Vốn vật chất là biến số có tỷ phần đóng góp vào tăng trưởng nơng nghiệp ĐBSCL lớn nhất, điều đó cho thấy vai trị của vốn vật chất đối với tăng trưởng nông nghiệp của khu vực này. Chiều tác động của biến số này phù hợp với các lý thuyết tăng trưởng kinh
tế và tăng trưởng nông nghiệp và cũng tương đồng với các nghiên cứu thực nghiệm về tăng trưởng kinh tế lẫn tăng trưởng nông nghiệp. Hệ số ước lượng của vốn vật chất sẽ lớn đối với các nền nông nghiệp đang phát triển bởi lẽ nền nơng nghiệp đang phát triển thì nhu cầu vốn vật chất là rất lớn và vì nền nơng nghiệp cịn đang ở giai đoạn mà năng suất biên của vốn lớn.
Đất là yếu tố có độ lớn của tỷ phần đóng góp đến tăng trưởng nơng nghiệp lớn thứ hai sau sự đóng góp của vốn. Thật vậy, từ kết quả ước lượng cho thấy đất canh tác là biến có mối quan hệ tác động vững đến tăng trưởng nông nghiệp trong cả dài hạn lẫn ngắn hạn, tuy mức độ tác động trong ngắn hạn thấp hơn so với tác động trong dài hạn. Như đã giải thích và phân tích trong phần thực trạng tăng trưởng của các yếu tố đầu vào thì sự gia tăng diện tích đất canh tác cho trồng trọt và nuôi trồng thủy sản ở ĐBSCL là do sự đầu tư thích đáng của nhà nước cho hệ thống thủy lợi ở khu vực này, mặc dù trong một hai năm trở lại đây thì diện tích dành cho nơng – thủy sản ở ĐBSCL bị giảm do vấn đề XNM và BĐKH nhưng vẫn là một nhân tố đóng góp quan trọng vào sự tăng trưởng của nông nghiệp khu vực này. Kết quả này cũng cho thấy sự phù hợp với các lý thuyết tăng trưởng nông nghiệp của Park (1992) hay Todaro (1969), các lý thuyết này cho rằng nền nông nghiệp trong giai đoạn đang phát triển thì sự gia tăng sản lượng nông nghiệp chủ yếu là dựa vào gia tăng nguồn tài nguyên thiên nhiên và các yếu tố trung gian như phân bón, thuốc bảo vệ động – thực vật. Hệ số đóng góp của đất đai đối với tăng trưởng nông nghiệp ĐBSCL giai đoạn 1995 – 2020 thấp hơn so với trong một nghiên cứu của Viện Chính sách và Chiến lược phát triển nông nghiệp nông thôn (IPSARD), (2014) (0,4027 so với 0,492). Sự chênh lệch có thể là do nghiên cứu của IPSARD (2014) được thực hiện cho cả nền nông nghiệp Việt Nam và trong giai đoạn 1985 – 2013, trong khi nghiên cứu này được cập nhật số liệu cho đến năm 2020. Kết quả này cũng cho thấy sự tương đồng với các nghiên cứu thực nghiệm trước đây về tăng trưởng nông nghiệp Việt Nam (Nguyen & Goletti, 2001; Vu, 2009; Thanh &Tho, 2010; Ho, 2012)
Kết quả ước lượng PMG thể hiện sự hội tụ của nguồn nhân lực đối với tăng trưởng nông nghiệp ĐBSCL trong cả dài hạn lẫn ngắn hạn với mức độ mạnh ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả của nghiên cứu này tiếp tục khẳng định vai trò của nguồn nhân lực trong việc phát triển nơng nghiệp, nhất là các khu vực cịn đang phát triển. Trong các lý thuyết tăng trưởng kinh tế từ cổ điển cho đến lý thuyết tăng trưởng mới đều khẳng định vai trò của nguồn lao động đối với phát triển kinh tế, và nhân tố này càng có ý nghĩa đối với hoạt động sản xuất nông nghiệp bởi đặc thù của hoạt động sản xuất nông nghiệp cần nhiều nhân công và nhất là các nền nông nghiệp mà chưa ứng dụng nhiều các kỹ thuật, công nghệ sản xuất tự động trên quy mơ lớn như Việt Nam. Hệ số đóng góp của nguồn lao động đến tăng trưởng nơng nghiệp ĐBSCL trong nghiên cứu này là khá tương đồng với
nghiên cứu của IPSARD (2014) với hệ số đóng góp của lao động tương ứng là 0,2950 cho khu vực ĐBSCL và 0,2958 cho cả nền nông nghiệp Việt Nam (IPSARD, 2014).
Biến vốn con người là một biến số được đưa vào để tăng mức độ giải thích của TFP vì như theo lý thuyết tăng trưởng nội sinh thì việc bỏ qua yếu tố chất lượng của nguồn nhân lực sẽ có thể thổi phồng sự tác động của TFP khi TFP được ước lượng theo phương pháp hạch toán tăng trưởng do phương pháp ước lượng TFP bằng phương trình hạch tốn tăng trưởng thì tất cả các yếu tố cịn lại ngồi những yếu tố chính được đưa vào mơ hình ước lượng chính là TFP. Chính yếu tố vốn con người hay tri thức, kiến thức là nhân tố quan trọng để năng suất biên của vốn vật chất không bị giảm dần theo quy luật năng suất biên giảm dần và là yếu tố tạo nên sự khác biệt về thu nhập (tăng trưởng kinh tế) giữa các quốc gia. Kết quả ước lượng PMG tìm thấy bằng chứng thống kê vốn con người có tác động đến tăng trưởng nông nghiệp ĐBSCL trong dài hạn với mức ý nghĩa 1%, nhưng sự tác động của yếu tố này trong ngắn hạn lại thiếu độ vững bởi kết quả ước lượng khơng có ý nghĩa thống kê. Mặc dù tỷ phần đóng góp của yếu tố này vào tăng trưởng dài hạn của nông nghiệp ĐBSCL là thấp nhất trong các yếu tố được đưa vào mơ hình, nhưng kết quả ước lượng cho thấy một tín hiệu đáng lưu ý của yếu tố này trong phát triển và tăng trưởng nông nghiệp ĐBSCL trong tương lai. Do biến vốn con người được đo lường bằng số học sinh các cấp học mà khơng đo lường thơng qua thể lực (dinh dưỡng, chăm sóc y tế) nên có thể đây là một trong những lý do mà vốn con người chưa có đủ bằng chứng thống kê cho thấy sự ảnh hưởng của nó đến tăng trưởng nông nghiệp ĐBSCL trong ngắn hạn. Bởi chất lượng nguồn nhân lực đo lường thông qua tỷ lệ đi học hay số lượng học sinh chung thì sẽ cần thời gian dài để nguồn nhân lực mới có thể có sự biến đối về chất lượng. Trong các nghiên cứu thực nghiệm về tăng trưởng nơng nghiệp thì đều cho thấy sự tác động của yếu tố này đến tăng trưởng nông nghiệp trong dài hạn bởi các nghiên cứu này chỉ ước lượng hệ số tác động trong dài hạn mà không ước lượng trong ngắn hạn.
Từ kết quả ước lượng tỷ phần đóng góp, tốc độ tăng trưởng bình qn của từng yếu tố, ta tính được tỷ lệ đóng góp của từng nhân tố vào tăng trưởng nông nghiệp ĐBSCL trong giai đoạn nghiên cứu.
Bảng 4. 17: Mức độ đóng góp của các yếu tố đến tăng trưởng nơng nghiệp Đơn vị tính: % Đơn vị tính: % Giai đoạn 1995 – 2000 2000 – 2005 2005 – 2010 2010 – 2015 2015 – 2020 1995 – 2020
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Nhìn chung trong giai đoạn 1995- 2020 thì tăng trưởng nơng nghiệp ĐBSCL chủ yếu là tăng các yếu tố đầu vào như tăng diện tích đất ( đóng góp 28,38%), và đặc biệt là vốn vật chất (đóng góp 36,76%) và TFP (19,29%) vào sự tăng trưởng. Theo số liệu tính tốn của USDA trong năm 2021 thì TFP vẫn là nguồn gốc chính của tăng trưởng nơng nghiệp tồn cầu.
Diện tích đất canh tác
Đây là một yếu tố ln đóng một tỷ lệ đáng kể vào tăng trưởng nông nghiệp ĐBSCL trong tất cả giai đoạn. Sự đóng góp của yếu tố này chủ yếu là do sự mở rộng diện tích canh tác cây trồng và diện tích mặt nước ni trồng thủy sản. Diện tích đất canh tác được mở rộng là do nhiều nguyên nhân, chủ yếu là những tác động của các chính sách về đất đai và sự đầu tư thích đáng của nhà nước vào hệ thống thủy lợi của khu vực này. Thật vậy với chủ trương coi công tác thủy lợi là nhiệm vụ quan trọng để phát triển nông nghiệp nên từ năm 1970 với 80% vốn đầu tư cho nông nghiệp được phân bổ để mở rộng và cải thiện thủy lợi và bảo vệ vùng ngập lụt, chính nhờ các cơng trình thủy lợi trước đó đã được đầu tư và tiếp nhận mà việc mở rộng sản xuất nông nghiệp sau cải cách đổi mới được thuận lợi, với bằng chứng là một loạt các cải cách nông nghiệp được đưa vào thực tiễn mà không gặp hạn chế nghiêm trọng nào mặc dù cơ sở hạ tầng kém phát triển (Tsukada,2011)
Fao (2013) ước tính có khoảng 1,6 triệu ha được sử dụng cho hệ thống thủy lợi nhỏ; 1,2 triệu ha được sử dụng cho hệ thống thủy lợi trung bình và 1,7 triệu ha cho hệ thống thủy lợi lớn, trong đó một nửa trong tổng diện tích tưới tiêu nằm ở ĐBSCL. Theo kết quả điều tra về quản lý, khai thác và sử dụng các cơng trình thủy lợi (BNN – PNTN, 2015) thì tính đến cuối năm 2013 thì ĐBSCL có 3.127 trạm bơm (trong đó 598 trạm bơm tưới, 1.115 trạm bơm tiêu và 1.414 trạm kết hợp) và có số km kênh mương thủy lợi nhiều nhất so với các vùng sản xuất khác của cả nước, cụ thể ĐBSCL có 67.183 km (trong đó 14.322 km kênh chính – kênh cấp 1; số km kênh cấp 2 là 28.175 km và 24.686 km là kênh cấp 3 và nội đồng). ĐBSCL có tổng diện tích khoảng 3,9 triệu ha nhưng có đến
1,4 đến 19 triệu ha bị ngập lụt hàng năm kéo dài từ ba đến năm tháng vào mùa mưa – lũ, và có 1,4 triệu ha đến 1,6 triệu ha bị XNM trong thời gian từ hai đến năm tháng vào mua khơ, có khoảng 1,9 triệu đất nhiễm phèn; 0,7 triệu ha đất chua mặn và 0,96 triệu ha đất phù sa chủ yếu tập trung ở vùng Đồng Tháp Mười, Tứ Giác Long Xuyên và Bán đảo Cà Mau. Vì vậy với sự đầu tư thích đáng của nhà nước vào hệ thống thủy lợi vùng ĐBSCL thì nhiều diện tích bị nhiễm phèn, nhiễm chua, mặn có thể dùng cho sản xuất nơng nghiệp và nuôi trồng thủy sản. Thật vậy, vốn đầu tư cho thủy lợi ĐBSCL từ 2006 – 2012 là trên 14.800 tỉ đồng, bình qn mỗi năm có gần 2.200 tỉ đồng đầu tư cho thủy lợi. Đó là một trong những nguyên nhân mà diện tích đất và tỷ lệ đóng góp của yếu tố này trong giai đoạn 2005 – 2010 là rất cao, vẫn trong dư âm của dòng vốn đầu tư vào thủy lợi mà đến giai đoạn tiếp theo (2010 – 2015) thì diện tích đất tiếp tục được mở rộng.
Sự mở rộng diện tích đất canh tác cịn do những chính sách của nhà nước về Đất