Phân tích trình bày trong Chương 4 cho thấy rõ rằng chính sách Đổi Mới đã có ảnh hưởng rất mạnh trên suất tăng của Tổng sản phẩm quốc nội qua việc thúc đẩy tíết kiệm và đầu tư trong nước, và nâng cao năng suất tổng hợp của các yếu tố đầu vào. Với mục đích khảo sát ảnh hưởng của Đổi Mới trong lãnh vực phát triển nông nghiệp, chương này sẽ đặt chủ tâm vào việc đo ảnh hưởng của Đổi Mới trên sản lượng nông nghiệp và khảo sát biến đổi trong năng suất của lao động và đất nông nghiệp trong khoảng thời gian 1986-2000.

1.      Khảo sát sơ lược

  Bảng 6-1 trình bày một vài chỉ số về sản suất nông nghiệp trong khoảng thời gian 1986-99. Để thấy rõ được đăc điiểm của ảnh hưởng của Đổi Mới, trong bảng này khoảng thời gian 14 năm dưới chính sách Đổi Mới được chia ra làm hai giai đoạn: các năm ngay sau khi Đổi Mới vừa được ban hành (1986-88), và các năm mà Đổi Mới đã được truyền bá sâu rộng trong các hoạt động kinh tế trong nước (1988-99).

 

 

  Sau đây là một vài nhận xét sơ lược quan sát được từ các số liệu thống kê trình bày trong Bảng 6-1. Trước hết có thể nhận xét được rằng tất cả các chỉ tiêu của cả bộ môn nông nghiệp cũng như các thành phần thực phẩm, chăn nuôi và cây trồng lâu năm đều chỉ suất tăng trung bình cao trong suốt 14 năm (4,8%～8,1%). Kế đến, năng suất tăng hàng năm của tất cả các chỉ tiêu đều có trị số tương đối thấp trong các năm ngay sau khi Đổi Mới được ban hành (1986-88) và trở nên cao hơn trong các năm sau (988-99). Điều này cho phép chúng ta đặt ra giả thuyết rằng Đổi Mới có ảnh hưỏng tương đối yếu trong các năm đầu, và ảnh hưởng này trở nên mạnh hơn theo quá trình thực thi chính sách. Cuối cùng, có thể quan sát được rằng diện tích đất nông nghiệp có suất tăng chậm so với suất tăng trên sản lượng của tất cả các phân loại sản phẩm nông nghiệp, chứng chỉ rằng phải có các yếu tố ngoài đất có tác dụng vào việc nâng cao sản lượng nông nghiệp trong khoảng thời gian 1986-99.

2.      Giả thuyết và mô hình phân tích

Cũng như trong công trình phân tích về Tổng sản phẩm trong nước trình bày trong Chương 4, ảnh hưởng của chính sách này  trên sản lượng nông nghiệp cũng có thể được xem như thưc hiện qua hai lối: gia tăng tài sản cố định mang đến từ gia tăng vốn đầu tư, và cải tiến năng suất tổng hợp của các yếu tố sản xuất (total factor productivity) mang đến bởi biến đổi trên mặt kỷ thuật và đường lối tổ chức (technical and institutional changes). Nói một cách cụ thể hơn, chương này đặt hai giả thuyết sau:

1)    Gia tăng tài sản cố định và cải tiến kỷ thuật giử vai trò trọng yếu trong viêc nâng cao sản lượng nông nghiệp trong thời kỳ Đổi Mới.

2)    Biến đổi trên mức kỷ thuât tức năng suất tổng hợp trong các năm 1986-98 đi theo bước đường thường thấy trong quá trình phổ biến các loại kỷ thuật mới (extension of new technology). Hay nói một cách cụ thể hơn, vì ảnh hưởng của quán tính, trong một vài năm sau khi Đổi Mới vừa được ban bố, năng suất tổng hợp tiếp tục duy trì mức độ thấp trước năm 1986. Chỉ đến hai ba năm sau ngày ban bố chính sách này mới bắt đầu có tác dụng rõ rệt trên mặt cải tiến kỷ thuật. Tác dụng này có cường độ tương đối yếu lúc đầu, rồI gia tốc khi cơ năng thị trường (market mechanism) được truyền bá rộng rãi, và cuốI cùng giảm tốc khi lợi điểm của kinh tế thị trường đã được thu hút gần hết.

Công việc đo ảnh hưởng của Đổi Mới bao gồm ba phần sau:

1)          Thiết lập một hàm số sản xuất để liên kết sản lượng nông nghiệp với các lượng nhập của các yếu tố đầu vào.

2)          Dùng hàm số sản xuất để dự đoán sản lượng trong trường hợp có và không có Đổi Mới, dựa theo giả định về điều kiện vốn đầu tư và mức kỷ thuật.

3)          So sánh sản lượng giữa hai trường hợp có và không có Đổi Mới.

  Như trong nhiều công trình nghiên cứu về kinh tế nông nghiệp, đặt một hàm số sản xuất theo dạng Cobb-Douglas như sau:

      Y_t = e^a+bDtL_t^αA_t^βK_t^γ                         (1)

Trong đó

  Y_t: giá trị sản lương nông nghiệp ở năm t (theo giá cố định)

  L_t: số người lao động trong năm t,

  A_t: diện tích đất nông nghiệp trong năm t,

  K_t: tài sản cố định trong nông nghiệp trong năm t (theo giá cố định).

  D_t: trị số của biến số trình bày mức kỷ thuật trong năm t, và

  a, b,α,β,γ: hệ số (α, β,γ: hệ số co dản sản xuất (production elasticity) của các yếu tố lao động, tư bản (tài sản cố định) và đất).

  Đặt giả định không có kinh tế qui mô (constant returns to scale, α+β+γ=1)[1], phương trình (1) trở thành phương trình (2) dưới dạng lô-ga-rít như sau:

ln(Y_t /A_t) = a+bD_t +α(lnL_t/A_t)+γln(K_t /A_t)          (2)

  Phương trình (2) bên trên diển tả sản lượng trên đơn vị diện tích đất bằng một hàm số của lượng nhập trên đơn vị diện tích đất của lao động và tư bản, và một biến số trình bày mức năng suất tổng hợp. Các hệ số của hàm số sản xuất này sẽ được tính bằng cách áp dụng phương pháp phân tích hồi qui (regression analysis), dùng tài liệu thống kê trong các năm 1986-98.

3.      Thiết lập tài liệu thống kê về tài sản cố định và lao động

  Để áp dụng phương trình (2) cần có số lượng thống kê về tổng sản lượng nông nghiệp, lượng lao động, diện tích đất, tài sản cố định, và các con số thích hợp để trinh bày mức kỷ thuật (năng suất tổng hợp của các yếu tố sản xuất). Tổng Cục Thông Kê có công bố khá đầy đủ số liệu về sản lượng và đất nông nghiệp, nhưng tài liệu về lao động thì không đầy đủ, và không có tài liệu về tài sản cố định. Vì vậy mục này sẽ được dành để giải thích lối suy tính tài sản cố định và lượng lao động. Mức kỷ thuật (năng suất tổng hợp) sẽ được bàn đến sau.

  Tài sản cố định được tính từ phương trình sau:

K_t = K_t-1 (1-σ) + I_t-1                            (3)

Trong đó

  K_t: tài sản cố đinh trong năm t,

  I_t-1: vốn đầu tư trong năm t-1, và

  σ: suất khấu hao (depreciation rate).

  Phương trình (3) trình bày tài sản cố định trong năm t (chẳng hạn như năm 1990) bằng tài sản cố định có trong năm trước (năm 1989) trừ phần hao mòn, cộng vốn đầu tư năm trước (năm 1989). Vì vậy có thể tính được số liệu về tài sản cố định cho suốt khoảng thời gian 1986-98 nếu có được số liệu về tài sản cố định năm 1986, số liệu về vốn đầu tư trong thời gian 1986-97, và suất khấu hao.

  Tài liệu về tài sản cố định trình bày trong Bảng 6-2 được suy tính dựa theo giả thuyết sau:

σ (suất khấu hao)[2] = 6%.

K₁₉₈₆ = 10351 (tỷ VN$)[3]

Số liệu thống kê về tài sản cố định vừa suy tính chỉ một khuynh hướng rõ rệt: tài sản cố định tăng rất chậm trong các năm trước 1990 (với suất tăng trung bình hàng năm là 3,8%) so với các năm sau 1990 (với suất tăng trung bình hàng năm là 6,1%). Điều này có vẻ hợp lý khi chúng ta nhớ ra rằng mặc dầu Đổi Mới được công bố vào năm 1986, phải đợI đến khoảng năm 1990 chính phủ Việt Nam mới bắt đầu nhận được nhiều viện trợ từ nước ngoài để có đủ tài khoản gia tăng vốn đầu tư vào các cơ sở hạ tầng nông nghiệp.

Về lao động, số liệu thống kê công bố bởi Tổng Cục Thống Kê chỉ một gia tăng quá lớn từ 18,6 triệu ngườI trong năm 1991 đến 22,0 triệu người trong năm 1992, với suất tăng cao hơn 18% một năm (xem TCTK trong Bảng 6-2). Số người lao động trong một ngành kinh tế còn chiếm một vị trí lớn trong toàn thể các hoạt động kinh tế như nông nghiệp ở Việt Nam không thể gia giảm nhanh như số liệu thống kê này, ngoại trừ trường hợp đăc biệt như có chiến tranh tạo ra một cuộc di cư qui mô lớn giữa thành thị và thôn quê. Vì lý do này tác giả suy tính một loạt số liệu thống kê mới về lao động nông nghiệp trong thời gian 1986-90, dựa theo giả định 3,3% suất tăng lao động giữa năm 1991 và năm 1982.

4.  Giả thuyết về tiến bộ kỷ thuật

  Trong các công trình nghiên cứu định lượng, thông thường mức kỷ thuật hoặc năng suất tổng hợp của các yếu tố sản xuất được trình bày bằng một loạt số liên tục 1,2 3,…, với giả định có suất tiến bộ kỷ thuật cố định trong suốt thời gian phân tích. Trong phân tích hồi qui trình bày trong bài này tác giả dùng hai loạt số sau cho biến số D, vớI mục đích kiểm chứng hai giả thuyết khác nhau trên suất tăng kỷ thuật

D₁ = (0, 0, 0, 0.5, 1, 2, 3, 4, 4.5, 6, 6.5, 7)       

D₂ = (1, 2, 3, 4, 5, 6, 7, 8, 9, 10, 11, 12, 13)  

 

  Hình 6-1 so sánh hai giả thuyết này. Trong khi D₂ là một đường thẳng, D₁ nằm ngang trong các năm 1986-88, bắt đầu nghiêng lên với góc nhỏ trong các năm 1988-90, góc này trở nên to hơn trong các năm 1990-96 rồi trở lại nhỏ trong các năm 1996-98. Như đã giải thích bên trên, D₁ trình bày giả thuyết cho rằng biến đổi trên mức kỷ thuật hoặc năng suất tổng hợp của các yếu tố sản xuất trong thời gian 1986-98 phản ảnh một cách trực tiếp hiệu quả của chính sách Đổi Mới. Vì thường phải cần một thời gian chừng vài năm để một chính sách như Đổi Mới bắt đầu có tác dụng, và khi bắt đầu có ảnh hưởng cường độ của ảnh hưởng này theo vết tích thường thấy trong các công trình truyền bá kỷ thuật: đi chậm lúc đầu, gia tăng tốc độ, rồi giảm tốc khi tiến gần đến trạng thái bảo hoà (khi tiến gần đến trang thái kinh tế thị trường).

  Giả thuyết kể bên trên về biến đổi trên suất tăng của mức kỷ thuật sẽ được kiểm chứng bằng cách so sánh R² và hệ số Durbin- Watson[4] giữa hàm số chứa D₁ và các hàm số khác. Như trình bày trong Hình 1, nếu trên sự thật suất tăng mức kỷ thuật theo dạng D₁ thì hàm số chứa D₂ sẽ tạo ra sai số âm trong các năm 1988-91 và sai số dương trong năm 1994-97, và từ đó hệ số Durbin-Watson và R² sẽ có trị số nhỏ trong hàm số chứa D₂ so với hàm số chứa D₁. Bài này đặt nhiều quan tâm trên điều này ví tầm quan trọng của nó trong việc thiết lập điều kiện về mức kỷ thuật trong hai trường hợp có và không có Đổi Mới, cần cho việc đo lường ảnh hưởng của chính sách này.

4.      Kết quả của phân tích hồi qui (regression analysis)

Ba hàm số trong Bảng 6-4 là kết quả của phân tích hồi qui (regression analysis) áp dụng vào tài liệu thống kê trình bày trong Bảng 6-3. Trong cả ba hàm số này, Hàm số (1) có thể được xem như tốt nhất, xét trên cả điều kiện năng suất cận biên (marginal productivity) của các yếu tố đấu vào, R², và hệ số Durbin- Watson. Trước hết 0<α,β,γ<1 thoả mãn điều kiện đòi hỏi năng suất cận biên của lao động, tài sản cố định và đất phải có dấu dương và giảm khi lượng nhập của các yếu tố này gia tăng. Hệ số Durbin- Watson tương đối cao chứng tỏ hàm số này không mắc trầm trọng vấn đề tương quan tự động (auto- correlation).

 

6.       Phân tích kế toán (growth accounting) trên gia tăng sản lượng nông nghiệp

  Sản lượng nông nghiệp toàn quốc tính theo giá cố định năm 1994 tăng từ 54.175 tỷ đồng trong năm 1986 đến 96.103 tỷ đồng trong năm 1998. Gia tăng này là tổng hợp kết quả của gia tăng số người lao động, diện tích đất, tài sản cố định, và cải tiến trên mặt kỷ thuật và tổ chức. Thật ra, nếu đặt ln(96103) - ln(54175) =0,5732[5] là 100% thì có thể dùng hàm số sản xuất để tính được trong 100% này mấy phần trăm là do gia tăng trong diện tích đất, mấy phần trăm do gia tăng tài sản cố định và mấy phần trăm mang đến bởi cải tiến trên mặt kỷ thuật và tổ chức, v.v.

Viết lại phương trình (3) bên trên dưới dạng biến đổi qua thời gian như sau:

ΔlnY_t = bΔD_t +αΔlnL_t +βΔlnA_t +γΔln(K_t)          (4)

  (Δ: chênh lệch giữa hai năm 1986 và 1998)

Phương trình (4) trình bày một lối kế toán cho gia tăng sản lượng (growth accounting) nông nghiệp, trong đó gia tăng trên sản lượng (tính bằng lô-ga-rít) được chia ra làm bốn phần: phần mang đến bởi cải tiến kỷ thuật, phần do lao động, phần do đất, và phần do tài sản cố định.

  Bảng 6-5 trình bày kết quả của phân tích theo lối kế toán này. Trong Bảng 6-5, hàng một chỉ gia tăng trong lượng nhập của các yếu tố sản xuất (đất, lao đông, tài sản cố định tính bằng lô-ga-rít) và mức kỷ thuật (trị số của biến số D). Hàng hai chỉ hệ số của các yếu tố này trong hàm số sản xuất (lấy từ Hàm số (1) trong Bảng 6-4). Hàng ba tính bằng cách nhơn các trị số trong hàng một với các hệ số trong hàng hai, chỉ gia tăng trong sản lượng (dưới dạng lô-ga-rít) mang đến bởi mỗi yếu tố. Hàng bốn trình bày lại hàng ba theo phần trăm.

  Kết quả trình bày trong Bảng 6-5 bộc lộ hai điểm quan trọng sau:

1)      CảI tiến kỷ thuật và tích trử tài sản cố định là hai nguyên nhân chính mang đến gia tăng sản lượng nông nghiệp. Cải tiến kỷ thuật chiếm 40% và tích trử tài sản cố định chiếm gần 30% trong gia tăng sản lượng nông nghiệp giữa hai năm 1986 và 1998.

2)      Đất nông nghiệp không là yếu tố quan trọng. Gia tăng trên diện tích đất chỉ mang đến được ít hơn 5% gia tăng trên sản lượng nông nghiệp giữa hai thời điểm 1986 và 1998.

  Dưới điều kiện có đất giới hạn như Việt Nam, kinh nghiệm mười lăm năm sau khi Đổi Mới được ban bố cho biết rằng chính sách này mang đến hiệu quả tốt qua gia tăng vốn đầu tư vào cơ sở hạ tầng và thúc đẩy kinh tế thị trường để mang đến cải tiến kỷ thuật và tổ chức.

7.       Đo năng suất các yếu tố sản xuất

  Năng suất cận biên (marginal productivity) và năng suất tổng hợp (total factor productivity) của các yếu tố đầu vào có thể được tính bằng các phương trình sau:

Năng suất cận biên của lao động:

MPL = αe^a+bDL^α-1A^βK^γ = α(Y/L)            (5)

Năng suất cận biên của đất:

MPA = βe^a+bDL^αA^β-1K^γ = β(Y/A)            (6)

  Năng suất tổng hợp:

TFP  =  e^a+bD                              (7)

 

 

  Bảng 6-6 trình bày biến đổi của các trị số này qua khoảng thời gian 1986-98. Năng suất lao động tăng 30% và năng suất đất tăng 52%. Suất gia tăng lớn trên năng suất đất rất dễ giải thích khi nhớ ra rằng trong khoảng thờI gian này diện tích đất nông nghiệp không rộng ra nhiều trong khi khuynh hướng thâm canh tiến mạnh với gia tăng lớn trên lượng của các yếu tố đầu vào như lao động và tài sản cố định cùng với cải tiến kỷ thuật. So với đất năng suất lao động tăng ít hơn nhưng gia tăng này có một ý nghĩa sâu đậm: Đổi Mới đã thành công rất lớn trên ý nghĩa chính sách này vừa thu hút được hết số lao động ngày một đông, vừa làm tăng được năng suất của ngườI lao động, một điều rất hiếm đối với các quốc gia đang phát triển (xem chi tiết trong mục 6-8 bên dưới).

  Ngoài vai trò trong toàn bộ kinh tế như cung cấp lương thực cho quốc dân, cung cấp nông sản để xuất khẩu và cung cấp nguyên liệu cho công nghiêp, phát triển nông nghiệp còn phải giữ một vai trò quan trọng khác là nâng cao mức thu nhập của các hộ nông nghiệp. Trong một nền kinh tế thi trường mức thu nhập của các hộ nông nghiệp phản ảnh một cách trực tiếp năng suất lao động và năng suất đất. Vì vậy các biến đổi qua thời gian của năng suất lao động và năng suất đất trình bày trong Bảng 6-6 chứng minh rằng đường lối phát triển nông nghiệp ở Việt Nam trong các năm 1986-98 đã đưa đến nhiều thành quả trên phương diện cải tiến mức thu nhập của các hộ nông nghiệp.

8.  Kế toán biến đổi năng suất

  Năng suất đất gia tăng 52% và năng suất lao động gia tăng 30% giữa hai năm 1986 và 1998. Biến đổi trong năng suất này là một kết quả hổn hợp của biến đổi trên lượng nhập của các yếu tố đầu vào và mức kỷ thuật. Các hệ số của Hàm số (1) trình bày trong Bảng 6-4 cũng có thể dùng cho công việc kế toán biến đổi trong năng suất đất và lao động.

  Hai phương trình (5) và (6) có thể được viết lại dưới dạng sai biệt giữa hai năm 1986 và 1998 như sau:

   ΔLnMPL = (α-1)ΔlnL+βΔlnA +γΔlnK + bΔD     (8)

   ΔLnMPA = αΔlnL+(β-1)ΔlnA +γΔlnK +bΔD     (9)

 Hai phương trình (8) và (9) chia biến đổi trong năng suất đất và lao động ra từng phần mang đến bởi biến đổi của từng biến số. Bảng 6-7 cho thấy gia tăng trong (ln) năng suất lao động giữa hai năm 1986 và 1998 bao gồm giảm sút 42% do gia tăng số người lao động (gia tăng lượng lao động làm giảm năng suất cận biên của lao động), gia tăng 11% do khuếch đại diện tích đất, gia tăng 54% do gia tăng lượng tài sản cố định, và gia tăng 78% do cải tiến kỷ thuật và tổ chức.

 

Như vậy chúng ta thấy được hai điểm quan trọng. Thứ nhầt, gia tăng vốn đầu tư và cải tiến kỷ thuật là hai yếu tố trọng yếu và khuyếch đại diện tích đất chỉ là một yếu tố phụ thuộc trong việc nâng cao năng suất lao động trong thời kỳ Đổi Mới. Kế đó, trong thờI kỳ Đổi Mới, cải thiện trên mặt kỷ thuật và tổ chức và gia tăng vốn đầu tư không những đã giúp các hoạt động nông nghiệp thu hút được lượng lao động ngày càng gia tăng mà còn nâng cao được mức năng suất lao động, một hiện tượng rất hiếm thấy trong các quốc gia đang phát triển.

 Về năng suất đất Bảng 6-7 cho thấy gia tăng trong năng suất này bao gổm 35% bởi gia tăng lượng lao động, -29% bởi gia tăng diện tích đất (gia tăng diện tích đất làm giảm năng suất cận biên của đất), 38% bởi gia tăng lượng tài sản cố định, và 56% bởi cải thiện trên mặt kỷ thuật và tổ chức.

9.  Đo ảnh hưởng của Đổi Mới trên sản lượng nông nghiệp

  Như đâ giải thích bên trên, ảnh hưởng của Đổi Mới là sai biệt giữa sản lượng lý luận (theoretical production value) và sản lượng giả thuyết (hypothetical production value) trong trường hợp không có chính sách này. Sản lượng lý luận là dự đoán của mức sản xuất thật tính bằng cách thay thế số lượng của L, A, K và trị số của D₁ trong Bảng 6-3 vào hàm số sản xuất (Hàm số (1) trong Bảng 6-4). Sản lượng giả thuyết sẽ được tính dựa theo giả thuyết về tài sản cố định và mức kỷ thuật như sau:

1)      Mức kỷ thuật hay mức năng suất tổng hợp của các yếu tố đầu vào trong suốt khoảng thời gian 1986-98 giữ mức độ trong các năm 1986-88 (D=0).

2)      Tài sản cố định trong các năm 1989-98 tiếp tục gia tăng theo suất 3,8% mỗi năm (3,8% là suất tăng trung bình hàng năm trong các năm 1986-90).

  Bảng 6-8 và Hình 6-2 trình bày sản lượng nông nghiệp trong hai trường hợp có và không có Đổi Mới. Kết quả của công trình nghiên cứu này cho thấy rằng Đổi Mới bắt đầu có ảnh hưởng trên sản lượng nông nghiệp vào khoảng năm 1989. Ảnh hưởng này tương đối nhỏ vào lúc đầu và dần dần khuếch đại theo quá trình thị trường hoá. Vào thời điểm năm 1998 thì chính sách này mang đến trên 30% gia tăng trong sản lượng (đặt sản lượng trong trường hợp không có Đổi Mới =100)