.6 Biến động diện tích đất nơng nghiệp bình qn đầu người theo vùng

Diện tích đất nơng nghiệp tính theo Tên các vùng

đầu người (m2/người)

2000 2012 Biến động

Đồng bằng sông Hồng 646,43 554,15 -92,28

Trung du và miền núi phía Bắc 1.423,52 1.661,17 237,65

Bắc Trung Bộ & duyên hải Nam Trung Bộ 934,49 1.315,80 381,31

Tây Nguyên 2.911,70 5.175,80 2.264,10

Đông Nam Bộ 2.955,23 2.294,10 -661,13

Đồng bằng sông Cửu Long 2.205,24 1.990,80 -214,44

Nguồn: Nguyễn Hồng Quang và Lương Thùy Dương (2013)

Đất nông nghiệp bị thu hồi, hộ làm nơng nghiệp phải đối mặt với nhiều khó khăn trong sinh kế và tổ chức cuộc sống nhất là họ phải chuyển đổi nghề nghiệp nhưng một lực lượng không nhỏ người trong độ tuổi trung niên khơng tìm được việc làm vì khơng thể học nghề và quá tuổi để vào làm trong các xí nghiệp. Chính vì vậy, đất nơng nghiệp có ảnh hưởng rất lớn đến khả năng thốt nghèo hoặc rơi vào nghèo đói của hộ gia đình ở nơng thơn.

Các chương trình đầu tư cơ sở hạ tầng đã tạo ra động lực quan trọng cho phát triển kinh tế - xã hội và giảm nghèo ở nông thôn. Theo Oxfam và ActionAid (2011), tại các điểm quan trắc đều có đường ơ tơ đi được quanh năm và có điện lưới đến trung tâm xã. Từ đó, người dân tăng cường mua sắm các thiết bị như công cụ sản xuất, chạy điện thay lao động thủ công làm tăng năng suất sản xuất, việc học hành của trẻ em cũng trở nên thuận lợi hơn.

Từ những số liệu và dẫn chứng các nghiên cứu thực tế ở Việt Nam cho thấy có nhiều nhân tố có khả năng tác động đến sự thốt nghèo của hộ gia đình. Tuy nhiên, khơng phải tất cả các yếu tố đều có tác động như kỳ vọng, có những nhân tố bị chi phối bởi nhiều điều kiện kinh tế - xã hội khác, chẳng hạn như tín dụng ưu đãi là một nhân tố được xem là có tác động tích cực đến khả năng thốt nghèo của hộ gia đình. Nhưng nếu chính sách tín dụng khơng đi cùng với kiểm sốt và khuyến nông sẽ trở thành nhân tố tiêu cực đến sự thoát nghèo.

3.2.1.Dữ liệu nghiên cứu

Để khảo sát các nhân tố tác động đến sự thốt nghèo của hộ gia đình ở nơng thơn Việt Nam, nghiên cứu này sử dụng hai bộ dữ liệu Khảo sát mức sống dân cư Việt Nam (VHLSS) năm 2006 và năm 2008. Dữ liệu Khảo sát mức sống dân cư Việt Nam được chủ trì bởi Tổng cục Thống kê và có sự hỗ trợ của Chương trình phát triển Liên Hợp Quốc (UNDP) và Ngân hàng Thế giới (WB). Nội dung thông tin điều tra bao gồm (i) thành viên hộ gia đình, (ii) giáo dục, (iii) y tế và chăm sóc sức khỏe, (iv) thu nhập, (v) chi tiêu, (vi) đồ dùng lâu bền, (vii) nhà ở và (viii) tham gia chương trình xóa đói giảm nghèo.

Bộ dữ liệu Khảo sát mức sống gia đình năm 2006 - 2008 gồm 9.189 hộ được khảo sát về thu nhập và chi tiêu, trong đó khu vực nơng thơn có 6.882 hộ năm 2006 và 6.837 hộ năm 2008. Để phục vụ cho quá trình nghiên cứu mẫu được chọn ra là những hộ gia đình sinh sống ở vùng nơng thơn đã được khảo sát mức sống trong năm 2006 và được khảo sát lại trong năm 2008, đồng thời những hộ này là những hộ được xác định nghèo trong năm 2006 và thốt nghèo hoặc vẫn cịn nghèo trong năm 2008 theo ngưỡng nghèo được công bố bởi Tổng cục Thống kê - Ngân hàng Thế giới.

Một số yếu tố kinh tế - xã hội, nhân khẩu học của hộ gia đình trong mẫu nghiên cứu được trích ra từ bộ dữ liệu Khảo sát mức sống gia đình năm 2008 để đánh giá những yếu tố nào tác động đến sự thốt nghèo của hộ gia đình.

3.2.2.Xác định ngưỡng nghèo và hộ nghèo

Một hộ gia đình được cho là nghèo khi thu nhập hoặc chi tiêu của hộ nằm dưới ngưỡng nghèo (Haughton và Khandker, 2009). Vậy ngưỡng nghèo là gì? Theo Morduch (2003), ngưỡng nghèo là mức thu nhập hoặc chi tiêu cần thiết để mua một giỏ hàng hóa thiết yếu như thực phẩm, quần áo, nhà ở, điện nước, đi học và chăm sóc sức khỏe. Việc xác định ngưỡng nghèo có vai trị quan trọng vì nó cho phép người nghiên cứu tính tốn được số người nghèo, xác định được ai nghèo và ai không nghèo theo một tiêu chuẩn rõ ràng, giúp cho việc báo cáo mức độ nghèo dễ dàng hơn, phân tích và đưa chính sách cũng tập trung hơn.

Ở Việt Nam, ngưỡng nghèo chính thức được Chính phủ cơng bố rộng rãi dựa vào mức thu nhập bình quân đầu người trong một tháng của hộ gia đình. Tuy nhiên, thu nhập là một thang đo khơng đáng tin cậy. Thu nhập có xu hướng bị nói giảm đi do người được phỏng vấn khơng nhớ hết các khoản tiền họ thu được trong một năm, người được phỏng vấn không muốn tiết lộ thu nhập thực của họ, tồn tại những khoản thu nhập bất hợp pháp và một số khoản thu nhập khó ước tính (Haughton và Khandker, 2009). Mức chi tiêu được u thích hơn vì thu nhập có thể tăng hoặc giảm nhưng chi tiêu vẫn ổn định theo thời gian, đồng thời khi được hỏi về mức chi tiêu người được phỏng vấn sẵn lòng trả lời hơn. Baulch và Datt (2010) cũng sử dụng chi tiêu bình quân đầu người được tính tốn bởi Tổng cục Thống kê Việt Nam - Ngân hàng Thế giới trong nghiên cứu về động thái nghèo ở Việt Nam giai đoạn 2002-2006.

Một vấn đề nảy sinh khi chọn mức chi tiêu làm ngưỡng nghèo trong phân tích nghèo đói là sự khác biệt giữa mức chi tiêu ở thành thị và nông thơn. Vấn đề này được Ravallion và Bidani (1993) giải thích là do chi phí sinh hoạt (chẳng hạn chi phí thực phẩm, chi phí nhà ở, chi phí học hành của trẻ nhỏ và chi phí chăm sóc sức khỏe) ở thành thị cao hơn ở nông thôn. Nếu áp dụng một ngưỡng nghèo chung sẽ dẫn đến tỷ lệ nghèo ở nông thơn cao hơn, đồng nghĩa với việc phóng đại tình trạng nghèo ở nông thôn. Trong bộ dữ liệu Khảo sát mức sống gia đình năm 2006 và 2008, Tổng cục Thống kê Việt Nam đưa ra kết quả tổng chi tiêu thực của hộ gia đình đã được điều chỉnh để phản ánh những biến động giá cả theo thời gian và không gian. Do đó, tổng chi tiêu thực của hộ gia đình là những giá trị có thể so sánh được với nhau và chúng được sử dụng để tính chi tiêu bình quân đầu người, xác định hộ nghèo hay không nghèo của bài nghiên cứu này.

Hàng năm Tổng cục Thống kê Việt Nam kết hợp với Ngân hàng Thế giới để tính ra chuẩn nghèo của Việt Nam dựa vào chi tiêu bình quân đầu người. Theo nguồn dữ liệu từ Oxfam và ActionAid (2010), chuẩn nghèo tính theo chi tiêu bình qn đầu người của Tổng cục Thống kê - Ngân hàng thế giới trong năm 2006 và 2008 lần lượt là 2.559.850 đồng/người/năm và 3.360.000 đồng/người/năm. Những hộ gia

đình có chi tiêu bình qn đầu người trong năm 2006 từ 2.559.850 đồng trở xuống được đánh giá là hộ nghèo. Do đó, hộ gia đình thốt nghèo là những hộ có chi tiêu bình quân đầu người nhỏ hơn hoặc bằng 2.559.850 đồng trong năm 2006 và có chi tiêu bình qn đầu người cao hơn 3.360.000 đồng trong năm 2008; hộ gia đình chưa thoát nghèo là hộ nghèo trong năm 2006 và vẫn cịn nghèo trong năm 2008 (có chi tiêu bình qn đầu người từ 3.360.000 đồng trở xuống).

Một vấn đề khác cần phải xem xét là những khoản chi tiêu bất thường làm tăng tổng chi tiêu và chi tiêu bình quân đầu người của hộ gia đình như các khoản chi giáo dục, khoản chi y tế, khoản chi ma chay cưới hỏi và các khoản chi khác. Từ đó có thể dẫn đến đánh giá sai lầm rằng hộ đó khơng nghèo trong khi thực tế hộ đó là hộ nghèo. Để đảm bảo tính chính xác cần xác định những hộ gia đình có khoản chi bất thường trong cả hai năm 2006 và 2008 để loại khỏi cơ sở dữ liệu bằng cách rà soát lại tất cả các hạng mục chi tiêu bao gồm giáo dục, y tế, lương thực, phi lương thực và chi khác. Những khoản chi tiêu có giá trị vượt quá ba lần độ lệch chuẩn được xem là các khoản chi bất thường. Bằng phương pháp đồ thị, phát hiện có 166 giá trị dị biệt và đưa ra khỏi mẫu nghiên cứu.

Bên cạnh đó, bài nghiên cứu cũng so sánh thu nhập và chi tiêu của tất cả các hộ gia đình. Bởi vì thu nhập và chi tiêu có mối quan hệ tuyến tính với nhau, thu nhập cao dẫn đến chi tiêu sẽ cao và ngược lại. Vì vậy, hộ gia đình có chi tiêu cao hơn thu nhập là điều bất hợp lý nên sẽ bị loại ra.

Như vậy, với những điều kiện để chọn mẫu bên trên, mẫu nghiên cứu thu được là 596 quan sát. Tuy nhiên, một số quan sát bị lỗi dữ liệu nên bài nghiên cứu loại bỏ các quan sát này ra. Cuối cùng, dữ liệu chính thức cịn lại 573 quan sát.

Dưới đây là thông tin về các yếu tố kinh tế - xã hội được đưa vào mơ hình nghiên cứu.

Bảng 3.7. Mô tả các nhân tố tác động đến sự thốt nghèo

Nhân tố Mơ tả Nguồn

Dân tộc Dân tộc của chủ hộ dantoc,

Cấu trúc hộ gia

đình Tổng số người sống phụ thuộc (trẻ em dưới15 tuổi và người già trên 59 tuổi) m1ac5, Muc01 - 1A

Số năm đi học Tổng số năm đi học của các thành viên chia m2ac1,

trung bình của hộ cho tổng số thành viên trong hộ Muc02 - 2A

Số lao động Số thành viên trong gia đình có làm việctạo ra thu nhập m4ac2,Muc04 - 4A

Giới tính chủ hộ Giới tính của chủ hộ là nữ hay nam m1ac2, matv,

Muc01 - 1A

Tuổi chủ hộ Số tuổi của chủ hộ gia đình m1ac5, matv,

Muc01 - 1A Hộ kinh doanh sản

xuất phi nông Chủ hộ tự sản xuất kinh doanh - dịch vụ m4ac1,

nghiệp Muc04 - 4A

Diện tích đất nơng nghiệp chia cho tổng số m4b0ma,

Đất nơng nghiệp thành viên trong hộ (đơn vị tính 1.000 m4b0c3,

m2/người) Muc04 - 4B

Tín dụng Hộ gia đình được hưởng ưu đãi tín dụngdành cho hộ nghèo trong năm 2006 m8c3, Muc08

Kết cấu hạ tầng xã Hộ gia đình cư ngụ ở địa phương có cơng

m5c21, hội nơi hộ gia đình trình thủy lợi từ cấp xã trở xuống quản lý

Phiếu xã cư ngụ

Hộ gia đình sinh sống ở vùng Trung du và miền núi phía Bắc

Hộ gia đình sinh sống ở vùng đồng bằng sông Hồng

Vùng kinh tế - xã Hộ gia đình sinh sống ở vùng Bắc Trung matinh,

hội Bộ và duyên hải miền Trung Muc01

Hộ gia đình sinh sống ở Tây Nguyên Hộ gia đình sinh sống ở Đơng Nam Bộ Hộ gia đình sinh sống ở đồng bằng sơng Cửu Long

3.2.3.Mơ hình kinh tế lượng

Để xem xét một hộ gia đình có sự thốt nghèo hay khơng, biến phụ thuộc là một biến giả nhận giá trị 1 nếu hộ này là hộ nghèo trong năm 2006 và thoát nghèo trong năm 2008, giá trị 0 nếu hộ này là hộ nghèo trong năm 2006 và vẫn còn nghèo trong năm 2008. Hộ gia đình thốt nghèo hay khơng phụ thuộc vào tác động của một tập hợp các nhân tố và được biểu diễn như sau:

Yi = β0 + β1X1i + β2X2i + … + βkXki + εi trong đó Yi là biến giả nhận hai giá trị 0 hoặc 1

β0, β1,…, βk là các hệ số ước lượng

X1i, X2i,…, Xki là các biến độc lập đại diện cho các nhân tố có khả năng tác động đến xác suất thốt nghèo của hộ gia đình

εi là phần dư

Do biến phụ thuộc và biến độc lập có mối quan hệ phi tuyến nên khơng thể sử dụng mơ hình hồi quy tuyến tính và phương pháp bình qn bé nhất thơng thường (OLS) để ước lượng hệ số hồi quy.

Mơ hình logit nhị thức và mơ hình probit nhị thức là hai kỹ thuật phân tích phù hợp nhất đối với mơ hình lựa chọn nhị phân. Theo Gujarati (2004), cả hai mơ hình logit và probit đều cho kết quả giống nhau nhau về mặt ý nghĩa nhưng mô hình logit được các nhà nghiên cứu thực nghiệm lựa chọn vì hàm phân phối logistic đơn giản, trong khi đó hàm phân phối của mơ hình probit là hàm phân phối chuẩn với cơng thức tính tích phân phức tạp. Ngồi ra, Dudek và Lisicka (2013) cũng cho rằng mặc dù cả hai mơ hình logit và mơ hình probit đều cho ra những kết quả tương đương nhau nhưng mơ hình logit thuận lợi hơn trong phân tích vì sự thay đổi mức độ tác động của các biến độc lập có thể được giải thích bằng hệ số khác biệt xác suất. Do đó, bài nghiên cứu sử dụng mơ hình logit để đánh giá các nhân tố tác động đến sự thoát nghèo của hộ gia đình.

Giả định: Yi = 1 nếu hộ gia đình nghèo trong năm 2006 thốt nghèo trong năm 2008 Yi = 0 nếu hộ gia đình nghèo trong năm 2006 và vẫn còn nghèo trong năm 2008

εi là phần dư có phân phối logistic eZi Xác suất hộ gia đình thốt nghèo: Pi (Y 1)  1eZi 1 Xác suất hộ gia đình tiếp tục nghèo: 1Pi (Y

 1)  1eZi

Với: Zi = β0 + β1X1i + β2X2i + … + βkXki + εi

Hệ số khác biệt xác suất: O Pi 0 1 P  eZi

cho biết khả năng thoát khỏi nghèo của

một hộ gia đình bằng bao nhiêu lần khả năng tiếp tục nghèo. Lấy logarit hệ số khác biệt xác suất ta được giá trị logit:

LnO   Pi    X  X X + ε 0 ln  1P  0 1 1 i 2 2i k ki i  i 

Hệ số của mơ hình logit được ước lượng bằng phương pháp mô phỏng cực đại (maximum likelihood), dấu của hệ số ước lượng thể hiện chiều hướng tương quan của biến độc lập với xác suất thốt khỏi nghèo của hộ gia đình.

Sau khi thực hiện hồi quy theo mơ hình logit, tác giả thực hiện một loạt các kiểm định để kiểm tra ý nghĩa thống kê của các hệ số hồi quy, kiểm định ý nghĩa chung của tồn bộ mơ hình và xem xét khả năng dự báo của mơ hình.

Tác động biên của các nhân tố đến xác suất thốt nghèo được tính tốn để xác định nhân tố nào tác động mạnh nhất. Khơng giống với mơ hình xác suất tuyến tính, tác động biên của các nhân tố hồi quy trong mơ hình logit khơng chỉ phụ thuộc vào hệ số của nhân tố đó mà cịn phụ thuộc giá trị của tất cả các nhân tố hồi quy trong hồi quy trong mơ hình (Gujarati, 2011). Do đó, tác động biên của các nhân tố trong mơ hình logit khơng cố định.

Độ lớn của tác động biên được tính như sau: Ta có O Pi 0 1 P eZi i i

Ở giá trị X1i ta có xác suất thốt nghèo là Pi = P0 Khi giá trị X1i tăng lên một đơn vị X1i +1 thì Pi = P1

O0  O1  P0 1 P0 P1 1 P1 e( 0 1 X1i 2 X 2 i ...k Xki ) e[0 1 ( X1i 1)2 X 2 i ...k Xki ] O  P1 O e1 1 1P 0 O e1 Suy ra P1   1O0e

Chênh lệch giữa P1 với xác suất thoát nghèo ban đầu P0 là tác động biên của nhân tố X1 lên sự thốt nghèo của hộ gia đình. Như vậy, với xác suất thốt nghèo cho trước ta sẽ tìm được giá trị tác động biên.

3.2.4.Khung phân tích

Mục tiêu chính của bài nghiên cứu là xác định các nhân tố tác động đến sự thốt nghèo của hộ gia đình ở nơng thôn Việt Nam. Một tập hợp các nhân tố được xem như là biến giải thích tiềm năng cho xác suất thốt nghèo của các hộ gia đình được chia thành ba nhóm gồm nhóm thuộc tính vùng miền (gồm sáu vùng kinh tế xã hội là vùng trung du và miền núi phía Bắc, vùng đồng bằng sông Hồng, vùng Bắc Trung Bộ và duyên hải miền Trung, vùng Tây Nguyên, vùng Đông Nam Bộ và vùng đồng bằng sơng Cửu Long), nhóm thuộc tính cộng đồng (địa phương hộ cư ngụ có hệ thống tưới tiêu) và nhóm thuộc tính hộ gia đình và cá nhân (số người phụ thuộc, số năm đi học trung bình của hộ, số lao động của hộ, diện tích đất nơng