4. Kết cấu của Luận án
3.4.5.Nguyện vọng của các hộ điều tra
Qua điều tra và tổng hợp, Bảng 3.22 phản ánh kết quả điều tra nguyện vọng của các hộ nông dân. Chúng ta thấy các nội dung nguyện vọng đều đƣợc
các hộ nông dân đề nghị khá cao. Có 186 hộ có nguyện vọng đƣợc vay thêm vốn chiếm 59,05% số hộ điều tra. Số hộ có nguyện vọng hỗ trợ đất sản xuất chiếm 45,08% số hộ điều tra; hỗ trợ phƣơng tiện sản xuất là 43,81%; hỗ trợ đào tạo nghề là 57,46%; Giới thiệu việc làm là 46,35%; Giới thiệu cách làm ăn là 51,43%; Hỗ trợ xuất khẩu lao động là 53,33% và có 52,38% số hộ đề nghị trợ cấp xã hội.
Bảng 3.22. Nguyện vọng của các hộ điều tra
STT Nội dung Số lƣợng hộ có
ý kiến (hộ)
% hộ có ý kiến
1 Hỗ trợ vay vốn ƣu đãi 186 59,05
2 Hỗ trợ đất sản xuất 142 45,08
3 Hỗ trợ phƣơng tiện sản xuất 138 43,81
4 Hỗ trợ đào tạo nghề 181 57,46
5 Giới thiệu việc làm 146 46,35
6 Giới thiệu cách làm ăn 162 51,43
7 Hỗ trợ xuất khẩu lao động 168 53,33
8 Trợ cấp xã hội 165 52,38
Nguồn: Tính toán từ số liệu điều tra
3.4.6. Phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến thu nhập của hộ nông dân
Khi tiến hành phân tích các yếu tố ảnh hƣởng đến thu nhập bình quân của hộ nông dân bằng hàm tuyến tính, kiểm định kết quả của hàm tuyến tính chúng tôi phát hiện có một số khuyết tật của mô hình là:
- Hiện tƣợng tƣơng quan đa cộng tuyến xảy ra giữa các biến LDONG và NKHAU, VON_CO và VON_VAY, NKHAU và DATNN, DATLN.
- Hiện tƣợng phƣơng sai không đồng nhất có xảy ra vì giữa giá trị ƣớc lƣợng về thu nhập có tƣơng quan với sai số của mô hình.
- Hiện tƣợng tự tƣơng quan không rõ ràng.
Do vậy, trong nghiên cứu chúng tôi không phân tích hàm tuyến tính.
3.4.6.1. Hàm Coob-Douglas
những yếu tố tác ảnh hƣởng đến thu nhập (nhƣ đã trình bày tại chƣơng 2)[56]. Để chuyển hàm CD về dạng tuyến tính đƣợc thực hiện bằng cách logarit hoá 2 vế của hàm ban đầu và khi đó hàm có dạng:
LN_TNBQ=0+1LN_DATLN+2LN_DATNN+3LN_LDONG+4LN_NK HAU+5LN_TDVH+6LN_TUOI_CH+7LN_VON_CO+ 8LN_VON_VAY +KHUYEN_NONG
Sử dụng phần Eview chạy hàm CD cho tất cả các biến độc lập hiện có chúng ta thu đƣợc kết quả tại phụ lục 02. Khi kiểm định kết quả chúng ta thấy có hai biến là nhân khẩu (LN_NKHAU) và trình độ văn hoá (LN_TDVH) có độ tin cậy thấp (<90%), tuy nhiên về kỳ vọng các biến này vẫn có những ảnh hƣởng đến thu nhập bình quân (xem bảng 3.23a).
Bảng 3.23a. Kết quả hàm CD về các yếu tố ảnh hƣởng đến thu nhập
Variable (Tên biến) Coefficient (Hệ số hồi quy*) Std. Error (Độ lệch chuẩn của sai số) t-Statistic (Giá trị kiểm định ) Prob. (Mức ý nghĩa) Hằng số 5.456757 0.327407 16.66659 0.0000 LN_DATLN 0.033111 0.016739 1.978139 0.0490 LN_DATNN 0.119185 0.035555 3.352102 0.0009 LN_LDONG 0.118324 0.068929 1.716626 0.0873 LN_NKHAU -0.104303 0.074370 -1.402473 0.1621 LN_TDVH -0.078846 0.062493 -1.261662 0.2083 LN_TUOI_CH -0.134045 0.062981 -2.128345 0.0343 LN_VON_CO 0.074252 0.014889 4.987098 0.0000 LN_VON_VAY 0.045918 0.014994 3.062474 0.0024 KHUYEN_NONG 0.209679 0.035470 5.911491 0.0000
Nguồn: Kết quả hàm CD bằng Eview từ số liệu điều tra năm 2011; *R-Squared = 0,6163; F-statistic = 19,2549; Độ tin cậy = 99%
Các yếu tố đất lâm nghiệp, đất nông nghiệp, lao động, vốn tự có, vốn
vay và tập huấn khuyến nông đều có ảnh hƣởng làm tăng thu nhập bình quân. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì: khi đất nông nghiệp tăng lên 1% thì làm cho thu nhập bình quân tăng lên 11,91%, khi lao động tăng lên 1%
thì thu nhập bình quân tăng lên 11,83%. Còn các yếu tố nhân khẩu, trình độ văn hoá, tuổi của chủ hộ có ảnh hƣởng làm giảm thu nhập bình quân. Trong đó sự làm giảm thu nhập bình quân của yếu tố trình độ văn hoá không đƣợc chấp nhận. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Để thấy rõ ảnh hƣởng biên (hiệu suất biên - MPP) [56] của các yếu tố đến thu nhập bình quân thì hiệu suất đầu tƣ biên của các yếu tố đến thu nhập bình quân đƣợc tính và trình bày tại Bảng 3.23b.
Bảng 3.23b. Hiệu suất biên của các yếu tố ảnh hưởng đến thu nhập bình quân Variable
(Tên biến)
Coefficient
(Hệ số hồi quy)
MPP
(Hiệu suất biên)
DATLN 0,033111 0,902328 DATNN 0,119185 11,52114 LDONG 0,118324 26,35693 NKHAU -0,104303 -10,6875 TDVH -0,078846 -4,75237 TUOI_CH -0,134045 -1,72986 VON_CO 0.074252 0,002454 VON_VAY 0.045918 0,005303 KHUYEN_NONG 0,209679 0,209679
Nguồn: Kết quả tính hiệu suất biên từ hàm CD
Kết quả phân tích cho chúng ta thấy, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì ảnh hƣởng của từng yếu tố là: khi đất lâm nghiệp tăng lên 01 sào thì sẽ làm thu nhập bình quân tăng lên 900 đồng/ngƣời/tháng, khi đất nông nghiệp tăng lên 01 sào thì sẽ làm thu nhập bình quân tăng lên 11.521 đồng/ngƣời/tháng, khi lao động tăng thêm 01 ngƣời thì sẽ thu nhập bình quân tăng lên 26.357 đồng/ngƣời/tháng, khi có tập huấn khuyến nông thì sẽ làm tăng thu nhập bình quân và các yếu tố khác nhƣ vốn tự có, vốn vay cũng góp phần làm tăng thu nhập.
3.4.6.2. Hàm logit
Kết quả trình bày tại Bảng 3.23c.
Bảng 3.23c. Kết quả chạy hàm logit về mức tác động đến xác suất sự nghèo
Variable (Tên biến) Coefficient (Hệ số hồi quy) Std. Error (Độ lệch chuẩn của sai số) t-Statistic (Giá trị kiểm định ) Prob. (Mức ý nghĩa) Hằng số 2,9976 2,0699 1,448 0,1476 DATLN 0,1468 0,0847 1,732 0,0555 DATNN -0,0267 0,1340 1,915 0,0834 LDONG 0,0002 0,4420 5,246 0,0735 NKHAU -0,0003 0,4392 -7,645 0,4762 TDVH 0,7248 0,4053 1,790 0,4877 TUOI_CH -0,1407 0,2092 -0,712 0,0989 VON_CO 1,1270 0,5149 2,189 0,0000 VON_VAY -0,3942 0,0289 -1,605 0,0000 KHUYEN_NONG -0,0827 0,1192 -0,694 0,0266
(Nguồn: Kết quả chạy hàm Logit bằng Limdep từ số liệu điều tra năm 2011; * R-Squarted = 0,6948; Chi-Squarted = 9; Độ tin cậy = 99%)
Hàm logit đƣợc sử dụng để xem xét xác suất ảnh hƣởng của các yếu tố đến biến phụ thuộc là biến định tính. Trong nghiên cứu chúng tôi sử dụng biến định tính là biến hộ không nghèo (hộ nghèo = 0; hộ không nghèo = 1) để xác định mức tác động của từng yếu tố đến xác suất sự thoát nghèo.
Chạy hàm Logit bằng phần mềm Limdep với tất cả các biến đã có (kết quả thu đƣợc tại phụ lục 03), kiểm định cho thấy yếu tố: TDVH và NKHAU có trình độ tin cậy thấp (50%). Còn các biến đều có độ tin cậy từ 90% trở lên. Từ phụ lục 3, chúng ta cũng xác định đƣợc kết quả ảnh hƣởng biên của các yếu tố đến sự thoát nghèo của các hộ nông dân. Kết quả tính toán đƣợc trình bày tại Bảng 3.23d.
Qua kết quả trên ta thấy trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì: khi đất nông nghiệp của hộ tăng thêm 01 sào thì xác suất thoát nghèo tăng lên
0,98%, khi vốn tự có của hộ tăng thêm 01 triệu đồng thì xác suất thoát nghèo tăng lên 2%, khi lao động của hộ tăng thêm 01 ngƣời thì xác suất thoát nghèo tăng lên 4,8%, khi hộ đƣợc tập huấn khuyến nông thì xác suất thoát nghèo tăng lên 9,2%.
Trong khi đó các yếu tố về tuổi, trình độ văn hoá, nhân khẩu, vốn vay, đất lâm nghiệp đều có ảnh hƣởng làm giảm xác suất thoát nghèo.
Bảng 3.23d. Hiệu ứng biên của từng yếu tố đến xác suất thoát nghèo Variable
(Tên biến)
Coefficient (Hệ số hồi quy)
MPP (Hiệu suất biên)
DATLN 0,1468 0,00980 DATNN -0,0267 -0,00179 LDONG 0,0002 0,00002 NKHAU -0,0003 -0,00002 TDVH 0,7248 0,04840 TUOI_CH -0,1407 -0,00995 VON_CO 1,1270 0,09298 VON_VAY -0,3942 -0,00263 KHUYEN_NONG -0,0827 -0,00552
Nguồn: Kết quả chạy hàm Logit, số liệu điều tra năm 2011
Những kết quả phân tích ảnh hƣởng biên đến xác suất thoát nghèo của hộ nông dân qua phân tích trên có ý nghĩa tham vấn quan trọng cho việc đề xuất các giải pháp giảm nghèo bền vững cho các hộ nông dân trên địa bàn tỉnh Bắc Kạn trong thời gian tới.
3.5. Đánh giá sự thiếu bền vững trong giảm nghèo của tỉnh Bắc Kạn
Kết quả giảm nghèo của tỉnh Bắc Kạn trong thời gian qua là khá nhanh, tính bình quân tỉ lệ hộ nghèo giảm trên 5%/năm, tỉ lệ hộ cận nghèo giảm trên 2%/năm đạt mục tiêu đề ra. Tuy nhiên, sự giảm nghèo của tỉnh Bắc Kạn vẫn chƣa thực sự bền vững, điều đó đƣợc thể hiện trên các khía cạnh sau:
Một là, tỉ lệ hộ nghèo của Bắc Kạn giảm nhanh nhƣng không ổn định, cụ thể: năm 2007 tỉ lệ hộ nghèo giảm 7,04%; năm 2008 và năm 2009 giảm 4,6%; năm 2010 giảm 7,5%; năm 2011 giảm 8,6%; đến năm 2012 giảm 3,14%. Điều đó có thể thấy sự không ổn định về thu nhập của cộng đồng các hộ nghèo, do vậy cần phải chú ý đến việc ổn định thu nhập cho cộng đồng hộ nghèo trong công tác giảm nghèo. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Hai là, tỉ lệ hộ cận nghèo của Bắc Kạn còn rất cao năm 2010 là 16,93%; năm 2011 là 13,09%; năm 2012 là 11,25% cao hơn 2 lần so với bình quân của cả nƣớc (hiện nay trên cả nƣớc tỉ lệ hộ tái nghèo khoảng 7%). Tỉ lệ hộ cận nghèo cao tiềm ẩn nguy cơ tái nghèo rất lớn, bởi vì mỗi khi có những tác động bất lợi đến hộ cận nghèo thì họ dễ bị tái nghèo trở lại do không đủ hoặc chƣa đủ năng lực để đối phó với các tác động đó. Mặt khác, các hộ cận nghèo cũng đang đƣợc sự hỗ trợ của Nhà nƣớc, nên khi không còn sự hỗ trợ nữa hoặc Nhà nƣớc nâng mức chuẩn nghèo thì họ rất dễ tái nghèo trở lại.
Ba là, khi xem xét mối quan hệ giữa chi tiêu và thu nhập của các nhóm thu nhập tỉnh Bắc Kạn từ năm 2006 đến năm 2012 qua bảng 3.24 ta thấy, các hộ nhóm 1 và nhóm 2 về cơ bản đang chi tiêu nhiều hơn phần thu nhập mà họ có đƣợc trong năm. Các hộ ở nhóm 1 chi tiêu bình quân trên tháng cao hơn thu nhập bình quân trên tháng là 26.150 đồng (năm 2006), chi tiêu bình quân vƣợt 26.000 đồng (năm 2008), vƣợt 56.000 đồng (năm 2010) và đến năm 2012 mức chi tiêu đã vƣợt hơn thu nhập là 189.000 đồng/ngƣời/ tháng.
Không phải chỉ nhóm 1 (nhóm nghèo nhất) có mức chi tiêu bình quân vƣợt quá mức thu nhập bình quân, nhóm 2 (nhóm cận nghèo nhất) cũng có kết quả tƣơng tự, các hộ ở nhóm 2 chi tiêu bình quân trên tháng vƣợt mức thu nhập bình quân trên tháng là 121.140 đồng (năm 2006), chi tiêu vƣợt 121.000 đồng (năm 2008), năm 2010 chi tiêu thấp hơn thu nhập là 41.000 đồng và chi tiêu bình quân trên tháng năm 2012 vƣợt thu nhập bình quân trên tháng là 186.000 đồng.
Bảng 3.24. Chênh lệch thu nhập và chi tiêu bình quân ngƣời trên tháng theo nhóm thu nhập của Bắc Kạn
(Đơn vị tính: 1000 đồng) STT Nhóm TN 2006 2008 2010 2012 1 Nhóm 1 -26,15 -26 -56 -189 2 Nhóm 2 -121,14 -121 41 -186 3 Nhóm 3 19,40 19 23 24 4 Nhóm 4 32,36 33 131 182 5 Nhóm 5 305,07 305 757 1.323
Nguồn: Niên giám thống kê tỉnh Bắc Kạn, năm 2012 và Kết quả khảo sát mức sống dân cư năm 2012;
Nhƣ vậy có thể thấy nguồn chi tiêu của các nhóm hộ có bao gồm một phần hỗ trợ của Nhà nƣớc, khi nguồn hỗ trợ này không còn thì các hộ không có điều kiện để thoát nghèo và nguy cơ tái nghèo là dễ xảy ra.
-400 -200 0 200 400 600 800 1000 1200 1400 1 2 3 4 Nhóm 1 Nhóm 2 Nhóm 3 Nhóm 4 Nhóm 5
Đồ thị 3.1. Đồ thị về mức chênh lệch giữa thu nhập và chi tiêu của các nhóm thu nhập tỉnh Bắc Kạn 2006-2012
Có thể xem xét đồ thị về mức chênh lệch giữa thu nhập và chi tiêu của Bắc Kạn tại đồ thị 3.1 để thấy rõ hơn mối quan hệ này. Các nhóm 1, nhóm 2 thƣờng xuyên có mức chi tiêu nhiều hơn mức thu nhập của họ, vì phần lớn các
hộ ở nhóm này thuộc diện hộ nghèo và cận nghèo nên đang đƣợc hƣởng nhiều chính sách hỗ trợ của Nhà nƣớc. Nhóm 3 và nhóm 4 có xu hƣớng có tích luỹ khá ổn định nhƣng phần tiết kiệm không đáng kể. Nhóm 5 (nhóm giàu nhất) là nhóm có tốc độ tích luỹ khá nhanh và ngày càng tạo ra khoảng cách chênh lệch với các nhóm khác. Đồ thị 3.1 cũng khẳng định thêm sự bất bình đẳng cả về chi tiêu và tiết kiệm giữa các nhóm thu nhập ngày càng cao.
Bốn là, sự bất bình đẳng về thu nhập giữa các nhóm thu nhập có xu hƣớng gia tăng, ta có thể quan sát điều đó tại Bảng 3.25.
Bảng 3.25. Mức thu nhập bình quân người trên tháng theo nhóm thu nhập
(Đơn vị tính: 1000 đồng) STT Nhóm TN 2006 2008 2010 2012 1 Nhóm 1 154,8 155 350 360 2 Nhóm 2 221,96 222 506 572 3 Nhóm 3 284,19 284 670 848 4 Nhóm 4 407,51 408 928 1.255 5 Nhóm 5 881,07 881 1.760 3.201 - Chênh lệch (lần) 5,69 5,68 5,03 8,89 - Hệ số GINI (lần) 0,387 0,336 0,308 0,404
Nguồn: Niên giám thống kê tỉnh Bắc Kạn năm 2012 và Kết quả khảo sát mức sống dân cư năm 2012
Nếu nhƣ năm 2006 mức chênh lệch về thu nhập giữa nhóm 5 (nhóm có thu nhập cao nhất) với nhóm 1 (nhóm có thu nhập thấp nhất) là 5,69 lần thì đến năm 2012 mức chênh lệch là 8,89 lần. Sử dụng công thức tính hệ số GINI qua các năm chúng ta thấy hệ số GINI cũng có sự biến động không ổn định, năm 2006 hệ số G=0,387; năm 2008 hệ số G=0,336; năm 2010 hệ số G=0,308; năm 2012 hệ số G=0,404. Nhìn chung hệ số GINI vẫn có xu hƣớng tăng lên.
Chúng ta có thể quan sát xu hƣớng bất bình đẳng về thu nhập giữa 5 nhóm thu nhập qua các năm bằng đƣờng cong Lozen qua các đồ thị vẽ đƣờng cong Lozen về thu nhập của tỉnh Bắc Kạn qua 3 năm 2008, 2010, 2012.
Đồ thị 3.2. Đƣờng cong Lozen của Bắc Kạn năm 2008
Đồ thị 3.4. Đường cong Lozen của Bắc Kạn năm 2012
Nhìn vào các đƣờng cong LoZen qua các giai đoạn 2008, 2010, 2012 chúng ta có thể thấy sự thay đổi về xu hƣớng của đƣờng cong qua các năm có sự khác nhau, năm 2012 đƣờng cong Lozen có sự thay đổi không đều so với hai năm trƣớc. Phần diện tích của giữa đƣờng cong và đƣờng giới hạn (45o
) cũng có biểu hiện khác nhau năm 2010 diện tích này nhỏ hơn năm 2008, nhƣng đến năm 2012 diện tích lớn hơn năm 2008 và 2010. Điều đó một lần nữa khẳng định sự mất bình đẳng về thu nhập giữa các nhóm thu nhập của Bắc Kạn đang có xu hƣớng gia tăng nhƣng không ổn định.
Năm là, sự tham gia của các doanh nghiệp vào việc giảm nghèo trên
địa bàn Bắc Kạn còn rất hạn chế, đến nay mới chỉ có hai doanh nghiệp tham gia hỗ trợ là: Tập đoàn Bảo Việt hỗ trợ huyện Pác Nặm 10.448 triệu đồng và Tập đoàn Than và Khoáng sản Việt hỗ trợ huyện Ba Bể 20.500 triệu đồng. Các doanh nghiệp trên địa bàn chủ yếu là các doanh nghiệp nhỏ và vừa hoặc là các doanh nghiệp mới nên chƣa có điều kiện hỗ trợ cho công cuộc giảm nghèo của tỉnh. Các chƣơng trình phối hợp bốn nhà: Nhà nƣớc - Nhà nông - Nhà khoa học - Nhà doanh nghiệp chƣa đƣợc kết nối chặt chẽ, đặc biệt là Nhà doanh nghiệp chƣa thực sự tâm huyết trong đầu tƣ cũng nhƣ liên doanh, liên kết trong các chƣơng trình giảm nghèo.
3.6. Nguyên nhân hạn chế và bài học kinh nghiệm cho giảm nghèo bền vững cho các hộ nông trên địa bàn tỉnh Bắc Kạn vững cho các hộ nông trên địa bàn tỉnh Bắc Kạn
3.6.1. Những thuận lợi và khó khăn đến giảm nghèo của tỉnh Bắc Kạn
3.6.1.1. Thuận lợi
- Đảng bộ, chính quyền và nhân dân trên địa bàn tỉnh có truyền thống yêu nƣớc, có tinh thần đoàn kết, quyết tâm xây dựng và phát triển quê hƣơng ngày càng giàu đẹp.
- Diện tích đất lâm nghiệp lớn, khí hậu và đất đai phù hợp với nhiều loại cây cho giá trị kinh tế cao, thuận lợi cho việc phát triển lâm nghiệp.
- Trên địa bàn tỉnh có nhiều sản phẩm có giá trị kinh tế cao, chất lƣợng tốt đã đƣợc công nhận thƣơng hiệu và chỉ dẫn địa lý nhƣ: hồng không hạt,
(adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});