TẠP CHÍ KHOA HỌC, Đại học Huế, Số 54, 2009 V
ẬN DỤNG HÀM XÁC SUẤT CẬN BIÊN BAYES
TRONG
ĐÁNH GIÁ QUAN HỆ GIỮA ĐA DẠNG HOÁ SINH KẾ
VÀ HI
ỆU QUẢ KINH TẾ CỦA NÔNG HỘ Ở MIỀN TRUNG
Bùi Th Tám và CTV
Khoa Du l
ch, i h c Hu
TÓM TẮT
a d ng hoá sinh k c coi là chi n l c khá ph bi n c a các nông h ng phó
v i nh ng i u ki n b t n c a s n xu t và th tr ng. Tuy nhiên, v n t ra là li u a d ng
hoá sinh k có giúp cho các nông h s d ng t t h n ngu n l c và nâng cao hi u qu s n xu t
c a h . V n d ng hàm s n xu t xác su t c n biên Bayes và s li u i u tra m c s ng h gia
ình Vi t Nam g n ây nh t (VHLSS 2006), nghiên c u này ã ti n hành ki m nh và ch p
nh n gi thuy t “ a d ng hoá sinh k nông nghi p Mi n Trung có d ng ‘b t bu c’ và làm
gi m hi u qu s n xu t c a nông h . Do v y, các khuy n ngh chính sách h tr nh m gi m
thi u tính d b t n th ng, giúp h nông dân trong khu v c ch ng h n trong l a ch n chi n
l c a d ng hoá có ý ngh a quan tr ng nh m nâng cao hi u qu s d ng các ngu n l c c a h ,
góp ph n th c hi n m c tiêu gi m nghèo b n v ng.
1. Giới thiệu chung
Đa dạng hoá sinh kế nông nghiệp không phải là chủ đề mới, tuy nhiên, vẫn đang
là v
ấn đề quan trọng thu hút sự quan tâm của các nhà nghiên cứu cũng như hoạch định
chính sách phát tri
ển nông nghiệp nông thôn bền vững. Trong khi vận hành khách quan
c
ủa nền kinh tế cho thấy chuyên môn hoá sản xuất là phương cách quan trọng để mở

qu
ả sản xuất của nông hộ, góp phần xoá đói giảm nghèo. Đây thực sự là vấn đề cần
được nghiên cứu thấu đáo để có thể đưa ra các khuyến nghị chính sách nhằm cải thiện
hi
ệu quả sản xuất của hộ, góp phần xóa đói giảm nghèo và thực hiện được các mục tiêu
phát tri
ển nông nghiệp nông thôn bền vững. Với việc sử dụng số liệu điều tra mức sống
h
ộ gia đình Việt Nam (VHLSS 2006), nghiên cứu này vận dụng hàm xác suất cận biên
Bayes
để đánh giá mối liên hệ giữa đa dạng hoá sinh kế và hiệu quả sản xuất của nông
h
ộ, nhằm góp phần tìm lời giải cho câu hỏi nêu trên
2
.
2. Đa dạng hoá sinh kế và lựa chọn mô hình phân tích
2.1. Gi
ả thiết nghiên cứu
Đa dạng hoá sinh kế được xem là một trong những hành vi ứng phó của nông hộ
trong
điều kiện sản xuất và thị trường bấp bênh. Thực tế hiện nay cho thấy, mặc dù thu
nh
ập nông nghiệp vẫn chiếm tỉ trọng chủ yếu trong cơ cấu thu nhập của nông hộ, nhưng
vai trò c
ủa thu nhập từ các hoạt động phi nông nghiệp ngày càng gia tăng. Xu hướng
ph
ổ biến là các nông hộ càng giàu thì càng tham gia nhiều vào các hoạt động phi nông
nghi
ệp và các hoạt động có thu nhập cao hơn. Trong khi đó, các hộ nghèo khó có điều
ki

ti p v i tác gi .
hoá sinh kế theo hướng tích cực, góp phần xoá đói giảm nghèo ở khu vực nông thôn. Tuy
nhiên, vi
ệc phân định sự khác biệt giữa hai dạng đa dạng hoá sinh kế này không phải là dễ
dàng. Các nghiên c
ứu gần đây đã chỉ ra rằng nếu hoạt động đa dạng hoá mang lại thu
nh
ập cao hơn hoạt động sản xuất hiện tại của hộ thì hoạt động đó được coi là ‘lựa chọn’
ho
ặc đa dạng hoá tích cực ('positive diversification'). Ngược lại, nếu hoạt động đa dạng
hoá mang l
ại thu nhập thấp hơn các hoạt động bình thường của hộ thì được xem là sự ứng
phó hay
đa dạng hoá tiêu cực ('negative diversification' ) Dạng này có thể rất cần thiết cho
h
ộ để đáp ứng các nhu cầu bức thiết trước mắt nhưng có thể làm trầm trọng thêm trạng
thái
đói nghèo của hộ về lâu dài do nguồn lực sử dụng kém hiệu quả (Ellis, 2000; Asley,
2003, Bezemer et al. 2005). M
ối quan hệ này có thể được mô hình hoá như sau:

S 1. Quan h gi a a d ng hoá sinh k và gi m nghèo
Với những lập luận này, trong điều kiện cụ thể của các nông hộ ở khu vực Miền
Trung – Tây nguyên, gi
ả thiết được kiểm định trong nghiên cứu này là đa dạng hoá sinh
k
ế nông nghiệp có dạng ‘bắt buộc’ và làm giảm hiệu quả sản xuất của nông hộ.
2.2. Lựa chọn mô hình
M
ột trong những phương pháp khá phổ biến để nghiên cứu hiệu quả sản xuất hộ

th ng (r i ro, th i
v
, thiên tai…)
Ngu n l c c a
nông h

Gi m nghèo
‘L a ch n’
‘B
t bu c’
những biến số không truyền thống của hàm sản xuất như các yếu tố đầu vào phi vật chất
(trình
độ văn hoá, kiến thức và các đặc tính của nông hộ và nông dân) để có được những
khuy
ến cáo chính sách phù hợp hơn (Battese, 1992; Wilson et al. 2001).
T
ổng lược các tài liệu liên quan cho thấy, so với các mô hình khác (ví dụ phân
tích bao s
ố liệu DEA) thì việc lựa chọn mô hình xác suất Bayes là phù hợp bởi nhiều lý
do (Koop et al., 1997; O’ Donnell and Coelli, 2002). Broeck et al. (1994: 299) ch
ỉ ra
r
ằng “Việc phân tích hàm cận biên ngẫu nhiên cho thấy có tính khả thi cả về lý thuyết
và th
ực tiễn. Với việc tính toán mật độ xác suất hiệu quả, bao gồm cả nội bộ mẫu (firm-
specific) và bình quân chung (average hay out-of-sample)
để xem xét cả các thông số
không ch
ắc chắn, thì khó khăn của việc lựa chọn mô hình cụ thể để ước lượng sai số phi
hi

đầu vào, bao gồm các biến tương tác giữa các yếu tố này.; β là véc tơ xác định đường
c
ận biên; v
i
và u
i
là các sai số độc lập nhau (v
i
tuân thủ phân phối độc lập xác định – i.i.d.
đo lường sai số thống kê; u
i
đo lường tính phi hiệu quả kỹ thuật và u
i
≥ 0). Vì y
i
là
logarit c
ủa kết quả sản xuất hộ, nên hiệu quả kỹ thuật r của hộ thứ i sẽ là r
i
= exp(-u
i
), và
u
i
giả định có phân phối mũ (Broeck, et. al. 1994; Koop et al., 1997).
V
ận dụng phương pháp của Koop et al. (1997), mô hình được ước lượng theo
hai d
ạng: Phân phối hiệu quả biến đổi (Varing Efficiency Distribution model (VED) và
phân ph

ii
uvDY
XXX
−+++++=
∑∑ ∑
Ζ
∑
= = == 1 1 11
2
1
γββ
αTrong đó:
Y là logarit c
ủa thu nhập ròng bình quân lao động nông hộ.
X (j=1 J) là các bi
ến truyền thống và Z (m=1 M) là các biến phi truyền thống.
D là bi
ến giả do lường các yếu tố khác tác động đến hiệu quả sản xuất của hộ.
Hàm s
ản xuất VED có dạng sau: 3. Kết quả ước lượng
Ngu
ồn số liệu sử dụng để ước lượng mô hình được tính toán từ số liệu điều điều
tra m
ức sống hộ gia đình Việt Nam (VHLSS 2006) với tổng số 1.568 hộ ở khu vực miền

ương cũng cho thấy cả hai mô hình CED and VED đều có hệ số co giản hằng số.
Đối với các biến phi truyền thống, kết quả ước lượng cũng cho thấy các biến dân
t
ộc, trình độ văn hoá và kinh nghiệm của chủ hộ, tỉ lệ lao động người lớn trong hộ và có
ch
ợ có tác động thuận đối với hiệu quả sản xuất hộ (CED: efficiency). Các biến còn lại
đa số có tác động ngược. Đặc biệt, càng tham gia vào các hoạt động phi nông nghiệp thì
hi
ệu quả sản xuất nông hộ càng có xu hướng giảm (P ≤ 0,01). So với các nông hộ ở
vùng
đồng bằng thì các nông hộ ở vùng sinh thái khác cũng có hiệu quả sản xuất thấp
h
ơn (P ≤ 0,01). Tuy nhiên, biến mức độ đa dạng hoá sinh kế nông nghiệp không có ý
ngh
ĩa thống kê trong mô hình CED (P ≥ 0,1).
Các tham số ước lượng trong mô hình phi hiệu quả (VED: inefficiency) cho thấy
k
ết quả khá nhất quán với các kết luận ở trên. Cụ thể: hộ có hệ số đa dạng hoá sinh kế
iii
J
j
K
k
kiji
jk
ji
J
j
j
ii

ết quả nghiên cứu cho thấy đa dạng hoá sinh kế nông nghiệp của các nông hộ ở
khu v
ực Miền Trung – Tây Nguyên có dạng “đa dạng hoá tiêu cực” làm giảm hiệu quả
s
ản xuất của hộ. Điều này cũng có nghĩa là các điều kiện nguồn lực của hộ chưa được
s
ử dụng theo phương án tốt hơn, hiệu quả hơn. Trong điều kiện bị hạn chế về nguồn lực
và do v
ậy là khả năng tiếp cận của hộ nghèo đối với các hoạt động có thu nhập cao (như
ho
ạt động phi nông nghiệp, lao động ăn lương), thì đa dạng hoá sinh kế nông nghiệp
càng có vai trò quan tr
ọng trong chiến lược giảm nghèo. Do vậy, bên cạnh các giải pháp
nh
ằm hướng dẫn giúp đỡ cho các nông hộ có chiến lược đa dạng hoá sinh kế nông
nghi
ệp phù hợp và bền vững hơn, thì việc thực hiện các chính sách hỗ trợ kịp thời và có
hi
ệu quả để giảm thiểu các yếu tố rủi ro và tính dễ bị tổn thương của các nông hộ sẽ có
ý ngh
ĩa quan trọng giúp cho hộ giảm thế bị động trong chiến lược đa dạng hoá sinh kế
và có l
ựa chọn hiệu quả hơn.
V
ề phương diện phương pháp nghiên cứu, cần có thêm các bằng chứng thực
nghi
ệm để kiểm định sự khác biệt hành vi ứng xử của hộ trong các điều kiện thị trường
c
ụ thể là cần thiết để củng cố thêm các giả thuyết về mô hình sản xuất nông hộ cũng
nh

terrain1 -0,2260*** 0,052
terrain3 -0,1512*** 0,051
terrain4 -0,2258*** 0,038
_cons 2,0400** 0,879 2,9786*** 0,915
lnsig2v
_cons -2,1648*** 0,111 -2,1830*** 0,106
Inefficiency

hindex 0,8381** 0,333
nonfarm 0,1900 0,124
lnhhsize -0,8049*** 0,155
headsex 0,1714 0,115
headage 0,0021 0,003
headedu -0,1403** 0,070
bad_weather -0,1542 0,135
mkt -0,1047 0,115
terrain1 0,9994*** 0,203
terrain3 0,5290** 0,215
terrain4 1,0230*** 0,157
_cons -0,7322*** 0,116 -0,6416 0,467
Log pseudoLL -2,68e+06 -2,65e+06
Prob > chi2 0,0000 0,0000
No, obs 1568,000 1568,000

TÀI LIỆU THAM KHẢO
1. Aigner, D. J., Lovell and P. Schmidt, Formulation and Estimation of Stochastic
Frontier Production Function Models. Journal of Econometrics, 6 (1977), 21-37.
2. Asley, et. al., Understanding Livelihoods in Rural India: Diversity, Change and
Exclusion. Oversea Development Institute. UK, 2003.
3. Battese, G.E., Frontier Production Functions and Technical Efficiency: A Survey of

Faculty of Hospitality and Tourism, Hue University
SUMMARY
Rural livelihood diversification is regarded as a common strategy of farm households to
cope with risks and uncertainty. However, the growing concern is whether the livelihood
diversification helps to improve farm efficiency leading to sustainable growth and poverty
reduction. Using Bayesian stochastic production frontier approach and the data from the most
recent Vietnam Household Living Standard Survey (VHLSS 2006), the estimation results support
that “the livelihood diversification in the Central region is of a “destress-push’ type associated
with low farm efficiency”. This implies that policy interventions are needed to support farm
households, reduce their risks and vulnerability, involve more in ‘positive diversification’ for
their better-off and ensure more sustainable achievements of poverty reduction.

Phụ lục 1: Giải thích các biến
Ký hi u
bi
n
Tên bi
n Bình quân l ch chu n

flabor Lao động bình quân hộ 2,536

1,791

fkavg Vồn bình quân hộ/năm 20.300,340

49.680,550

land Diện tích đất nông nghiệp của hộ 8.568,680

18.563,960

0,234

terrain4 Vùng núi 0,445

0,497

bad_weather Thời tiết xấu (trong 3 năm qua) 0,800

0,399

mkt Có chợ 0,627

0,484

headfexper Kinh nghiệm của chủ hộ 15,605

15,275

headsex Giới tính của chủ hộ 0,489

0,500

headage Tuổi của chủ hộ 31,679

21,852

headedu Trình độ văn hoá của chủ hộ 1,728

0,822



SCC CH NCC

SCC CH CR
Nghèo nhất 0,427 0,434

0,495

0,428

0,458 0,511

0,46 0,47 0,57

0,49

Nghèo 0,423 0,502

0,533

0,426

0,451 0,555

0,47 0,5 0,58

0,5
Trung bình 0,422 0,498

0,531


0,526

0,462

0,505 0,549

0,5 0,55 0,6 0,54

(Ngu n: Tính toán c a các tác gi t VHLSSs 2002, 2004, 2006)
Phụ lục 3: Cơ cấu thu nhập nông nghiệp của nông hộ ở vùng nông thôn miền Trung,
theo các ng
ũ vị phân, 2002-2006
n v tính: %
Nhóm hộ
Tr
ồng
tr
ọt
Ch
ăn nuôi
Lâm
nghi
ệp
Thu
ỷ sản
Thu nh
ập
nông nghi
ệp