Vai trò của khối doanh nghiệp chế biến thực phẩm đối với hiệu quả sản xuất nông nghiệp ở Việt Nam

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:14

Thêm vào BST

Báo xấu

31
lượt xem 3
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Bài viết này quan tâm đến vai trò của khối doanh nghiệp chế biến thực phẩm trong việc thúc đẩy sự cải thiện lợi nhuận của ngành nông nghiệp bằng việc sử dụng các mô hình kinh tế lượng không gian. Ưu việt của các mô hình này là giúp xử lý vấn đề tương quan theo không gian giữa các quan sát, do đó hy vọng các kết quả thu được sẽ có độ chính xác cao hơn so với các mô hình kinh tế lượng thông thường.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Vai trò của khối doanh nghiệp chế biến thực phẩm đối với hiệu quả sản xuất nông nghiệp ở Việt Nam

VAI TRÕ CỦA KHỐI DOANH NGHIỆP CHẾ BIẾN THỰC PHẨM ĐỐI VỚI HIỆU QUẢ SẢN XUẤT NÔNG NGHIỆP Ở VIỆT NAM NCS. Phùng Minh Đức Trường Đại học Kinh tế Quốc dân Tóm tắt Cải thiện thu nhập từ các hoạt động sản xuất nông nghiệp là một trong những mục tiêu quan trọng của các chính sách phát triển nông nghiệp và an sinh xã hội nông thôn ở Việt Nam. Bài viết này quan tâm đến vai trò của khối doanh nghiệp chế biến thực phẩm trong việc thúc đẩy sự cải thiện lợi nhuận của ngành nông nghiệp bằng việc sử dụng các mô hình kinh tế lượng không gian. Ưu việt của các mô hình này là giúp xử lý vấn đề tương quan theo không gian giữa các quan sát, do đó hy vọng các kết quả thu được sẽ có độ chính xác cao hơn so với các mô hình kinh tế lượng thông thường. Kết quả cho thấy, công nghiệp thực phẩm có vai trò tích cực đối với lợi nhuận nông nghiệp, và vai trò này là lớn hơn so với các ngành công nghiệp - dịch vụ khác. Trong bối cảnh ngành nông nghiệp đối mặt với nhiều khó khăn trong vấn đề tiêu thụ sản phẩm, thì việc phát triển các ngành công nghiệp thực phẩm là rất cần thiết để nâng cao chất lượng và giá trị nông sản, đồng thời giúp cải thiện thu nhập và ổn định đời sống nông dân. Từ khóa: Công nghiệp chế biến thực phẩm, lợi nhuận nông nghiệp, mối quan hệ nông nghiệp và công nghiệp - dịch vụ, Việt Nam. 1. Giới thiệu Trong bối cảnh hội nhập kinh tế quốc tế hiện nay, sản xuất nông nghiệp ở Việt Nam đứng trước nhiều khó khăn và thách thức lớn, nổi bật trong đó là vấn đề nông sản đầu ra có chất lượng và giá trị gia tăng thấp. Trước những biến đổi sâu sắc trên thị trường tiêu thụ, trong đó bao gồm sự thay đổi về nhu cầu tiêu dùng trong nước do thu nhập tăng lên, các mặt hàng truyền thống của ngành nông nghiệp đang giảm dần sức cạnh tranh và có nguy cơ bị yếu thế trước các mặt hàng nông sản đến từ các quốc gia tiên tiến trên thế giới. Sản xuất nhiều nhưng giá bán thấp, thậm chí có thời điểm không tiêu thụ được sản phẩm, là những căn bệnh trầm kha đeo bám người nông dân và điều này có thể đẩy họ đến trước bờ vực của sự thua lỗ và đói nghèo [1]. Do vậy, nâng cao giá trị và lợi 445
nhuận nông nghiệp là một trong những yêu cầu cấp bách đặt ra đối với ngành nông nghiệp hiện nay để qua đó góp phần cải thiện thu nhập nông dân và ổn định sinh kế nông thôn. Mặc dù đã bắt đầu nhận được sự quan tâm từ các nhà nghiên cứu, các nhà hoạch định chính sách cũng như từ các chủ thể sản xuất, song điểm nghẽn quan trọng trong chuỗi giá trị của ngành nông nghiệp ở Việt Nam hiện nay vẫn nằm ở phía đầu ra của ngành nông nghiệp, điển hình là sự yếu kém trong hoạt động của các ngành công nghiệp chế biến và tiêu thụ nông sản. Công nghiệp chế biến là một ngành công nghiệp có mối quan hệ trực tiếp do sử dụng sản phẩm đầu ra của ngành nông nghiệp, nên sự phát triển của khu vực này góp phần quan trọng làm tăng cầu nông sản, dẫn tới tăng giá và tăng thu nhập nông thôn (Gouk, 2012). Hơn nữa, công nghiệp chế biến cũng giúp định hướng sản xuất của các hộ nông nghiệp, bởi sự dịch chuyển trong nhu cầu tiêu thụ sẽ kích thích sự dịch chuyển trong cơ cấu sản xuất theo hướng chuyển đổi từ các mặt hàng truyền thống sang các mặt hàng có giá trị kinh tế cao hơn. Mặc dù vậy, các hoạt động thu hoạch, bảo quản và chế biến nông sản ở Việt Nam hiện nay chủ yếu vẫn mang tính tự phát, quy mô nhỏ và công nghệ sản xuất lạc hậu, dẫn đến chất lượng sản phẩm không đồng đều và giá trị cạnh tranh thấp. Khối doanh nghiệp chế biến thực phẩm tuy đã hình thành và phát triển, song hầu hết tập trung tại các khu chế xuất thuộc một số địa phương ở các vùng kinh tế trọng điểm, trong đó chủ yếu nắm vai trò chi phối là các doanh nghiệp vốn nhà nước. Sự thiếu vắng của một khu vực doanh nghiệp tư nhân năng động và hùng mạnh cũng làm giảm năng lực nắm bắt và khai thác cơ hội của ngành nông nghiệp để tạo thêm giá trị, thâm nhập các thị trường mới và tự tổ chức lại nhằm đối mặt với những thách thức mới (Coxhead, 2010). Bài viết này nhằm phân tích vai trò của khối doanh nghiệp hoạt động trong lĩnh vực chế biến thực phẩm đối với hiệu quả sản xuất nông nghiệp ở Việt Nam bằng cách sử dụng các mô hình kinh tế lượng không gian. Trong mô hình phân tích, tác giả quan tâm đến tác động của sự gia tăng về quy mô của các hoạt động chế biến thực phẩm đến hiệu quả sản xuất nông nghiệp, đại diện bởi mức lợi nhuận nông nghiệp bình quân mỗi đơn vị diện tích đất canh tác ở các địa phương trên toàn quốc. So với các mô hình kinh tế lượng thông thường, các mô hình kinh tế lượng không gian có ưu việt hơn bởi đã xem xét đến các tác động được lan tỏa theo không gian giữa các quan sát, trong trường hợp này là lan tỏa theo không 446
gian giữa các tỉnh và thành phố, để thu được các kết quả ước lượng có độ chính xác cao hơn. Cấu trúc của bài viết như sau: Ngoài phần giới thiệu mở đầu, phần tiếp theo sẽ trình bày cơ sở lý luận về mối quan hệ giữa nông nghiệp với các ngành công nghiệp – trong đó bao gồm công nghiệp chế biến – trong các lý thuyết về tăng trưởng kinh tế và tổng quan nghiên cứu về vai trò của công nghiệp chế biến thực phẩm đối với nông nghiệp; phần thứ ba trình bày nội dung chính của bài viết, đó là mô hình kinh tế lượng không gian với số liệu mảng trong phân tích và đánh giá vai trò của khối doanh nghiệp chế biến nông sản đến lợi nhuận nông nghiệp ở Việt Nam; phần cuối cùng là kết luận và một số gợi mở chính sách. 2. Cơ sở lý luận và tổng quan nghiên cứu Mối quan hệ tương hỗ giữa nông nghiệp và công nghiệp là chủ đề nhận được sự quan tâm đặc biệt trong các lý thuyết về tăng trưởng kinh tế. Điển hình là lý thuyết nhị nguyên của Lewis, trong đó nhấn mạnh về vai trò của công nghiệp trong việc thu hút lao động nông nghiệp và tạo nên quá trình chuyển dịch cơ cấu lao động theo chiều từ nông nghiệp sang công nghiệp. Quá trình này một mặt đóng góp nguồn lực lao động cho công nghiệp hóa, song mặt khác cũng làm gia tăng năng suất lao động trong nông nghiệp (Lewis, 1954). Đây là một trong những lý thuyết được thừa nhận khá rộng rãi bởi các nhà nghiên cứu và là cơ sở tin cậy cho các nghiên cứu thực nghiệm về tăng trưởng nông nghiệp trong thời kỳ công nghiệp hóa. Ch ng hạn, các nghiên cứu của Rangarajan, 1982; hay Koo & Lou, 1997 đã tìm thấy bằng chứng về vai trò tích cực của công nghiệp đối với nông nghiệp, trong đó công nghiệp được nhìn nhận như một động lực của tăng trưởng của ngành nông nghiệp ở các nền kinh tế đang chuyển đổi. Ở Việt Nam, một số nghiên cứu về chủ đề này cũng đã kh ng định rằng, công nghiệp-dịch vụ có ảnh hưởng tích cực, cụ thể là sự gia tăng về tỉ trọng công nghiệp-dịch vụ tác động dương đến năng suất lao động của ngành nông nghiệp (Phùng Minh Đức và Vũ Diệu Hương, 2016), hoặc tỉ trọng dân số phi nông nghiệp ở các địa phương có ảnh hưởng tích cực đến mức tăng năng suất các nhân tố tổng hợp của ngành nông nghiệp (Ho, 2012). Trong số các ngành chế biến - chế tạo, công nghiệp chế biến thực phẩm là một bộ phận có mối liên kết ngược (backword linkage) lớn nhất với nông nghiệp, bởi đây là ngành công nghiệp sử dụng các sản phẩm nông nghiệp đầu ra làm 447
nguyên liệu sản xuất (Gouk, 2012). Theo Hirschman (1958), nhờ các mối liên kết ngược, các ngành công nghiệp phát triển hơn sẽ tạo ra động lực để thúc đẩy phát triển ở các ngành còn lại. Tương tự như vậy, nghiên cứu của Murphy và cộng sự (1988) cũng kh ng định rằng, các chính sách đầu tư vào các ngành công nghiệp chế biến - chế tạo sẽ tác động đến cung và cầu đối với các ngành có liên quan và lan tỏa tích cực đến tăng trưởng của các ngành đó. Do vậy, có thể cho rằng, công nghiệp chế biến là một mắt xích quan trọng nằm trong chuỗi giá trị của ngành nông nghiệp và sự phát triển của khu vực này được kỳ vọng sẽ tạo nên những thay đổi có lợi cho ngành nông nghiệp ở các quốc gia có nhiều triển vọng về phát triển nông nghiệp, ch ng hạn như Việt Nam. Cho đến nay, ở Việt Nam hiện vẫn chưa có nghiên cứu thực nghiệm nào tập trung phân tích vai trò của công nghiệp chế biến thực phẩm đối với sản xuất nông nghiệp, trong đó quan tâm đến lợi nhuận từ các hoạt động trồng trọt ở các nông hộ trên toàn quốc. Do vậy, tác giả kỳ vọng nghiên cứu này sẽ đóng góp những thông tin hữu ích cho các nhà nghiên cứu, cũng như các nhà hoạch định chính sách về vai trò và những ảnh hưởng của khối doanh nghiệp chế biến thực phẩm đối với sản xuất nông nghiệp ở Việt Nam. 3. Mô hình phân tích thực nghiệm 3.1. Số liệu Số liệu dùng trong nghiên cứu được tác giả tổng hợp từ nhiều nguồn khác nhau trong giai đoạn 2006-2014, gồm có: (i) khảo sát mức sống hộ gia đình (VHLSS); (ii) tổng điều tra Doanh nghiệp (GES); (iii) đánh giá năng lực cạnh tranh cấp tỉnh (PCI); (iv) số liệu điều tra vĩ mô cấp tỉnh về tổng GDP, được cung cấp bởi Tổng cục Thống kê. Do điều tra VHLSS được tiến hành 2 năm một lần, nên bộ số liệu mảng sau khi kết nối có tổng cộng 315 quan sát trong các năm: 2006, 2008, 2010, 2012 và 2014; bao gồm 63 tỉnh và thành phố trên toàn quốc. 3.2. Mô hình và các biến số Mô hình số liệu mảng không gian phân tích tác động của công nghiệp thực phẩm đến lợi nhuận nông nghiệp trong nghiên cứu này có dạng như sau: Loinhuan_NNit = 0 +1 CNCBi(t-1) +2 CNCB_bpi(t-1)+3 CNDV_khaci(t-1) +3 PCIit +5 Educit +6 Laborit +7 Machineit +8 Seedit + ci + uit (1) Trong đó, i và t là các chỉ số theo đơn vị chéo (tỉnh, thành phố) và thời gian 448
(năm); ci là các đặc điểm riêng không quan sát được của mỗi địa phương và không thay đổi theo thời gian; uit là sai số ngẫu nhiên. Các biến số trong mô hình (1) được giải thích như sau: Loinhuan_NN: Biến phụ thuộc trong mô hình hồi quy, được tính bằng tỉ số giữa tổng lợi nhuận từ các hoạt động trồng trọt – bao gồm lúa gạo, các loại cây lương thực, cây công nghiệp và cây ăn quả – trên tổng diện tích đất canh tác của mỗi tỉnh và thành phố trong một năm (đơn vị: Nghìn VND/mét vuông; giá so sánh 2010). Biến loinhuan_NN được được tính từ bộ số liệu VHLSS qua các thông tin về tổng thu, tổng chi và tổng diện tích đất canh tác được sử dụng trong một năm bởi các hộ nông nghiệp có trong mẫu điều tra. CNCB: Biến độc lập chính, dùng để đánh giá tác động của công nghiệp thực phẩm đến lợi nhuận nông nghiệp, được đo bằng tỉ số giữa tổng kết quả kinh doanh của toàn bộ các doanh nghiệp hoạt động trong lĩnh vực chế biến lương thực và thực phẩm – tính từ số liệu tổng điều tra Doanh nghiệp – trên tổng GDP của mỗi tỉnh và thành phố (đơn vị: %). Biến CNCB được lấy giá trị trễ để giải quyết vấn đề nội sinh có thể có do tác động hai chiều giữa biến này và biến lợi nhuận nông nghiệp; CNCB_bp là bình phương của biến CNCB, nhằm kiểm soát tác động biên giảm dần của biến CNCB lên biến phụ thuộc. CNDV_khac: Tỷ số giữa tổng kết quả kinh doanh của toàn bộ các doanh nghiệp hoạt động trong các lĩnh vực khác – ngoại trừ công nghiệp thực phẩm – trên tổng GDP của mỗi tỉnh và thành phố (đơn vị: %). Biến CNDV_khac được sử dụng trong mô hình để kiểm soát ảnh hưởng của các ngành công nghiệp-dịch vụ nói chung đến lợi nhuận nông nghiệp, đồng thời nhằm so sánh vai trò của những ngành này với ngành công nghiệp chế biến thực phẩm. Ngoài ra, biến CNDV_khac cũng được lấy giá trị trễ để giải quyết vấn đề nội sinh có thể có và được tính toán từ cùng một nguồn số liệu như biến CNCB. PCI: Điểm của chỉ số PCI tổng hợp trong đánh giá năng lực cạnh tranh cấp tỉnh, phạm vi từ 0-100, đại diện cho năng lực quản trị và điều hành kinh tế của chính quyền cơ sở. Có thể cho rằng, cải cách chất lượng thể chế ở các địa phương là nhân tố quan trọng tạo nên môi trường kinh doanh thuận lợi, do đó được kỳ vọng sẽ tác động tích cực đến các hoạt động sản xuất và thương mại nói chung, trong đó có góp phần thúc đẩy lợi nhuận của ngành nông nghiệp. Educ: Tỉ lệ lao động đã qua đào tạo nghề trong tổng lao động nông 449
nghiệp theo tỉnh, được tính toán từ số liệu VHLSS các năm. Trong đó, lao động nông nghiệp được coi là đã qua đào tạo nghề bao gồm các lao động đang tham gia sản xuất nông nghiệp tại địa phương và đã trải qua ít nhất một khóa đào tạo nghề, hoặc có trình độ đại học cao đ ng trở lên, hoặc có kỹ năng cao trong sản xuất nông nghiệp. Lao động đã qua đào tạo nghề được cho là có kỹ năng làm việc và năng lực tổ chức hoạt động sản xuất tốt hơn so với lao động phổ thông, do đó educ được kỳ vọng sẽ có ảnh hưởng tích cực đến lợi nhuận nông nghiệp. Đơn vị: %. Labor: Tỉ số giữa tổng lao động trên tổng diện tích đất canh tác, đại diện cho mức độ sử dụng lao động trong sản xuất nông nghiệp trong một năm, được tính từ bộ số liệu VHLSS các năm. Đơn vị tính: người/héc ta. Machine: Tỉ số giữa tổng chi cho năng lượng và nhiên liệu vận hành các loại trang thiết bị và máy móc dùng trong các công đoạn sản xuất nông nghiệp như: tưới, tiêu, ra hạt, sấy sản phẩm,… trên tổng diện tích đất canh tác – số liệu VHLSS. Việc sử dụng máy móc trong các công đoạn từ sản xuất, thu hoạch cho tới bảo quản sản phẩm có vai trò rất quan trọng trong việc cải thiện năng suất, đảm bảo chất lượng nông sản và làm tăng lợi nhuận nông nghiệp. Đơn vị tính: triệu VND/héc ta; giá so sánh 2010. Seed: Tỉ số giữa tổng chi cho giống cây trồng trên tổng diện tích đất nông nghiệp được sử dụng trong một năm của mỗi tỉnh và thành phố, được tính từ bộ số liệu VHLSS (đơn vị: triệu VND/héc ta; giá so sánh 2010). Seed kiểm soát vai trò của hoạt động cải tiến giống cây trong sản xuất nông nghiệp, được kỳ vọng sẽ đem lại đóng góp tích cực đến năng suất và chất lượng nông sản và qua đó làm tăng lợi nhuận nông nghiệp. Mô hình (1) sẽ được ước lượng như sau: trước hết, tác giả chạy và kiểm định mô hình hồi quy thông thường, trong đó sử dụng kiểm định Hausman để lựa chọn giữa các mô hình tác động cố định (FE) và mô hình tác động ngẫu nhiên (RE). Tiếp theo, tác giả tiến hành các kiểm định I-Moran, kiểm định LM_lag và LM_error để phát hiện sự tồn tại của các dạng tác động trễ không gian và tác động trễ sai số không gian giữa các quan sát trên tập số liệu. Trong trường hợp tồn tại các dạng tác động này, các mô hình sai số không gian (SEM), mô hình tự hồi quy sai số không gian (SAC) sẽ được lựa chọn để ước lượng. 450
Một số thống kê mô tả của các biến số được trình bày trong Bảng 1. Bảng 1. Thống kê mô tả các biến số trong mô hình nghiên cứu Biến số N Mean Std. Dev. Min Max Loinhuan_NN 315 2.032707 1.606147 0.3764681 23.58984 CNCB 315 12.75988 18.46239 0.0160874 115.0517 CNDV_khac 315 187.4763 149.4184 45.40734 964.3574 PCI 315 55.82738 6.305408 36.39006 76.23341 Educ 315 28.07799 23.3586 0 100 Labor 315 1.801968 0.9839015 0.2310615 6.866215 Machine 315 0.3668355 0.7652429 0 10.19531 Seed 315 1.211981 2.504034 0.0220417 27.77009 Nguồn: Tính toán của tác giả trên bộ số liệu Theo thống kê cơ bản của trong Bảng 1, độ phân tán của biến loinhuan_NN khá lớn (1.60) so với giá trị trung bình (2.03) và khoảng biến thiên rất rộng, cho thấy có sự khác biệt đáng kể giữa các địa phương và giữa các năm trong mức lợi nhuận nông nghiệp bình quân. Bên cạnh đó, độ phân tán của các biến CNCB và CNDV_khac cũng khá cao, cho thấy sự đa dạng trong mức độ phát triển công nghiệp chế biến thực phẩm nói riêng và công nghiệp - dịch vụ nói chung giữa các địa phương trong thời kỳ nghiên cứu. Điều tương tự cũng xảy ra với các biến kiểm soát còn lại, do đó có thể kỳ vọng các biến số này sẽ giải thích được sự thay đổi trong mức lợi nhuận nông nghiệp giữa các địa phương trên toàn quốc. 3.3. Phương pháp kinh tế lượng không gian Phân tích hồi quy với số liệu mảng là một trong những phương pháp có nhiều ưu điểm so với dạng số liệu chéo thông thường, bởi nó giúp xử lý khá hiệu quả vấn đề biến nội sinh – một vấn đề thường gặp trong phân tích kinh tế xã hội. Tuy nhiên, các mô hình kinh tế lượng với số liệu mảng thông thường không xử 451
lý một cách triệt để các dạng tương quan theo không gian giữa các quan sát, trong khi vấn đề này lại tương đối phổ biến trong các nghiên cứu về tăng trưởng với đơn vị phân tích cấp vùng. Ch ng hạn, với các nghiên cứu với đơn vị tỉnh và thành phố trong phạm vi một quốc gia, hoặc với các nghiên cứu ở đơn vị cấp quốc gia, thì sự gần gũi theo không gian địa lý thường dẫn đến sự tương tác theo không gian giữa các quan sát trên tập số liệu và gây ra vấn đề về phương sai sai số lớn. Các mô hình kinh tế lượng không gian với số liệu mảng được chỉ định khi có dấu hiệu về sự tồn tại của các tương tác theo không gian trên tập số liệu, do đó đạt được các kết luận chính xác và ưu việt hơn so với các mô hình kinh tế lượng truyền thống (Anselin, 1988). Thủ tục kiểm định và ước lượng các mô hình kinh tế lượng không gian đòi hỏi việc xây dựng một ma trận trọng số không gian nhằm xác định mức độ liên quan theo không gian địa lý giữa các quan sát. Theo đó, các kiểm định I-Moran, LM_lag và LM_error sẽ được sử dụng để phát hiện các dạng tương tác không gian và là căn cứ để chỉ định các mô hình ước lượng phù hợp. Tùy theo dạng tương tác không gian được phát hiện, các mô hình kinh tế lượng không gian sẽ được lựa chọn, bao gồm: mô hình tự hồi quy không gian (SAR); mô hình sai số không gian (SEM); mô hình tự hồi quy sai số không gian (SAC); mô hình Durbin không gian (SDM),… 3.4. Kết quả ước lượng Kiểm định Hausman cho thấy mô hình FE là phù hợp hơn RE trong mô hình kinh tế lượng thông thường (Phụ lục 1). Tuy nhiên, I-Moran, LM_lag và LM_error đối với mô hình (1) đều có ý nghĩa thống kê (Phụ lục 2), trong đó tồn tại cả hai dạng tác động trễ không gian, nên tác giả tiến hành đồng thời cả hai mô hình sai số không gian (SEM) và tự hồi quy sai số không gian (SAC). Kết quả thu được từ hai mô hình này tương đối thống nhất về dấu, độ lớn, mức ý nghĩa và sẽ được sử dụng trong phân tích và có sự tham chiếu với các kết quả thu được từ mô hình FE. 452
Bảng 2. Tác động của công nghiệp chế biến đến lợi nhuận nông nghiệp Biến độc lập Mô hình FE Mô hình SEM Mô hình SAC 0.0246815 0.0187727*** 0.0193002*** CNCB (0.017) (0.006) (0.006) -0.0000836 -0.000176*** -0.0001802*** CNCB_bp (0.0001) (0.00006) (0.00005) 0.0012106 0.0020479*** 0.0020182*** CNDV_khac (0.001) (0.0006) (0.0005) 0.0097492 0.0170571** 0.0179594** PCI (0.013) (0.008) (0.008) 0.0003775 0. 0033926* 0.0036931* Educ (0.002) (0.002) (0.002) 0.0506126 0.2684637*** 0.2553*** Labor (0.095) (0.082) (0.089) 1.755267*** 1.402771*** 1.413646*** Machine (0.251) (0.238) (0.237) 0.0603921** 0.1139276*** 0.1126739*** Seed (0.029) (0.034) (0.034) 0.1696526 -0. 6872011 -0.4322584 _cons (0.661) (0.491) (0.666) 0.4272279*** 0.513319***  (0.138) (0.179) -0.1413555  (0.199) R-sq 0.7910 0.6897 0.6893 Số quan sát 315 315 315 Ghi chú: Giá trị trong ngoặc đơn là sai số chuẩn; các ký hiệu *, ** và *** biểu diễn hệ số ước lượng có ý nghĩa thống kê ở mức 10%, 5% và 1%, tương ứng. Nguồn: Tính toán của tác giả trên bộ số liệu Kết quả ước lượng từ các mô hình SEM và SAC trong Bảng 2 cho một số nhận xét dưới đây: Hệ số của biến CNCB dương và có ý nghĩa thống kê, ngụ ý quy mô của các hoạt động chế biến nông sản trên địa bàn tác động tích cực đến lợi nhuận nông nghiệp của địa phương đó. Hơn nữa, tác động này có sự lan tỏa theo không gian đến các địa phương lân cận, thể hiện ở hệ số  có giá trị dương với mức ý nghĩa 1% trong cả hai mô hình SAC và SEM. Hệ số của biến CNCB_bp âm và có ý nghĩa thống kê, ngụ ý tác động của biến CNCB đến biến phụ thuộc giảm dần theo quy mô. Bên cạnh đó, hệ số của biến CNDV_khac cũng có giá trị dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Điều này ngụ ý, sự phát triển công nghiệp - dịch vụ nói chung có tác động tích cực đến hiệu quả sản xuất nông nghiệp ở các địa phương, phù hợp với luận điểm của của Lewis về vai trò của công nghiệp đối với 453
nông nghiệp ở các nền kinh tế đang chuyển đổi. Thêm vào đó, hệ số của biến CNCB (0.0054) lớn hơn khá nhiều so với hệ số của biến CNDV_khac (0.0018) trong khi hai biến này có cùng đơn vị đo, cho thấy ảnh hưởng đến nông nghiệp của khu vực công nghiệp chế biến lớn hơn nhiều so với các ngành công nghiệp và dịch vụ khác. Kết quả nói trên cũng hoàn toàn phù hợp với các phân tích thống kê trên tập số liệu, điển hình trong đó là các địa phương tập trung nhiều doanh nghiệp chế biến nông sản như Bình Dương cũng đi liền với mức lợi nhuận nông nghiệp rất cao. Ngược lại, các địa phương thuộc miền núi phía Bắc, nơi công nghiệp chế biến kém phát triển nhất cũng tương ứng với mức lợi nhuận nông nghiệp rất thấp, điển hình là các tỉnh Điện Biên, Lai Châu và Sơn La. Có thể nói, đây là một gợi ý cho các chính sách phát triển ở các tỉnh thuần nông nghiệp bằng cách khuyến khích các loại hình doanh nghiệp chế biến thực phẩm trên địa bàn để hình thành và thúc đẩy các sản phẩm nông nghiệp chủ đạo và có giá trị kinh tế cao. Về các biến kiểm soát, kết quả ước lượng cho thấy: hệ số của biến PCI dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 5% ngụ ý địa phương nào có môi trường thể chế tốt hơn sẽ tạo thuận lợi và tác động tích cực đối với các hoạt động sản xuất kinh doanh, trong đó có sản xuất nông nghiệp. Hệ số của biến educ dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 10% ngụ ý vai trò của công tác đào tạo nghề đối với lao động nông nghiệp là rất cần thiết để giúp các lao động nông nghiệp nâng cao khả năng sản xuất và đạt hiệu quả cao hơn. Cuối cùng, hệ số của các biến labor, machine và seed kh ng định, các yếu tố đầu vào sản xuất như lao động, máy móc nông nghiệp và cải tiến giống cây trồng đóng vai trò quan trọng và góp phần cải thiện lợi nhuận trong sản xuất nông nghiệp ở Việt Nam hiện nay. 4. Kết luận và khuyến nghị Bài viết đã cung cấp một bằng chứng thực nghiệm về vai trò của các ngành công nghiệp - dịch vụ nói chung và ngành công nghiệp chế biến thực phẩm nói riêng đối với hiệu quả sản xuất nông nghiệp ở Việt nam. Kết quả nghiên cứu cho thấy, sự mở rộng về quy mô của các doanh nghiệp hoạt động trong lĩnh vực chế biến thực phẩm có vai trò thúc đẩy sự cải thiện về lợi nhuận trong sản xuất nông nghiệp. Bên cạnh đó, sự phát triển của các ngành công nghiệp - dịch vụ nói chung cũng tác động tích cực đến hiệu quả sản xuất nông nghiệp, trong đó vai trò của công nghiệp chế biến là lớn hơn. Kết quả này là phù hợp với các nghiên cứu về mối quan hệ liên ngành trong và ngoài nước về cùng chủ đề. 454
Các kết quả gợi ý một số đề xuất chính sách như sau: Một là, công nghiệp chế biến có vai trò quan trọng đối với sự cải thiện trong hiệu quả sản xuất nông nghiệp. Do đó các chính sách phát triển kinh tế ở các địa phương cần quan tâm nhiều hơn đến khu vực này. Đặc biệt là các tỉnh thuần nông, cũng như các địa phương ở các vùng sâu, vùng xa thì việc hỗ trợ và tạo điều kiện cho các doanh nghiệp chế biến nông sản tại chỗ sẽ có tác dụng rất lớn đến sản xuất nông nghiệp ở địa phương đó. Hai là, ảnh hưởng của công nghiệp chế biến đến nông nghiệp là có sự lan tỏa theo không gian, điều này thể hiện ở hệ số tương quan trong các mô hình là lớn và có ý nghĩa thống kê. Do vậy, cần tính đến điều này khi lập kế hoạch xây dựng các khu chế xuất cần dựa trên thế mạnh về cơ cấu nông sản của mỗi vùng. Ba là, cần tiếp tục đẩy mạnh công tác cải cách và hoàn thiện thể chế để tạo môi trường kinh doanh thuận lợi cho các hoạt động sản xuất nói chung và nông nghiệp nói riêng. Cuối cùng, cần quan tâm đến công tác đào tạo nghề đối với các lao động đang tham gia sản xuất nông nghiệp để giúp nông dân trang bị các kiến thức và kỹ năng nghề nghiệp, qua đó phát huy sự chủ động trong các hoạt động sản xuất nông nghiệp nhằm đáp ứng tốt các yêu cầu và đòi hỏi của thị trường để đạt được lợi nhuận và thu nhập ngày một cao hơn. 455
TÀI LIỆU THAM KHẢO 1. Anselin L. (1988), Spatial Econometrics: Methods and Models, Kluwer Academic Publishers, Dordrecht. 2. Coxhead, I., Kim N.B. Ninh, Vũ Thị Thảo và Nguyễn Thị Phương Hoa (2010), Thúc đẩy tăng năng suất nông nghiệp và thu nhập nông thôn Việt nam: Bài học từ kinh nghiệm của khu vực, Báo cáo nghiên cứu thuộc Dự án hỗ trợ xây dựng chiến lược phát triển kinh tế - xã hội Việt nam thời kỳ 2011- 2020, Viện Chiến lược phát triển, Bộ Kế hoạch và đầu tư. 3. Hirschman, A. O. (1958), The Strategy of Economic Eevelopment, (Vol. 10) New Haven: Yale University Press. 4. Ho, B. D. (2012), Total Factor Productivity in Vietnamese Agriculture and Its Determinants, University of Canberra. 5. Lewis, W.A. (1954), Economic Development with Unlimited Supplies of Labor, Manchester School of Economic and Social Studies 22:139-191. 6. Murphy, K. M., Shleifer, A., & Vishny, R. W. (1988), Industrialization and The Big- Push, (No. w2708) National Bureau of Economic Research. 7. Phùng Minh Đức và Vũ Diệu Hương (2016), „Tác động của công nghiệp- dịch vụ lên năng suất lao động của ngành nông nghiệp Việt nam‟, Tạp chí Kinh tế và phát triển, số đặc biệt tháng 09/2016, Tr. 29-37. 8. https://baomoi.com/giai-cuu-tinh-trang-duoc-mua-mat-gia-cua-nong-san- viet/c /24209899.epi 456
Phụ lục 1: Kiểm định Hausman lựa chọn mô hình FE và RE | (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | fe . Difference S.E. -------------+---------------------------------------------------------------- cncb | .0246815 .0103979 .0142836 .01333 cncb_sq | -.0000836 -.0000648 -.0000188 .0000919 cndv_khac | .0012106 .0017204 -.0005098 .0004741 pci | .0097492 .0135767 -.0038276 .0039111 educ | .0003775 .0018967 -.0015192 .0010306 labor | .0506126 .2249292 -.1743166 .0635346 machine | 1.755267 1.533892 .221375 .0439018 seed | .0603921 .089186 -.0287939 .0076433 ------------------------------------------------------------------------------ b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 39.68 Prob>chi2 = 0.0000 457
Phụ lục 2: Kiểm định tồn tại tƣơng quan không gian ========================================================= ===================== *** Spatial Panel Aautocorrelation Tests ========================================================= ===================== Ho: Error has No Spatial AutoCorrelation Ha: Error has Spatial AutoCorrelation - GLOBAL Moran MI = 0.0995 P-Value > Z( 7.209) 0.0000 - GLOBAL Geary GC = 0.9123 P-Value > Z(-5.223) 0.0000 - GLOBAL Getis-Ords GO = -0.0995 P-Value > Z(-7.209) 0.0000 ------------------------------------------------------------------------------ - Moran MI Error Test = 7.8435 P-Value > Z(550.922) 0.0000 ------------------------------------------------------------------------------ - LM Error (Burridge) = 26.1778 P-Value > Chi2(1) 0.0000 - LM Error (Robust) = 19.8856 P-Value > Chi2(1) 0.0000 ------------------------------------------------------------------------------ Ho: Spatial Lagged Dependent Variable has No Spatial AutoCorrelation Ha: Spatial Lagged Dependent Variable has Spatial AutoCorrelation - LM Lag (Anselin) = 7.0106 P-Value > Chi2(1) 0.0081 - LM Lag (Robust) = 0.7185 P-Value > Chi2(1) 0.3967 ------------------------------------------------------------------------------ Ho: No General Spatial AutoCorrelation Ha: General Spatial AutoCorrelation - LM SAC (LMErr+LMLag_R) = 26.8962 P-Value > Chi2(2) 0.0000 - LM SAC (LMLag+LMErr_R) = 26.8962 P-Value > Chi2(2) 0.0000 ------------------------------------------------------------------------------ Nguồn: Tính toán của tác giả trên bộ số liệu 458