được cấp giấy chứng nhận quyền sử dụng đất là 1,2kg/m2, và các hộ chưa được cấp giấy chứng nhận là 0,84kg/m2. Độ tuổi trung bình của chủ hộ là là 52 tuổi trong đó có 72,14% là nam và 75,61% là người dân tộc Kinh. Số chủ hộ mới học xong trung học cơ sở là 74%.
Kết quả ước lượng
Sau khi kiểm định Hausman nhằm khẳng định lại các kết quả ước tính, kết quả được lựa chọn là mô hình dữ liệu mảng với hiệu ứng cố định được trình bày trong Bảng 4.17. Hệ số của biến redbook mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Kết quả chỉ ra các hộ sản xuất trên đất đã được cấp giấy chứng nhận quyền sử dụng có sản lượng cao hơn các hộ chưa được cấp giấy chứng nhận khoảng 0,71 kg. Phát hiện này một lần nữa cung cấp góc nhìn sâu sắc hơn về các điều chỉnh luật đất đai của Việt Nam trong những thập kỷ qua. Khi không được đảm bảo về quyền sử dụng, hộ nông dân ít có khả năng hoặc không đầu tư vào các hoạt động sản xuất như các hộ đã được đảm bảo quyền này, dẫn đến sản lượng thấp hơn (Abdulai và cộng sự, 2011). Tương tự, nếu thiếu quyền sử dụng, các chủ hộ không có đủ các ưu đãi cho lợi tức đầu tư, các hộ như vậy có thể hoạt động không hiệu quả (Otsuka và Hayami, 1988). Do đó quan tâm đến cấp chứng nhận quyền sử dụng đất cho nông dân là một trong những yếu tố thúc đẩy năng suất.
Cũng giống như các mô hình đánh giá tác động đến hiệu quả kĩ thuật và hiệu quả phân bổ, trong mô hình này, khi quy mô trang trại tăng lên thì sản lượng lúa tăng. Các yếu tố đầu vào khác như lao động của hộ, chi phí giống, phân bón, thuốc trừ sâu và máy móc phục vụ sản xuất đều có tương quan dương với sản lượng, trong đó tác động từ lao động của hộ đến sản lượng là lớn nhất. Chi phí máy móc có tác động nhỏ hơn các chi phí còn lại. Điều này có thể giải thích bởi sản xuất lúa ở Việt Nam chủ yếu vẫn trên các cánh đồng có quy mô nhỏ, sử dụng nhân lực của hộ với kinh nghiệm trồng trọt thủ công “nhất nước nhì phân tam cần tứ giống”. Do đó yếu tố nhân lực và phân bón vẫn là những yếu tố chính tác động đến hiệu quả về sản lượng. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trước đó về hiệu quả sản xuất lúa ở Việt Nam của Kompas (2004), Khai và cộng sự (2011), Hoang Linh (2012).
Bảng 4.17: Kết quả ước lượng các tác động đến hiệu quả sản lượng
Ước lượng hồi quy với hiệu ứng cố định | |||
Hệ số | Sai số chuẩn | P_value | |
redbook_1 | 0,70730 | 0,29659 | 0,017 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Bảng Tóm Tắt Các Biến Số Trong Các Mô Hình Nghiên Cứu -
Bảng Phân Phối Hiệu Quả Phân Bổ Trong Sản Xuất Nông Nghiệp -
Ước Lượng Các Tác Động Đến Hiệu Quả Kĩ Thuật Bằng Mô Hình Hồi Quy Phi Tham Số Kernel -
Tóm Tắt Chiều Tác Động Của Các Yếu Tố Đến Hiệu Quả Và Năng Suất Nông Nghiệp -
Aigner, D., Lovell, K. And Schmidt, P. (1977), ‘Formulation And Estimation Of Stochastic Frontier Production Function Models’, Journal Of Econometrics, Vol. 6 No. 1, Pp. 21-37. -
B: Kiểm Định Sự Phù Hợp Của Hàm Lợi Nhuận Và Các Thông Số Hiệu Quả
Xem toàn bộ 155 trang tài liệu này.
0,15057 | 0,05025 | 0,003 | |
arean_2 | 0,31745 | 0,07183 | 0,000 |
ln_labor | 0,21651 | 0,03161 | 0,000 |
ln_spf | 0,13035 | 0,03300 | 0,000 |
ln_machine | 0,00810 | 0,00376 | 0,032 |
educn_1 | - 0,01690 | 0,04043 | 0,676 |
educn_2 | - 0,01635 | 0,05313 | 0,758 |
agen_1 | - 0,05939 | 0,03720 | 0,111 |
agen_2 | - 0,05869 | 0,05266 | 0,265 |
female | - 0,10314 | 0,07206 | 0,153 |
kinh | 0,07249 | 0,04148 | 0,081 |
ln_income_per | 0,64231 | 0,04769 | 0,000 |
pci | 0,00351 | 0,00717 | 0,624 |
redbook*pci | - 0,01112 | 0,00496 | 0,025 |
year_2016 | 0,04592 | 0,03540 | 0,195 |
year_2018 | 0,11812 | 0,06153 | 0,055 |
_cons | 0,73667 | 0,57411 | 0,200 |
n = 1.388 | |||
Prob > F = 0,000 | |||
Nguồn: tính toán của tác giả từ phần mềm Stata 16.
Trong nghiên cứu này, các biến về giáo dục, tuổi và giới tính của chủ hộ không có ý nghĩa thống kê. Dân tộc Kinh trồng lúa với sản lượng cao hơn các dân tộc khác. Khi thu nhập bình quân từ sản xuất lúa của hộ tăng lên sẽ khiến năng suất trồng lúa tăng. Có thể nói, thu nhập tăng là động lực đáng kể để nông dân tập trung sản xuất nâng cao sản lượng.
Trong mô hình, biến pci không có ý nghĩa thống kê, nhưng hệ số của biến tương tác redbook*pci mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê. Điều này cho thấy, các tỉnh có khả năng tiếp cận đất đai tốt hơn có chênh lệch về sản lượng ở hai nhóm nông dân có giấy chứng nhận quyền sử dụng đất và không có giấy chứng nhận giảm đi đáng kể. Như vậy, khi được cung cấp kịp thời các thông tin về đất đai và những lo lắng bị
thu hồi đất được xóa bỏ sẽ khiến nông dân sản xuất với năng suất cao hơn.
4.4.2. Đánh giá tác động quyền sử dụng đất đến TFP nông nghiệp bằng mô hình dữ liệu mảng và hồi quy phân vị
Với năng suất nhân tố tổng hợp đã được ước tính, để giải thích các tác động đến năng suất luận án xem xét các yếu tố liên quan đến hoạt động sản xuất nông nghiệp. Mô hình có dạng:
𝑙𝑛𝑇𝐹𝑃𝑖𝑡 = 𝛾0 + 𝛾1𝑟𝑒𝑑𝑏𝑜𝑜𝑘𝑖𝑡 + 𝛾2𝑒𝑑𝑢𝑐𝑛𝑖𝑡 + 𝛾3𝑎𝑔𝑒𝑛𝑖𝑡
+𝛾4𝑓𝑒𝑚𝑎𝑙𝑒𝑖𝑡 + 𝛾5𝑘𝑖𝑛ℎ𝑖𝑡 + 𝛾6𝑤𝑒𝑎𝑡ℎ𝑒𝑟𝑖𝑡 + 𝛾7𝑙𝑛_𝑖𝑛𝑐𝑜𝑚𝑒_𝑝𝑒𝑟𝑖𝑡 (4.14)
+𝛾8𝑝𝑐𝑖𝑖𝑡 + 𝛾9𝑟𝑒𝑑𝑏𝑜𝑜𝑘. 𝑝𝑐𝑖𝑖𝑡 + 𝛾10𝑦𝑒𝑎𝑟𝑖𝑡 + 𝑒𝑖𝑡
Trong đó các biến giải thích được định nghĩa như trong các mô hình mục 4.2.1.
Thống kê mô tả về các biến được trình bày trong Bảng 4.18.
Bảng 4.18: Thống kê các yếu tố tác động đến TFP
Đơn vị | Số quan sát | Trung bình | Sai số chuẩn | |
lnTFP | 2.961 | 4,35450 | 0,45846 | |
pci | 2.961 | 5,74434 | 0,94552 | |
ln_income_per | nghìn đồng/ người | 2.952 | 9,43583 | 0,81531 |
Biến | Định nghĩa | Số quan sát | Tần số | Tần suất (%) |
redbook | 1, nếu mảnh đất đã được cấp quyền sử dụng | 2.952 | 2.085 | 70,63 |
0, nếu mảnh đất chưa có GCN quyền sử dụng | 867 | 29,37 | ||
arean | 0, nếu diện tích trồng trọt dưới 1100m2 | 2961 | 1.001 | 33,81 |
1, nếu diện tích từ 1100m2 đến 22000m2 | 980 | 33,10 | ||
2, nếu diện tích trồng trọt trên 2200m2 | 980 | 33,10 | ||
educn | 0, nếu chủ hộ học xong tiểu học | 2.961 | 1.176 | 39,72 |
1, nếu chủ hộ đã học xong trung học cơ sở | 890 | 30,06 | ||
2, nếu chủ hộ đã học qua trung học cơ sở | 895 | 30,23 | ||
agen | 0, nếu chủ hộ dưới 40 tuổi | 2.961 | 974 | 32,89 |
1, nếu chủ hộ trên 40 và dưới 55 tuổi | 1.210 | 40,86 |
2, nếu chủ hộ trên 55 tuổi | 777 | 26,24 | ||
female | 0, nếu chủ hộ là nam | 2.961 | 2.366 | 79,91 |
1, nếu chủ hộ là nữ | 595 | 20,09 | ||
kinh | 1, nếu chủ hộ là người dân tộc Kinh | 2.952 | 1.821 | 61,69 |
0, nếu chủ hộ là dân tộc khác | 1.131 | 38,31 | ||
year | 2012 | 2.961 | 1.121 | 37,86 |
2016 | 962 | 32,49 | ||
2018 | 878 | 29,65 |
Nguồn: Tính toán của tác giả từ số liệu nghiên cứu
Kết quả hồi quy ở Bảng 4.19 và 4.20 cho thấy, ở cả mô hình tác động cố định và mô hình hồi quy phân vị, các hộ là chủ sở hữu có giấy chứng nhận quyền sử dụng đất có năng suất nhân tố tổng hợp cao hơn các hộ chưa có giấy chứng nhận quyền sử dụng. Cụ thể, trong mô hình tác động cố định, hệ số của biến redbook bằng 0,28 với mức ý nghĩa 5%, điều này cho thấy có hộ có quyền sử dụng đất có năng suất cao hơn các hộ không có quyền sử dụng khoảng 0,28%. Trong hầu hết các phân vị, hệ số hồi quy của biến redbook đều mang dấu dương trong đó tại các phân vị cao (q70, q80) mức độ tác động của quyền sử dụng đất đến năng suất nhân tố là cao nhất, khoảng chênh lệnh là 0,32%. Kết quả này phản ánh rất rõ ràng vai trò của quyền sử dụng đất đến hiệu quả năng suất nông nghiệp.
Bảng 4.19. Ước lượng tác động cố định cho năng suất nhân tố tổng hợp
Ước lượng hồi quy với hiệu ứng cố định | |||
Hệ số | Sai số chuẩn | P_value | |
redbook_1 | 0,28062 | 0,12523 | 0,025 |
arean_1 | 0,07631 | 0,04366 | 0,081 |
arean_2 | 0,10726 | 0,07073 | 0,130 |
educn_1 | - 0,00936 | 0,03933 | 0,812 |
educn_2 | 0,06094 | 0,03561 | 0,087 |
agen_1 | - 0,05756 | 0,03575 | 0,108 |
agen_2 | - 0,08460 | 0,04884 | 0,083 |
Female | 0,03347 | 0,06867 | 0,626 |
- 0,06414 | 0,09444 | 0,497 | |
weather_1 | 0,04355 | 0,01916 | 0,023 |
ln_income_per | 0,04841 | 0,01727 | 0,005 |
pci | 0,02064 | 0,02105 | 0,327 |
redbook*pci | - 0,04241 | 0,02162 | 0,050 |
year_2016 | 0,60546 | 0,02075 | 0,000 |
year_2018 | 0,07954 | 0,02423 | 0,001 |
_cons | 3,50127 | 0,21618 | 0,000 |
Nguồn: tính toán của tác giả từ phần mềm Stata 16.
Sự ảnh hưởng tích cực của quy mô sản xuất đến hiệu quả phân bổ được thể hiện ở cả hai mô hình. Cụ thể, các hộ có diện tích lớn hơn đạt năng suất cao hơn thông qua việc sử dụng công nghệ sản xuất mới hơn so với các nông hộ nhỏ hoặc sẽ thuận lợi hơn trong kết hợp các đầu vào sẵn có. Kết quả này được sự ủng hộ của Heltberg (1998) ở Pakistan, nghiên cứu cho rằng do việc sử dụng phân bón và máy móc nông nghiệp thuận tiện hơn, quy mô đất đai có tương quan thuận với hiệu quả năng xuất nông nghiệp. Kawasaki (2010) sử dụng dữ liệu từ Nhật Bản, và gần đây hơn Sheng và cộng sự (2015) tại Úc, Singh và cộng sự (2018) tại Ấn Độ cũng đi đến các kết luận tương tự.
Bảng 4.20: Ước lượng hồi quy phân vị cho năng suất nhân tố tổng hợp
Ước lượng hồi quy phân vị | |||||
q40 | q50 | q60 | q70 | q80 | |
redbook_1 | 0,24694* (0,14919) | 0,28020*** (0,10081) | 0,31453*** (0,10951) | 0,32242*** (0,12027) | 0,32422*** (0,12305) |
arean_1 | 0,08130 (0,05033) | 0,07637** (0,03399) | 0,07129* (0,03694) | 0,07012* (0,04058) | 0,06985* (0,04152) |
arean_2 | 0,13559* (0,08129) | 0,10761** (0,05502) | 0,07873 (0,05969) | 0,07210 (0,06551) | 0,07058 (0,06702) |
educn_1 | -0,01764 (0,04719) | - 0,00946 (0,03188) | - 0,00102 (0,03464) | 0,00092 (0,03804) | 0,00136 (0,03892) |
educn_2 | 0,05803 (0,04270) | 0,06091** (0,02883) | 0,06387** (0,03134) | 0,06456* (0,03443) | 0,06471* (0,03522) |
agen_1 | -0,06903 (0,04267) | - 0,05770** (0,02885) | - 0,04602 (0,03133) | - 0,04333 (0,03440) | -0,04272 (0,03519) |
-0,09641* (0,05775) | - 0,08475** (0,03902) | - 0,07272* (0,04239) | - 0,06996 (0,04656) | -0,06933 (0,04763) | |
female | 0,03402 (0,08040) | 0,03348 (0,05428) | 0,03293 (0,05901) | 0,03280 (0,06483) | 0,03277 (0,06632) |
kinh | -0,04101 (0,09894) | - 0,06385 (0,06686) | - 0,08742 (0,07263) | - 0,09283 (0,07976) | -0,9407 (0,08161) |
weather | 0,03858* (0,02266) | 0,04349*** (0,01531) | 0,04855*** (0,01663) | 0,04972*** (0,01827) | 0,04998*** (0,01869) |
ln_income_per | 0,04736** (0,02127) | 0,04840*** (0,01436) | 0,04947*** (0,01561) | 0,04971*** (0,01715) | 0,04977*** 0,01755 |
pci | 0,01886 (0,02507) | 0,02062 (0,01693) | 0,02243 (0,01840) | 0,02285 (0,02022) | 0,02294 (0,02068) |
redbook*pci | - 0,03939 (0,02588) | - 0,04237** (0,01748) | - 0,04544** (0,01900) | - 0,04615** (0,02087) | -0,04631** (0,02135) |
year_2016 | 0,61241*** (0,02503) | 0,60555*** (0,01692) | 0,59846*** (0,01838) | 0,59684*** (0,02018) | 0,59646*** (0,02064) |
year_2018 | 0,08571*** (0,02824) | 0,07962*** (0,01908) | 0,07333*** (0,02073) | 0,07189*** (0,02276) | 0,07156*** (0,02329) |
Chú ý: Kí hiệu: *, **, ***, lần lượt biểu diễn các mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%.
Nguồn: tính toán của tác giả từ phần mềm Stata 16.
Cũng như các kết quả nghiên cứu trước, các hệ số hồi quy có giá trị dương và có ý nghĩa với biến trình độ học vấn của chủ hộ, cụ thể, các chủ hộ có số năm đi học lớn hơn sẽ có năng suất nhân tố cao hơn. Điều này cho thấy mức độ giáo dục là yếu tố cần thiết cho việc tăng hiệu quả sản xuất cho nông dân. Những người nông dân có trình độ từ trung học trở lên sản xuất với năng suất cao hơn hoặc tốt hơn so với những người không có trình độ học vấn hoặc chỉ học ở mức tiểu học. Kết quả này phù hợp với hầu hết các nghiên cứu về hiệu quả sản xuất nông nghiệp như Abedullah và Mushtaq (2007), Khải và Yabe (2011), Koirala và cộng sự (2014). Tuy nhiên, trong kết quả cũng chỉ ra, học vấn của nông dân vẫn đang ở mức thấp, chủ yếu là trình độ dưới trung học phổ thông.
Tuổi của chủ hộ có tác động âm đến năng suất các nhân tố, các chủ hộ lớn tuổi nhất trồng trọt với năng suất nhân tố thấp hơn so với các chủ hộ ở nhóm ít tuổi nhất. Kết quả này cũng đã được khẳng định qua nghiên cứu của Onumah và cộng sự (2010) hay Shaheen và cộng sự (2011) cả hai đều cho rằng nông dân trẻ tiến bộ hơn và sẵn sàng áp dụng các công nghệ mới và do đó hiệu quả năng suất cao hơn so với những nông dân khác.
Trong kết quả nghiên cứu, các hộ có thu nhập bình quân từ sản xuất nông nghiệp cao hơn có năng suất nhân tố cao hơn. Ngoài ra, các chính sách và thể chế cũng là một yếu tố quan trọng quyết định tốc độ khuếch tán công nghệ trong sản xuất nông nghiệp. Vì cơ cấu nông nghiệp phân tán rộng nên đòi hỏi trước khi các công nghệ mới thực sự có thể ảnh hưởng đến năng suất, chúng phải được áp dụng trên số đông các nông hộ. Trong nghiên cứu này, các chính sách quản lý đất đai của địa phương cũng có ý nghĩa tích cực đến năng suất, cụ thể, ở các tỉnh có chỉ số tiếp cận đất đai tốt hơn có mức chênh lệnh về năng suất giữa các hộ có giấy chứng nhận với các hộ không có giấy chứng nhận nhỏ hơn. Yếu tố dân tộc và giới tính của chủ hộ không ảnh hưởng đến hiệu quả năng suất tổng hợp trong nghiên cứu này.
Tổng kết chương
Chương 4 là nội dung chính của luận án, chương này tập trung ước lượng hiệu quả sản xuất nông nghiệp của các hộ nông dân bao gồm hiệu quả kĩ thuật, hiệu quả phân bổ, hiệu quả kinh tế và năng suất nhân tố tổng hợp. Tiếp theo là các phân tích định lượng về tác động quyền sử dụng đất đến các khía cạnh khác nhau của hiệu quả sản xuất trên bốn phương diện: (i) Đánh giá tác động của quyền sử dụng đất đến hiệu quả hiệu quả kĩ thuật và hiệu quả phân bổ bằng mô hình dữ liệu mảng với phương pháp ước lượng tổng quát và hồi quy phi tham số. (ii) Đánh giá tác động của quyền sử dụng đất đến hiệu quả sản lượng bằng mô hình dữ liệu mảng với hiệu ứng cố định. (iii) Đánh giá tác động của quyền sử dụng đất đến TFP nông nghiệp bằng mô hình dữ liệu mảng và hồi quy phân vị. Để đa dạng các thước đo hiệu quả, luận án sử dụng các biến phụ thuộc khác nhau cùng các phương pháp đánh giá khác nhau để đảm bảo tính vững trong tác động của quyền sử dụng đất đến hiệu quả sản xuất. Kết quả ước lượng từ các mô hình được tóm tắt như sau:
(1). Mức hiệu quả trong sản xuất còn khá thấp, đặc biệt là hiệu quả phân bổ và hiệu quả kinh tế, trong đó, các mức hiệu quả kĩ thuật, phân bổ và kinh tế trung bình lần lượt là 73,8%, 46,8% và 35,3%. Điều này cho thấy, các hộ còn rất nhiều cơ hội để nâng cao năng suất với các điều kiện tự nhiên, kĩ thuật và nguồn lực sẵn có. Ngoài ra, sự chênh lệch về hiệu quả giữa các hộ còn khá lớn, thể hiện trình độ sản xuất chưa đồng đều, với hiệu quả kĩ thuật dao động trong khoảng từ 11% đến 95%; hiệu quả phân bổ dao động từ 17% đến 61%, các hộ có hiệu quả sản xuất thấp còn phải nỗi lực rất lớn để bắt kịp với trình độ kĩ thuật và khả năng phân bổ nguồn lực sản xuất so với các hộ trồng trọt hiệu quả nhất. Kết quả này cũng đồng thuận với các nghiên cứu trước đây tại Việt Nam (Khai và cộng sự, 2008), Nam Phi (Londiwe và cộng sự, 2014), Trung Quốc (Tang và công sự, 2015) hay Ethiopia (Musa, 2015).
(2). Tất cả các mô hình đều cho thấy vai trò quan trọng của quyền sử dụng đất nông nghiệp đối với hiệu quả sản xuất, bao gồm: hiệu quả kĩ thuật, hiệu quả phân bổ, sản lượng và năng suất nhân tố tổng hợp. Khi có giấy chứng nhận quyền sử dụng, các hộ trồng trọt với hiệu quả kĩ thuật lớn hơn các hộ không có khoảng 11%, với hiệu quả phân bổ là 3%, với sản lượng là 0,71kg và với năng suất nhân tố là khoảng 0,28. Sự đồng thuận trong các kết quả này khẳng định mạnh mẽ vai trò của QSDĐ đến hiệu quả sản xuất của các hộ nông dân. Kết quả này còn được ủng hộ bởi nhiều nghiên cứu tương tự khác tại Nicaragua (Abdulai và cộng sự, 2001), Ethiopia (Ahmed và cộng sự, 2002), Bangladesh (Rahman và cộng sự, 2009), Ấn Độ (Manjunatha và cộng sự, 2013) hay Trung Quốc (Zhou và cộng sự, 2019).