Luận văn Các nhân tố tác động đến quá trình chuyển dịch cơ cấu lao động nông thôn trên địa bàn huyện Quảng Điền Tỉnh Thừa Thiên Huế

ệc trong các ngành kinh tế 46.639 43.230 41.200 -7,31 -4,70 2. Trong độ tuổi có khả năng LĐ đang đi học 5.086 5.142 5.199 -1,10 -1,11 3. Trong độ tuổi có khả năng LĐ làm nội trợ 574 527 483 -8,20 -8,35 4. Số người trong độ tuổi có khả năng lao động không làm việc, đang không có việc làm 1.749 1.648 1.256 -5,78 -23,79 Nguồn: Niên giám thống kê huyện Quảng Điền các năm Bảng dưới đây phản ánh trình độ chuyên môn của lao động phân theo địa phương trong huyện. Nhìn chung lao động phổ thông ở các địa phương vẫn chiếm tỷ lệ cao nhất, bình quân khoảng 90% lực lượng lao động ở các xã. Trong đó xã Quảng An, thị trấn Sịa là thấp nhất. Điều này cũng đồng nghĩa với lực lượng lao động có trình độ chuyên môn cao chiếm tỷ lệ hơn hẳn so với các xã khác trên địa bàn toàn huyện, cụ thể ở Quảng Vinh lao động có trình độ chuyên môn cao đẳng, đại học, sau đại học chiếm 6,73%, ở thị trấn Sịa là 6,61%. ĐA ̣I H ỌC KI NH TÊ ́ HU Ế 45 Bảng 3.10: Cơ cấu lao động theo trình độ chuyên môn kỹ thuật năm 2008 Đvt: % Trình độ Xã Phổ thông Sơ cấp, chứng chỉ Công nhân kỹ thuật Trung học CN Cao đẳng Đại học, trên ĐH Thị trấn Sịa 89,97 0,37 1,06 1,99 2,90 3,71 Quảng Phú 93,87 0,07 0,73 1,51 1,56 2,26 Quảng Vinh 85,36 0,15 5,57 2,18 4,39 2,34 Quảng An 92,41 0,53 0,25 2,21 2,07 2,52 Quảng Thọ 92,75 0,36 1,02 2,65 1,27 1,95 Quảng Thành 96,22 0,07 0,24 0,94 1,13 1,39 Quảng Phước 93,47 0,14 0,54 1,62 2,11 2,11 Quảng Lợi 90,16 0,33 4,07 1,26 1,99 2,19 Quảng Thái 94,83 0,24 0,38 2,02 1,46 1,08 Quảng Ngạn 90,36 0,28 3,64 1,55 1,21 2,96 Quảng Công 93,95 1,32 0,33 1,83 1,32 1,25 Cả huyện 91,42 0,35 1,59 1,99 2,24 2,41 Nguồn: Xử lý của tác giả từ kết quả điều tra lao động việc làm 1-7-2008 3.3 CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN QUÁ TRÌNH CHUYỂN DỊCH CƠ CẤU LAO ĐỘNG NÔNG THÔN HUYỆN QUẢNG ĐIỀN 3.3.1 Đặc điểm của đối tượng điều tra Các đặc điểm thuộc về cá nhân người lao động cũng như của hộ gia đình thường có tác động lớn đến khả năng chuyển dịch của người lao động. Kết quả phân tích cho thấy tuổi bình quân của người lao động được điều tra là 42,27 tuổi. Đây là độ tuổi đã tích lũy được nhiều kinh nghiệm trong sản xuất nông nghiệp và hiệu quả lao động vẫn ở mức cao. Với những kinh nghiệm đã tích lũy được, người lao động có thể đưa ra những quyết định đúng đắn trong việc thay đổi việc làm. Có một vài trường hợp cá biệt về tuổi của người lao động, 68 tuổi và 15 tuổi nhưng là lao động chính của gia đình nên vẫn được khảo sát. Trên thực tế trình độ văn hóa có ảnh hưởng rất lớn đến nhận thức của người ĐA ̣I H ỌC KI NH TÊ ́ HU Ế 46 lao động trong việc thay đổi cơ cấu lao động. Qua thực tế điều tra, hầu hết điều kiện học tập của người lao động còn hạn chế, điều này thể hiện qua chỉ tiêu số năm đi học bình quân của người lao động chỉ là 7 năm, hầu hết chỉ là lao động phổ thông, không có trình độ chuyên môn kỹ thuật. Điều này cũng có thể giải thích do người lao động hầu hết học phổ thông sau giải phóng nên điều kiện học tập còn hạn chế. Đây là một trong những yếu tố có thể kìm hãm quá trình chuyển dịch lao động theo chiều hướng tích cực. Ba yếu tố nhân khẩu, lao động, tỷ lệ làm việc có liên quan mật thiết với nhau, thông thường nhân khẩu lớn thì sức ép chi tiêu lớn, khả năng chuyển dịch cao. Tuy nhiên nếu trong hộ đó có tỷ lệ làm việc cao thì chưa hẳn điều đó là đúng. Ở đây phương pháp Cross tabulation hai biến đã được sử dụng để kiểm định mối quan hệ giữa hai yếu tố là nhân khẩu và tỷ lệ làm việc. Giả thuyết kiểm định được đưa ra như sau: 0H : không có mối quan hệ giữa hai biến nhân khẩu và tỷ lệ làm việc 1H : có mối quan hệ giữa hai biến nhân khẩu và tỷ lệ làm việc Kết quả kiểm định cho thấy giá trị 2  = 0,05 nên chấp nhận giả thiết 0H nghĩa là hai biến nhân khẩu và tỷ lệ làm việc không có liên hệ với nhau Theo khảo sát số nhân khẩu bình quân hộ là 4,83 trong đó có những hộ lên tới 10 nhân khẩu, có hộ cá biệt chỉ có 1 nhân khẩu. Tỷ lệ làm việc bình quân là 0,5 tức là 1 lao động gánh trách nhiệm nuôi 2 người.Chỉ tiêu đất sản xuất bình quân khá lớn, bình quân là 336,57m2/người. Các hộ phải chuyên môn hóa sản xuất để đủ đáp ứng nhu cầu cuộc sống. Diện tích sản xuất khá lớn nhưng thu nhập bình quân từ hoạt động nông nghiệp lại không cao, khoảng 0,57 triệu/tháng, thu nhập tự hoạt động phi nông nghiệp cũng là nguồn thu khá lớn, khoảng 0,47 triệu/tháng. Tổng thu nhập bình quân từ hoạt động nông nghiệp và phi nông nghiệp tạm thời đáp ứng được nhu cầu chi tiêu phi lương thực của của các nông hộ, một khoản chi tiêu rất lớn trong các hộ gia đình, bình quân khoản 0,93 triệu/tháng. ĐA ̣I H ỌC KI NH TÊ ́ HU Ế 47 Bảng 3.11: Thống kê mô tả đặc điểm các yếu tố điều tra NHÂN TỐ Đơn vị tính Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Giá trị trung bình Sai số chuẩn Độ lệch chuẩn Skewness Tuổi tuổi 15 88 42,27 1,24 13,69 0,668 Học vấn năm 0 12 7,01 0,25 2,77 -0,016 Nhân khẩu người 2 10 4,83 0,13 1,39 0,388 Lao động người 1 5 2,34 0,08 0,89 1,160 Tỷ lệ làm việc lần 0,20 1,00 0,50 0,016 0,17 1,156 Đất sản xuất m2 0 1.167 336,57 20,56 227,13 0,909 Chi tiêu phi lương thực tr.đ/tháng 0,12 5,00 0,93 0,07 0,75 2,464 Thu nhập nông nghiệp tr.đ/tháng 0 4,5 0,57 0,70 7,77 4,130 Thu nhập phi nông nghiệp tr.đ/tháng 0 2,5 0,47 0,05 0,51 1,645 Tài sản tr.đ 0 195 7,90 2,37 26,25 5,154 Thời gian nông nhàn ngày/năm 0 210 64,36 4,63 51,16 0,422 Nguồn: Kết quả điều tra xử lý thống kê trên phần mềm SPSS 44 ĐA ̣I H ỌC KI NH TÊ ́ HU Ế 48 Các đại lượng thống kê khác cũng được thể hiện ở bảng trên như: khuynh hướng phân tán, khuynh hướng tập trung, hình dáng phân phối...Giá trị sai số chuẩn cho biết mức sai số khi dùng giá trị trung bình của mẫu để ước lượng giá trị trung bình tổng thể, chẳng hạn khi dùng giá trị của mẫu điều tra này để ước lượng tuổi bình quân trên địa bàn toàn huyện thì sai số là 1,24 tuổi. Giá trị độ lệch chuẩn cho biết mức độ phân tán của các giá trị quanh giá trị trung bình, chẳng hạn độ phân tán của tuổi quanh giá trị trung bình là 13,69 nên phương sai trong tình huống này sẽ là 13,692. Đồ thị 3.4: Đồ thị Histogram thể hiện các đặc điểm đối tượng điều tra Đồ thị Histogram ở trên cho biết hình dáng phân phối. Trong các phân phối trên chỉ có yếu tố học vấn mang giá trị âm (-0,016), tất cả các phân phối khác đều mang giá trị dương. Nhìn lên đồ thị ta thấy rằng đại lượng học vấn phân phối lệch phải, các đại lượng khác đều phân phối lệch trái. ĐA ̣I H ỌC KI NH TÊ ́ HU Ế 49 3.3.2 Mô hình kinh tế lượng xác định yếu tố chuyển dịch Mô hình hồi quy Binary logistic sử dụng biến phụ thuộc dạng nhị phân để ước lượng xác suất của một sự kiện sẽ xảy ra với những thông tin của biến độc lập mà ta có được. Biến nghiên cứu ở đây là "có chuyển dịch" hay "không chuyển dịch" sẽ được mã hóa thành hai giá trị là 0 và 1 (hai biến thay phiên). Khi biến phụ thuộc ở dạng nhị phân thì không thể nghiên cứu dưới dạng hồi qui thông thường vì nó sẽ vi phạm các giả định, ví dụ phần dư không phân phối chuẩn mà phân phối nhị thức, giá trị dự đoán được không thể được diễn dịch như xác suất...Khi triển khai các biến đưa vào mô hình hồi quy Binary logistic có dạng sau: NHANKHAUDTNGHEHOCVANGIOITUOI YP YPLog e 543210)0( )1(       TNHAPNNCHITIEUPLTDATSXBQTLLAMVIEC 9876   THUCONGNONGNHANTAISANTNHAPPNN 13121110   DAVIECLAM14 Dạng hàm trên có được là do lấy logarit cơ số e hai vế phương trình nguyên gốc sau: DAVLAMLANGNGHEDTNGHEHOCVANGIOITUOIe YP YP 141343210 ... )0( )1(       Trong mô hình hồi quy trên Y là biến phụ thuộc, nhận giá trị là 1 nếu người lao động có chuyển dịch từ nông nghiệp sang phi nông nghiệp và Y nhận giá trị là 0 nếu người lao động không chuyển dịch từ nông nghiệp sang phi nông nghiệp. 3.3.3 Mô tả các biến số sử dụng trong mô hình Trong thực tế quá trình chuyển dịch cơ cấu lao động là một quá trình hết sức phức tạp, chịu tác động của nhiều yếu tố khác nhau. Ở đây chúng tôi khảo sát 3 nhóm yếu tố cơ bản có thể tác động đến quá trình chuyển dịch: nhóm yếu tố thuộc về cá nhân người lao động, nhóm yếu tố thuộc về đặc điểm của hộ gia đình, nhóm yếu tố thuộc về địa phương nơi người lao động sinh sống được khảo sát. 3.3.3.1 Nhóm biến thể hiện đặc điểm của người lao động Biến X1 (GIOI) là biến giả nhận giá trị là 1 nếu lao động là nam và 0 nếu lao động là nữ. Biến GIOI được đưa vào phương trình nhằm xác định xem trong thực tế ĐA ̣I H ỌC KI NH TÊ ́ HU Ế 50 có sự khác biệt về giới trong chuyển dịch lao động từ nông nghiệp sang phi nông nghiệp hay không. Biến X2 (TUOI) thể hiện tuổi của người lao động. Số liệu chúng tôi khảo sát chủ yếu dựa trên những người trong độ tuổi lao động, được xác định là có khả năng lao động. Có một số trường hợp dưới hoặc trên độ tuổi lao động nhưng là lao động chính trong gia đình cũng được đưa vào khảo sát. Biến X3 (HOCVAN) được tính bằng số năm đi học của lao động. Với lao động đã qua đào tạo có bằng cấp trung cấp, cao đẳng, đại học...số năm học được tính bằng tổng số năm học phổ thông cộng với tổng thời gian đào tạo bậc cao hơn. Biến X4 (DTNGHE) thể hiện người lao động có tham gia lớp đào tạo nghề không. Biến nhận giá trị là 1 nếu có tham gia, nhận giá trị là 0 nếu không tham gia. Bảng 3.12: Các biến số sử dụng trong mô hình hồi quy Tên biến Ý nghĩa Đơn vị tính Dấu X1 :GIOI Giới tính của lao động nam=1, nữ=0 ? X2 :TUOI Tuổi của lao động tuổi +/- X3 : HOCVAN Số năm đi học năm + X4 :DTNGHE Có tham gia lớp đào tạo nghề không có=1, không=0 + X5 :NHANKHAU Tổng số nhân khẩu của hộ người + X6 :TLELVIEC Tổng số nhân khẩu/số người lao động % + X7 :ĐATSXBQ Diện tích đất sản xuất/nhân khẩu m2 +/- X8 :CTPLTBQ Chi tiêu phi lương thực bình quân tr.đ/năm + X9 :TNHAPNN Thu nhập nông nghiệp bình quân tr.đ/năm + X10 :TNPHIPNN Thu nhập phi nông nghiệp bình quân tr.đ/năm - X11 :TAISANBQ Giá trị tài sản lâu bền tính bình quân triệu đồng + X12 :NONGNHAN Thời gian nông nhàn bình quân ngày/năm + X13 : LANGNGHE Xã có làng nghề không có=1, không=0 + X14: DAVIECLAM Xã có dự án tạo việc làm không có=1, không=0 + ĐA ̣I H ỌC KI NH TÊ ́ HU Ế 51 3.3.3.2 Nhóm biến thể hiện đặc điểm hộ gia đình của người lao động Biến X5 (NHANKHAU) là tổng số nhân khẩu của hộ gia đình. Biến này được đưa vào vì thông thường với quy mô hộ lớn khả năng để chuyên môn hóa của từng lao động sẽ cao hơn và như thế sẽ có một số lao động có khả năng chuyển dịch sang phi nông nghiệp cao hơn. Biến X6 (TLLAMVIEC) cho biết một người lao động sẽ gánh trách nhiệm nuôi bao nhiêu người trong hộ. Tỷ lệ này càng cao đồng nghĩa với sức ép về thu nhập đối với người lao động càng lớn, làm cho người lao động phải tìm kiếm việc làm phi nông nghiệp nhiều hơn và họ dễ có khả năng tham gia vào họat động phi nông nghiệp hơn các hộ khác. Điều đó có nghĩa là biến TLLAMVIEC thường mang dấu dương. Biết X7 (DATSXBQ) thể hiện quy mô đất sản xuất nông nghiệp bình quân trên một lao động. Thông thường với quy mô đất nông nghiệp càng lớn thì người lao động càng tập trung vào sản xuất nông nghiệp do tính lợi ích kinh tế theo quy mô. Tuy nhiên khả năng thứ hai có thể xảy ra là quy mô đất càng lớn người lao động càng có khả năng kiếm được vốn lớn cho họat động phi nông nghiệp thông qua tích lũy từ sản xuất nông nghiệp vì vậy xác suất chuyển dịch sẽ càng lớn. Điều đó có nghĩa là biến DATSXBQ có thể có dấu âm hoặc dương. Biến X8 (CHITIEUPLT) cho biết tổng chi tiêu phi lương thực thực phẩm bình quân/người. Chi tiêu phi lương thực thực phẩm bao gồm toàn bộ các chi tiêu về giáo dục, y tế, quần áo, giải trí và các họat động khác ngoài chi tiêu cho ăn uống của hộ gia đình. Thực tế cho thấy chi tiêu phi lương thực thực phẩm thường chiếm tỷ lệ cao ở những hộ gia đình có thu nhập cao và ngược lại. Mối quan hệ giữa chi tiêu phi lương thực thực phẩm và chuyển dịch cơ cấu lao động thể hiện ở sức ép về chi tiêu tiền mặt đối với người lao động. Có nhiều người cho rằng ngay cả khi thu nhập của họat động nông nghiệp bằng với thu nhập phi nông nghiệp thì người nông dân vẫn dễ dàng chuyển sang hoạt động phi nông nghiệp hơn do sự hấp dẫn về thu nhập bằng tiền mặt. Biến X9 (THUNHAPNN) cho biết thu nhập nông nghiệp của hộ gia đình được tính bằng cách lấy tổng thu nhập từ hoạt động nông nghiệp chia cho số nhân ĐA ̣I H ỌC KI NH TÊ ́ HU Ế 52 khẩu. Biến này sẽ xác định khả năng tích lũy từ nông nghiệp cho họat động phi nông nghiệp. Biến X10 (TNHAPPN) cho biết khoản thu nhập từ hoạt động phi nông nghiệp bình quân, khi các khoản thu nhập này càng cao thì sức ép về thu-chi càng tăng lên và vì vậy sức hút đối với lao động tham gia hoạt động phi nông nghiệp càng lớn. Biến X11 (TAISANBQ) là giá trị tài sản lâu bền của hộ gia đình tính bình quân đầu người. Giá trị tài sản thực tế có thể sử dụng để xác định hộ khá giả hay không và có thể sử dụng để làm biến xác định khả năng tạo vốn khi tham gia vào hoạt động phi nông nghiệp. Biến X12 (NONGNHAN) trong mô hình là biến thể hiện thời gian dư thừa của người lao động trong năm. Giả thuyết cần kiểm định là thời gian nông nhàn càng cao thì sức ép cho hoạt động phi nông nghiệp càng lớn, nói cách khác hệ số của biến này được xác định là dương. 3.3.3.3 Nhóm biến thể hiện đặc điểm địa phương nơi người lao động sinh sống Biến X13 (LANGNGHE) là biến giả thể hiện trong xã có làng nghề thủ công nào không. Có rất nhiều phân tích hiện nay đánh giá cao vai trò của ngành nghề tiểu thủ công nghiệp trong việc giúp hộ gia đình chuyển dịch cơ cấu lao động. Biến này giúp xác định khả năng chuyển dịch của lao động phi nông nghiệp ở những vùng có ngành nghề tiểu thủ công nghiệp. X14 (DAVIECLAM) là biến số liên quan đến các chương trình dự án tạo việc làm được thực hiện trên địa bàn huyện. Biến được đưa vào mô hình để đánh giá tác động của các chương trình, dự án có quan hệ trực tiếp tới hoạt động phi nông nghiệp của hộ gia đình. Biến số này được lấy từ phiếu hỏi của xã và là những biến số thể hiện đặc điểm của cộng đồng. Đây là những biến giả có giá trị là 1 nếu như xã có dự án kể trên và 0 nếu ngược lại. 3.3.4 Kết quả mô hình và ý nghĩa phân tích 3.3.4.1 Mô hình khảo sát chuyển dịch nông nghiệp - phi nông nghiệp Kết quả của mô hình được xem xét trên từng biến, các biến số giải thích cho sự tham gia của người dân vào hoạt động phi nông nghiệp. ĐA ̣I H ỌC KI NH TÊ ́ HU Ế 53 Kết quả kiểm định giả thuyết về độ phù hợp tổng quát của mô hình có mức ý nghĩa quan sát sig. = 0.00 < 0,05 nên ta hoàn toàn bác bỏ giả thuyết H0: 0j , chấp nhận giả thuyết H1: 0j . Như vậy có ít nhất một biến độc lập đưa vào mô hình có ảnh hưởng đến quá trình chuyển dịch từ nông nghiệp sang phi nông nghiệp của người lao động. Ngoài ra kết quả kiểm định về sự phù hợp của mô hình hồi qui (Model Summary) cho thấy giá trị của -2LL = 23 không cao, như vậy nó thể hiện một độ phù hợp khá tốt của mô hình tổng thể. Hệ số R2 của mô hình là 0,593 thể hiện mức độ giải thích của các biến, có nghĩa là có 59,3% biến phụ thuộc được giải thích bởi các biến độc lập trong mô hình, còn lại 40,7% là do các yếu tố khác chưa đưa vào nghiên cứu. Hệ số R2 trong mô hình hồi quy Binary logistic chưa cao vì nó không hoàn toàn giải thích cho sự phù hợp của mô hình mà thường để dùng so sánh các mô hình với nhau. Ở đây ta xem xét mức độ giải thích chính xác của mô hình dự báo thay cho hệ số R2 khi nhận xét về độ phù hợp của mô hình. Mức độ chính xác của dự báo thể hiện ở chỉ tiêu tỷ lệ dự đoán đúng. Bảng dưới cho thấy trong 88 trường thực tế không chuyển dịch mô hình đã dự đoán đúng 81 trường hợp, vậy tỷ lệ dự đoán đúng là 97,6%. Còn với 34 trường hợp thực tế có chuyển dịch mô hình lại dự đoán sai 2 trường hợp, tức là cho rằng họ không chuyển dịch, tỷ lệ dự đoán đúng lúc này là 82,1%. Từ đó ta định được tỷ lệ dự đoán đúng của toàn bộ mô hình là 92,6% cao hơn nhiều so với hệ số R2, thể hiện sự phù hợp khá cao của mô hình hồi quy tổng thể. Bảng 3.13: Khả năng dự đoán của mô hình hồi qui tổng thể Đvt: trường hợp Chỉ tiêu Thực tế Dự đoán đúng Dự đoán sai % dự đoán đúng Không chuyển dịch 88 81 7 97,6 Có chuyển dịch 34 32 2 82,1 Mô hình - - - 92,6 Nguồn: Kết quả điều tra của tác giả xử lý trên phần mềm SPSS ĐA ̣I H ỌC KI NH TÊ ́ HU Ế 54 Tuy nhiên kết quả của mô hình cũng cho thấy có rất nhiều các nhân tố khác tác động đến quá trình chuyển dịch lao động nông thôn từ nông nghiệp sang phi nông nghiệp mà mô hình chưa đề cập đến. Đây chính là hạn chế của đề tài nghiên cứu. Đánh giá về kết quả của mô hình dựa trên kiểm định Wald về ý nghĩa của các hệ số hồi qui tổng thể trên các biến độc lập, trong 14 biến đưa vào mô hình có 8 biến có mức ý nghĩa sig. < 0,05 nên: - Bác bỏ các giả thuyết H0: 01413765432   - Chấp nhận các giả thuyết H0: 0121110981   Từ kết quả hồi qui thể hiện ở bảng dưới, với mức ý nghĩa 5% thì chỉ có 8 biến: TUOI, HOCVAN, DTNGHE, NHANKHAU, TLELVIEC, DATSXBQ, LANGNGHE, DAVLAM là biến có ý nghĩa thống kê vì giá trị sig.< 0,05. Từ các hệ số hồi quy ta viết được phương trình hồi qui cụ thể như sau: NHANKHAUDTNGHEHOCVANTUOI YP YPLog e 352,1589,3500,0207,033,27)0( )1(      DAVLAMLANGNGHEDATSXBQTLLAMVIEC 874,4815,6013,099,8  Phương trình này có thể biểu diễn dưới dạng thứ hai: DAVLAMLANGNGHEDTNGHEHOCVANTUOIe YP YP 874,4815,6...589,3500,0207,033,27 )0( )1(      Theo kết quả hồi qui mô hình trên, các hệ số beta phần lớn đều mang dấu của giá trị mong đợi, chỉ ngoại trừ các giá trị beta của các biến độc lập HOCVAN, TLELVIEC, LANG NGHE mang dấu ngược với giá trị mong đợi. Điều này có nghĩa là khi các nhân tố khác không đổi, từ kết quả phân tích mô hình ta thấy: Tuổi của người lao động: Hệ số 2 = - 0,207 cho thấy khi độ tuổi của người lao động tăng thêm một tuổi, với điều kiện các yếu tố khác là như nhau thì log của tỷ lệ xác suất có chuyển dịch và không có chuyển dịch giảm đi 0,207 lần. Lúc này căn cứ thêm thông tin trên cột Exp(B), tức là Be gần bằng B714,2 ta thấy rằng nếu tuổi của người lao động tăng thêm 1 tuổi với điều kiện các yếu tố khác là như nhau thì tỷ số giữa khả năng chuyển dịch và không chuyển dịch giảm 207,0714,2 = 0,8132 lần. Biến tuổi có giá trị âm cho thấy tuổi có quan hệ nghịch với khả năng tham gia ĐA ̣I H ỌC KI NH TÊ ́ HU Ế 55 vào hoạt động phi nông nghiệp, điều này phản ánh rằng tuổi càng cao thì khả năng chuyển dịch càng thấp. Như vậy nếu các chính sách về việc làm tập trung vào độ tuổi trẻ hơn thì sẽ có tác động nhiều hơn đến chuyển dịch cơ cấu lao động. Bảng 3.14: Kiểm định ý nghĩa của các hệ số hồi qui tổng thể trong mô hình chuyển dịch nông nghiệp - phi nông nghiệp Biến B Wald df Sig. Exp(B) GIOI 0,199 0,042 1 0,838 1,2200 TUOI -0,207 7,366 1 0,007 0,8132 HOCVAN -0,500 4,623 1 0,032 0,6070 DTNGHE 3,589 5,936 1 0,015 35,9936 NHANKHAU 1,352 5,224 1 0,022 3,8569 TLELVIEC -8.990 5,429 1 0,020 0,0001 DATSXBQ -0,013 7,235 1 0,007 0,98710 CTPLTBQ 0,000 0,282 1 0,595 1,0000 TNHAPNN 0,000 6,230 1 0,513 1,0000 TNPHINN 0,000 1,364 1 0,243 1,0000 TAISANBQ 0,000 2,132 1 0,144 1,0000 NONGNHAN -0,008 0,426 1 0,514 0,9920 LANGNGHE -6,815 6,692 1 0,010 0,0011 DAVLAM 4,874 5,001 1 0,025 130,8030 Nguồn: Kết quả điều tra của tác giả xử lý trên phần mềm SPSS Trình độ học vấn của người lao động: Hệ số 3 = -0,5 cho thấy khi trình độ học vấn của người lao động tăng thêm một năm, với điều kiện các yếu tố khác là như nhau thì log của tỷ lệ xác suất có chuyển dịch và không có chuyển dịch giảm đi 0,5 lần hay tỷ số giữa khả năng chuyển dịch và không chuyển dịch giảm 0,607 lần. Biến học vấn mang giá trị âm có nghĩa người lao động có số năm đi học càng cao tại thời điểm năm 2007 thì có cơ hội chuyển dịch sang lao động phi nông nghiệp càng giảm trong giai đoạn 2007-2009. Kết quả này có thể do hầu hết người lao động chỉ có trình độ phổ thông mà chưa có trình độ chuyên môn, họ vẫn chưa có đủ lực ĐA ̣I H ỌC KI NH TÊ ́ HU Ế 56 để bức hẳn khỏi hoạt động nông nghiệp, người lao động chỉ chuyển hóa công việc trong nội bộ ngành nông nghiệp nên biến học vấn chưa tác động tích cực đến quá trình chuyển dịch. Đào tạo nghề: Hệ số 4 = 3,589 cho thấy trong thực tế việc đào tạo nghề có tác động lớn đến quá trình chuyển dịch của người lao động. Về lâu dài để lao động chuyển dịch ổn định sang hoạt động phi nông nghiệp thì việc đào tạo nghề cho chính người lao động sẽ là yếu tố quan trọng kéo họ tham gia hoạt động phi nông nghiệp nhiều hơn các yếu tố khác. Kết quả trên cho thấy nếu người lao động có tham gia các lớp đào tạo nghề thì khả năng chuyển dịch của họ tăng lên 35 lần. Như vậy nếu chính sách đào tạo nghề cho người lao động được thực thi có hiệu quả sẽ là yếu tố quan trọng thúc đẩy quá trình chuyển dịch lao động theo hướng tích cực. Nhân khẩu của hộ: Hệ số 5 = 1,352 cho thấy khi hộ gia đình tăng thêm một nhân khẩu, với điều kiện các yếu tố khác là như nhau thì log của tỷ lệ xác suất có chuyển dịch và không có chuyển dịch tăng lên 1,352 lần hay tỷ số giữa khả năng chuyển dịch và không chuyển dịch tăng lên 3,8 lần. Kết quả này phù hợp với thực tế là những gia đình đông con sẽ có những áp lực về đời sống lớn nên thường có sức ép chuyển dịch lớn hơn. Tuy nhiên phải kết hợp với các điều kiện khác, vì có một số hộ giá đình được khảo sát thuộc diện đông con nhưng nghèo, ít đất...điều đó lại trở thành những lực cản không nhỏ, khiến người nông dân không dễ gì thoát ra khỏi hoạt động nông nghiệp. Tỷ lệ làm việc của hộ: Hệ số 6 = -8,99 cho thấy khi tỷ lệ làm việc của hộ gia đình tăng thêm một lần, với điều kiện các yếu tố khác là như nhau thì log của tỷ lệ xác suất có chuyển dịch và không có chuyển dịch giảm đi 8,99 lần hay tỷ số giữa khả năng chuyển dịch và không chuyển dịch là 0,00013 lần.Tỷ lệ làm việc là tỷ lệ giữa tổng lao động của hộ chia cho số nhân khẩu, tỷ lệ này lớn khiến cho khả năng chuyển dịch nhỏ. Biến tỷ lệ làm việc có tác động nhưng không lớn đến quá trình chuyển dịch của lao động nông thôn. Đất sản xuất bình quân của hộ: Hệ số 7 = -0,013 cho thấy khi diện tích đất sản xuất bình quân của hộ gia đình tăng thêm một mét vuông, với điều kiện các yếu ĐA ̣I H ỌC KI NH TÊ ́ HU Ế 57 tố khác là không đổi thì log của tỷ lệ xác suất có chuyển dịch và không có chuyển dịch giảm đi 0,013 lần hay tỷ số giữa khả năng chuyển dịch và không chuyển dịch giảm đi 0,987 lần. Biến đất đai mang giá trị âm và có trị tuyệt đối tương đối nhỏ, điều này cho thấy qui mô đất càng ít thì xác suất chuyển dịch càng tăng. Như vậy đất sản xuất là một trong những nguyên nhân dẫn đến người lao động chuyển sang phi nông nghiệp, tuy nhiên nó không phải là yếu tố duy nhất trong việc đẩy người dân tham gia vào hoạt động phi nông nghiệp. Làng nghề của địa phương: Hệ số 13 = -6,815 cho thấy ở những vùng có làng nghề, với điều kiện các yếu tố khác là như nhau thì tỷ lệ xác suất có chuyển dịch và không có chuyển dịch giảm đi 0,00111 lần. Hệ số có dấu âm ngoài mong đợi. Điều này có thể giải thích được do các hình thức hoạt động của các làng nghề đều theo hướng nhìn nhận như là hộ sản xuất với hiệu quả hoạt động không cao, khiến người lao động ở một vài địa phương e ngại và không muốn tham gia vào. Kết quả này không hoàn toàn phủ nhận vai trò của làng nghề trong thực tiễn. Các báo cáo tổng kết ở các địa phương khảo sát đều đưa ra những con số đầy ý nghĩa về vai trò của các làng nghề ở các địa phương. Tuy nhiên có thể khẳng định rằng nó có thể tác động rõ nét ở một vài địa phương nào đó, nhưng về mặt tổng thể khi ước lượng chung cho cả nước thì vai trò của làng nghề là tương đối mờ nhạt trong chuyển dịch cơ cấu lao động. Dự án việc làm tại địa phương: Hệ số 14 = 4,874 cho thấy ở những vùng người dân có tiếp cận được với các dự án tạo việc làm, với điều kiện các yếu tố khác là như nhau thì log của tỷ lệ xác suất có chuyển dịch và không có chuyển dịch tăng lên 4,874 lần, hay tỷ lệ xác suất có chuyển dịch và không có chuyển dịch tăng lên 130 lần. Việc đưa biến dự án việc làm có một ý nghĩa quan trọng trong hoạch định các chiến lược ở nông thôn. Kết quả ước lượng cho thấy những địa phương có triển khai dự án việc làm có xu hướng chuyển dịch cao hơn. Hệ số ước lượng có giá trị khá cao và có ý nghĩa thống kê cho thấy nó đóng vai trò rất quan trọng trong việc giải quyết việc làm ở nông thôn. Đồ thị Histogram biểu diễn các điểm thực tế và dự báo của biến phụ thuộc Y. Trên trục hoành có điểm phân cách Cut value (trị số phân biệt) là 0,5. ĐA ̣I H ỌC KI NH TÊ ́ HU Ế 58 Predicted Probability is of Membership for 1 The Cut Value is .50 Đồ thị 3.5: Đồ thị Histogram biểu diễn điểm thực tế và dự báo của biến phụ thuộc trong mô hình chuyển dịch nông nghiệp - phi nông nghiệp Từ 0 đến 0,5 là những trường hợp quan sát không chuyển dịch sang phi nông nghiệp và từ 0,5 đến 1 là có chuyển dịch sang phi nông nghiệp. Trong phạm vi đồ thị phía trên những quan sát không trả được nợ có bảy số 1 lạc giữa các số 0, đó chính là các trường hợp dự báo