Mechanisms of livelihood capital transformation and policy evaluation among peri-urban households in Ho Chi Minh City
ThS. Nguyễn Thị Hà
Viện Nghiên cứu Phát triển TP. Hồ Chí Minh
NCS Trường Đại học Khoa học Xã hội và Nhân văn,
Đại học Quốc gia TP. Hồ Chí Minh
Email: 23931030202@hcmussh.edu.vn
(Quanlynhanuoc.vn) – Bài viết phân tích cơ chế chuyển hóa vốn sinh kế và đánh giá chính sách của hộ gia đình ven đô TP. Hồ Chí Minh. Kết quả PLS-SEM trên 385 hộ, kết hợp 16 phỏng vấn sâu, cho thấy vốn xã hội liên hệ mạnh nhất với đánh giá Chương trình (β = 0,406) nhưng không liên hệ trực tiếp với kết quả sinh kế (β = −0,065; p = 0,151). Mức tiếp cận tín dụng, chính sách hỗ trợ có quan hệ nghịch, dù nhỏ, với đánh giá Chương trình; phỏng vấn sâu cho thấy nguyên nhân nằm ở hạn mức, kỳ hạn vay và quy định sử dụng đất. Trong mô hình chính quyền hai cấp, bài viết đề xuất ba trọng tâm: đổi mới công cụ giám sát, đánh giá; linh hoạt hóa tín dụng nông nghiệp; và tháo gỡ rào cản sử dụng đất đa mục đích. Chính quyền cấp xã cần đứng ra bảo lãnh hợp đồng liên kết ba bên giữa nông dân và doanh nghiệp.
Từ khóa: Vốn xã hội; sinh kế ven đô; đánh giá chính sách; chính quyền địa phương; nông thôn mới.
Abstract: This article analyzes the mechanism of transforming livelihood capital and evaluates policies affecting peri-urban households in Ho Chi Minh City. PLS-SEM results from 385 households, combined with 16 in-depth interviews, show that social capital is most strongly associated with program evaluation (β = 0.406) but has no significant direct association with livelihood outcomes (β = – 0.065; p = 0.151). Access to credit and support policies is negatively, though weakly, associated with program evaluation; interviews attribute this to loan ceilings, loan terms, and land-use regulations. Within the two-tier administrative model, the article proposes three recommendations: reforming monitoring and evaluation tools; increasing flexibility in agricultural credit; and removing barriers to multi-purpose land use. Commune authorities should guarantee three-party contracts between farmers and firms.
Keywords: Social capital; peri-urban livelihoods; policy evaluation; local government; new rural development.
1. Đặt vấn đề
Khu vực ven đô tại Việt Nam hiện chịu sự chi phối kép của hai cơ chế phát triển: quá trình đô thị hóa – công nghiệp hóa do thị trường chi phối và Chương trình mục tiêu quốc gia xây dựng nông thôn mới (sau đây gọi là Chương trình) do Nhà nước điều phối. Huyện Củ Chi, TP. Hồ Chí Minh là trường hợp điển hình: cả 20 xã đạt chuẩn nông thôn mới từ năm 2015 trong khi đất nông nghiệp và lao động nông nghiệp suy giảm, nhưng khi rà soát theo bộ tiêu chí nâng cao giai đoạn 2021 – 2025, bình quân mỗi xã chỉ đạt 13,20/19 tiêu chí. Vì vậy, bài viết chuyển trọng tâm từ việc định lượng mức độ tích lũy vốn sang việc luận giải cơ chế chuyển hóa các nguồn vốn này thành kết quả sinh kế.
Sự hài lòng của người dân là một điều kiện để công nhận xã đạt chuẩn nông thôn mới. Quyết định số 19/2026/QĐ-TTg tiếp tục duy trì điều kiện này cho giai đoạn 2026 – 2030 và giao Ủy ban Trung ương Mặt trận Tổ quốc Việt Nam hướng dẫn cách lấy ý kiến người dân; riêng TP. Hồ Chí Minh quy định tỷ lệ hài lòng từ 95% trở lên đối với địa phương nông thôn mới nâng cao. Khi Chương trình bước sang giai đoạn 2026 – 2035 với bộ tiêu chí mới, nếu mức độ hài lòng được hình thành theo một cơ chế khác với kết quả sinh kế thì việc dùng nó để suy ra hiệu quả của Chương trình có thể làm giảm tính chuẩn xác trong đánh giá chính sách.
Đối tượng nghiên cứu của bài viết là cơ chế tương tác giữa các nguồn vốn sinh kế, năng lực tiếp cận nguồn lực, mức độ đánh giá chính sách của người dân và kết quả sinh kế hộ gia đình. Phạm vi nghiên cứu thực nghiệm được giới hạn tại địa bàn hai xã Thái Mỹ và Tân Phú Trung thuộc huyện Củ Chi, TP. Hồ Chí Minh trong giai đoạn 2025 – 2026. Bài viết trả lời ba câu hỏi: (1) Vốn xã hội liên hệ trực tiếp với kết quả sinh kế hay chỉ liên hệ với đánh giá Chương trình; (2) Mức thụ hưởng nguồn lực liên hệ thế nào với mức hài lòng của hộ; (3) Yếu tố văn hóa – xã hội nào giải thích các quan hệ đó.
2. Tổng quan nghiên cứu và khung phân tích
Khung sinh kế bền vững (Chambers & Conway, 1992; Scoones, 1998; DFID, 1999) là cách tiếp cận phổ biến trong nghiên cứu sinh kế nông thôn, dù khuôn khổ này từng nhận nhiều phê bình vì thiên về phản ánh trạng thái tích lũy tài sản/vốn thay vì luận giải cơ chế chuyển hóa giữa các nguồn vốn (Natarajan et al., 2022). Tại Việt Nam, một hướng nghiên cứu về xây dựng nông thôn mới so sánh các nguồn vốn sinh kế theo mức độ đạt chuẩn của địa phương. Khảo sát tại Hậu Giang của Võ Hồng Tú và Nguyễn Thùy Trang (2021) ghi nhận tỷ lệ tham gia đoàn thể, hội nhóm ở các xã đạt chuẩn cao hơn các xã còn lại; từ đó, hai tác giả cho rằng vốn xã hội được củng cố song hành cùng tiến trình thực hiện Chương trình (Võ Hồng Tú, Nguyễn Thùy Trang, 2021, tr. 28, 32). Cách tiếp cận này ngầm giả định một quan hệ tuyến tính: vốn xã hội tăng cùng kết quả thực thi chính sách và từ đó tự động cải thiện sinh kế. Giả định này khác với cách Bourdieu (1986, tr. 248) xem vốn xã hội: một nguồn lực gắn với vị thế của chủ thể trong một không gian xã hội xác định và có thể chuyển đổi sang các dạng vốn khác. Về cấu trúc, vốn xã hội thường được phân loại thành ba dạng: gắn kết, bắc cầu (Woolcock & Narayan, 2000, tr. 227) và liên kết – dạng vốn kết nối hộ gia đình với các thiết chế nắm giữ quyền lực và chi phối nguồn lực (Woolcock, 2001, tr. 13). Đáng chú ý, mặt trái của vốn xã hội chính là áp lực phải tuân thủ nghiêm ngặt các chuẩn mực cộng đồng (Portes, 1998, tr. 15-16). Ở nông thôn Việt Nam, vốn xã hội mang tính thiết chế gắn với Hội Nông dân, Hội Liên hiệp Phụ nữ và các đoàn thể khác, nay trực thuộc Mặt trận Tổ quốc Việt Nam theo Hiến pháp sửa đổi năm 2025 (8). Các đoàn thể đã phát huy rất tốt vai trò nền tảng trong việc củng cố sự gắn kết cộng đồng và làm cầu nối giữa người dân với chính quyền. Tuy nhiên, để mạng lưới này thực sự chuyển hóa thành “vốn xã hội liên kết” giúp tạo nguồn lực sinh kế mới, vẫn cần thêm những cơ chế trợ lực phù hợp.
Theo nhân học chính sách, sự thành công của một chương trình phát triển được duy trì bởi một “cộng đồng diễn giải” liên tục xây dựng hình ảnh thành công, tương đối độc lập với kết quả vật chất của chương trình (Mosse, 2004, tr. 646). Ngược lại, tiếp cận lựa chọn duy lý xem nông dân Việt Nam tính toán chi phí – lợi ích dựa trên trải nghiệm thực tế (Popkin, 1979). Vận dụng cách tiếp cận này, bài viết giả định rằng hộ đã thụ hưởng lượng giá chính sách từ lợi ích vật chất trực tiếp, còn hộ chưa thụ hưởng chủ yếu dựa vào các tín hiệu biểu trưng.
Bài viết phân biệt giữa tác động mang tính biểu trưng (sự đồng thuận, niềm tin và uy tín do chính sách kiến tạo) với kết quả vật chất (sự thay đổi nguồn lực, thu nhập và khả năng thích ứng rủi ro của hộ) – hai phương diện mà cách tiếp cận tuyến tính nêu trên chưa tách biệt. Khung phân tích theo đó duy trì năm nguồn vốn sinh kế và tích hợp thêm hai biến trung gian là mức độ tiếp cận nguồn lực và đánh giá của hộ dân về Chương trình (Hình 1). Từ đó, bài viết kiểm định hai giả thuyết cạnh tranh. H1a: nếu vốn xã hội vận hành như một tài sản, nó liên hệ trực tiếp với kết quả sinh kế. H1b: nếu vốn xã hội chủ yếu thể hiện sự tuân thủ chuẩn mực chính sách, nó chỉ liên hệ với đánh giá Chương trình.
3. Phương pháp nghiên cứu
Nghiên cứu sử dụng thiết kế nghiên cứu hỗn hợp kết hợp khảo sát cắt ngang. Khảo sát định lượng tiến hành từ tháng 5 – 6/2025, phỏng vấn sâu trong năm 2025 – 2026. Từ ngày 01/7/2025, xã Thái Mỹ được hợp nhất với Trung Lập Thượng, Phước Thạnh; xã Tân Phú Trung nhập vào xã Củ Chi; bài viết dùng tên gọi tại thời điểm khảo sát. Hai xã được chọn có chủ đích theo nguyên tắc tương phản: Thái Mỹ thuộc nhóm nông nghiệp chủ đạo, đô thị hóa thấp; Tân Phú Trung tiếp giáp khu công nghiệp, đô thị hóa cao. Tại mỗi xã, 02 ấp được chọn ngẫu nhiên hệ thống; tại mỗi ấp, khoảng 96 hộ được chọn ngẫu nhiên hệ thống từ danh sách hộ của địa phương. Cỡ mẫu n = 385 (độ tin cậy 95%, sai số 5%), người trả lời là chủ hộ hoặc thành viên nắm rõ sinh kế của hộ có độ tuổi từ 18 trở lên.
Mười sáu trường hợp phỏng vấn sâu được chọn có chủ đích từ danh sách hộ đã khảo sát, trên bốn mô thức sinh kế (thuần nông, đa dạng hóa, chuyển đổi phi nông nghiệp, có lao động di cư) và nhóm người am hiểu là trưởng ấp, cán bộ Hội Nông dân cơ sở. Người trả lời được thông báo mục đích nghiên cứu và được xin phép ghi âm; bản ghi được gỡ băng, mã hóa mở, mã hóa trục và đối chiếu chéo với kết quả định lượng.
Mô hình cấu trúc bình phương tối thiểu riêng phần được ước lượng trên phần mềm SmartPLS 4 với 10.000 mẫu lặp bootstrap, gồm 9 cấu trúc, 40 chỉ báo và 15 đường dẫn (Bảng 1). Năm nguồn vốn được khai báo là cấu trúc hình thành vì diện tích đất, học vấn hay bảo hiểm là thành tố cấu thành nguồn lực thay vì biểu hiện của nó (Diamantopoulos & Winklhofer, 2001). Kết quả sinh kế đo bằng tự đánh giá của hộ về mức thay đổi kể từ khi xã đạt chuẩn, đây là thước đo theo cảm nhận chứ không phải thu nhập khách quan.
Bảng 1. Hệ thống biến số và chỉ báo đo lường trong mô hình nghiên cứu
| Khái niệm | Dạng đo | Chỉ báo |
| Vốn con người | Hình thành | Học vấn; sức khỏe; tỷ lệ lao động |
| Vốn tự nhiên | Hình thành | Ln diện tích đất; hiện trạng sử dụng đất |
| Vốn vật chất | Hình thành | Tình trạng nhà ở; tài sản, đồ dùng |
| Vốn tài chính | Hình thành | Thu nhập hộ; tín dụng chính thức; bảo hiểm |
| Vốn xã hội | Hình thành | Tham gia tổ chức; nhận hỗ trợ cộng đồng |
| Tiếp cận hạ tầng, dịch vụ công | Phản ánh | 7 chỉ báo (điện, nước sạch, y tế, giao thông nông thôn…) |
| Tiếp cận tín dụng, chính sách hỗ trợ | Phản ánh | 2 chỉ báo (vay vốn ngân hàng; chương trình hỗ trợ của Nhà nước, tổ chức) |
| Đánh giá Chương trình | Phản ánh | 10 nhận định về kết quả Chương trình (kinh tế, mức sống, dịch vụ công, văn hóa – xã hội) |
| Kết quả sinh kế | Phản ánh | 9 chỉ báo tự đánh giá mức thay đổi (việc làm, thu nhập, dịch vụ công, môi trường, an ninh…) |
Trước khi ước lượng, các mục hạ tầng công cộng được chuyển từ vốn vật chất về cấu trúc tiếp cận dịch vụ, mã “chưa từng vay” (41,3% với nguồn phi chính thức) được xử lý như giá trị khuyết và chỉ báo gốc được dùng thay chỉ số trung bình cộng. Phân tích nhân tố trên 11 mục tiếp cận dịch vụ (loại hai mục không đạt hệ số tải) cho hai nhân tố tương ứng với hai chiều tiếp cận: hạ tầng (7 mục; hệ số tải 0,750 – 0,910) là hàng hóa công, còn tín dụng và chính sách hỗ trợ (2 mục; 0,900 – 0,947) là nguồn lực cạnh tranh, phân bổ không đều.
Chất lượng đo lường đạt các ngưỡng khuyến nghị (Hair et al., 2019): 28 chỉ báo phản ánh có hệ số tải trên 0,708; Cronbach’s alpha từ 0,898 đến 0,985, độ tin cậy tổng hợp từ 0,951 đến 0,986 và phương sai trích trung bình từ 0,765 đến 0,907; tỷ số dị biệt, đơn biệt cao nhất 0,530; hệ số phóng đại phương sai của chỉ báo hình thành từ 1,000 đến 1,181. Mô hình giải thích 39,9% phương sai của đánh giá Chương trình và 50,4% của kết quả sinh kế.
- 4. Kết quả nghiên cứu và thảo luận
4.1. Mối liên hệ giữa vốn xã hội với đánh giá chính sách và kết quả sinh kế
Trong 15 đường dẫn, 12 đường dẫn có ý nghĩa thống kê ở mức p < 0,05 (Hình 1, Bảng 2). Vốn xã hội là yếu tố dự báo mạnh nhất đối với đánh giá tích cực về Chương trình (β = 0,406; p < 0,001) và là đường dẫn duy nhất đạt mức tác động trung bình (f² = 0,237), nhưng đường dẫn trực tiếp tới kết quả sinh kế không có ý nghĩa (β = −0,065; p = 0,151).
Hình 1. Mô hình đánh giá tác động của các nguồn vốn sinh kế và năng lực tiếp cận chính sách (n = 385)
Đường nét liền: có ý nghĩa thống kê. Đường nét đứt: không có ý nghĩa thống kê (ns).
*** p < 0,001; **p < 0,01; n = 385 hộ; bootstrap 10.000 mẫu lặp lại.
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả (2026)
Bảng 2. Hệ số đường dẫn tới đánh giá Chương trình và kết quả sinh kế (n = 385)
| Biến độc lập | β | t | p | f² |
| Các đường dẫn tới biến đánh giá Chương trình | ||||
| Vốn xã hội | 0,406 | 8,608 | < 0,001 | 0,237 |
| Vốn tài chính | 0,318 | 7,496 | < 0,001 | 0,131 |
| Vốn vật chất | 0,206 | 3,759 | < 0,001 | 0,044 |
| Vốn tự nhiên | 0,177 | 3,650 | < 0,001 | 0,034 |
| Tiếp cận tín dụng, chính sách hỗ trợ | −0,105 | 2,689 | 0,007 | 0,014 |
| Vốn con người | −0,090 | 1,908 | 0,056 | 0,013 |
| Tiếp cận hạ tầng, dịch vụ công | −0,001 | 0,018 | 0,986 | 0,000 |
| Các đường dẫn tới biến kết quả sinh kế | ||||
| Vốn tài chính | 0,280 | 5,852 | < 0,001 | 0,109 |
| Tiếp cận tín dụng, chính sách hỗ trợ | 0,264 | 6,043 | < 0,001 | 0,108 |
| Tiếp cận hạ tầng, dịch vụ công | 0,255 | 5,256 | < 0,001 | 0,069 |
| Vốn vật chất | −0,175 | 4,192 | < 0,001 | 0,037 |
| Đánh giá Chương trình | 0,175 | 3,629 | < 0,001 | 0,037 |
| Vốn con người | 0,166 | 2,822 | 0,005 | 0,052 |
| Vốn tự nhiên | 0,166 | 3,903 | < 0,001 | 0,035 |
| Vốn xã hội | −0,065 | 1,436 | 0,151 | 0,006 |
Hiệu ứng gián tiếp của vốn xã hội qua đánh giá Chương trình có ý nghĩa (β = 0,071; p < 0,001), tức dạng trung gian chỉ gián tiếp theo phân loại của Zhao et al. (2010); kết quả này ủng hộ H1b. Tuy nhiên, hiệu ứng gián tiếp nhỏ và bị hệ số trực tiếp âm triệt tiêu, nên tổng tác động lên kết quả sinh kế không khác 0 (β = 0,006; p = 0,875). Xếp theo tổng tác động lên kết quả sinh kế, ba yếu tố lớn nhất là vốn tài chính (0,336), tiếp cận hạ tầng, dịch vụ công (0,255) và tiếp cận tín dụng, chính sách hỗ trợ (0,245). Hệ số âm của vốn vật chất (−0,175, trong khi tương quan thô là +0,239) là hiệu ứng triệt tiêu: khi đã kiểm soát tiếp cận dịch vụ, tài sản của hộ có quan hệ nghịch với kết quả sinh kế; hệ số này cần được đọc thận trọng do vốn vật chất tương quan với các biến tiếp cận.
Vốn xã hội trong mô hình được đo qua tham gia tổ chức và nhận hỗ trợ cộng đồng; trong mẫu, 64,4% hộ có thành viên tham gia Hội Nông dân, 12,2% tham gia Hội Liên hiệp Phụ nữ và 29,1% không tham gia tổ chức nào. Điều người dân mô tả về mạng lưới cộng đồng chủ yếu là trao đổi kinh nghiệm và thông tin, hơn là dòng nguồn lực vật chất: “Cô có tham gia vào cái tổ hợp tác trồng rau sạch của ấp. Mấy anh em cùng nhau trao đổi kinh nghiệm, rồi cũng có cán bộ nông nghiệp xuống hướng dẫn. Cái hay là mình có thể mua vật tư chung, giá rẻ hơn. Nhưng mà đầu ra thì vẫn…” (PVS 1, nữ, 60 tuổi, xã Thái Mỹ, trồng rau màu kết hợp chăn nuôi heo).
Theo PVS 1, tổ hợp tác giúp giảm chi phí đầu vào và lan truyền kỹ thuật nhưng không giải quyết được khâu tiêu thụ. Dưới tác động của cơ giới hóa nông nghiệp và quá trình dịch chuyển lao động trẻ sang khu vực công nghiệp, tập quán đổi công truyền thống đã dần mai một: “Bù lại, có giống mới hay thuốc gì hiệu quả là bà con nhắn nhau liền. Chia sẻ kinh nghiệm giờ quý hơn đổi công” (PVS 2, nam, 46 tuổi, xã Tân Phú Trung, trồng rau và cây ăn trái). Nội dung trao đổi vì vậy đã chuyển từ lao động sang thông tin, và một phần chuyển lên không gian mạng: nông dân tra cứu cách trị bệnh cây trồng trên YouTube (PVS 3). Quan hệ cộng đồng được duy trì nhưng không tạo ra dòng nguồn lực đủ lớn để thay đổi kết quả sinh kế, điều tương thích với tổng tác động không có ý nghĩa của vốn xã hội lên kết quả sinh kế (β = 0,006; p = 0,875). Các trường hợp phỏng vấn cho thấy vốn xã hội chuyển hóa thành vốn kinh tế khi đi qua một thiết chế có tính bảo chứng: “Hàng năm, hai bên sẽ ký kết một hợp đồng ba bên: giữa nông dân và công ty, có sự chứng kiến của đại diện Đảng ủy, Ủy ban xã (do Hội Nông dân đại diện đứng ra làm trung gian). Việc này nhằm đảm bảo quyền lợi chính đáng cho bà con sản xuất.” (PVS 3, nam, 59 tuổi, Chi hội trưởng Hội Nông dân, xã Thái Mỹ).
Mô hình liên kết sản xuất bắp giống này được Đảng ủy, Ủy ban nhân dân xã Thái Mỹ mời doanh nghiệp về từ khoảng năm 1995 – 1997 và duy trì đến nay; khi doanh nghiệp đến, “xã đứng ra bảo lãnh và ký hợp đồng” (PVS 3). Theo người trả lời, lợi nhuận từ bắp giống so với trồng lúa “bình quân là gấp ba lần, người nào làm giỏi kỹ thuật thì mới được bốn lần” (PVS 3). Tương tự, tổ hợp tác 5 hộ trồng lúa theo hướng hữu cơ liên kết với một công ty phân bón hữu cơ sinh học được thu mua 12.000 đồng/kg so với 7.000 – 8.000 đồng/kg ngoài thị trường, đổi lại hộ “phải tuân thủ nghiêm ngặt quy trình bón phân của họ” (PVS 7, nam, 72 tuổi, Tổ trưởng tổ hợp tác, xã Thái Mỹ). Ngược lại, khi thiếu bảo chứng thể chế, rủi ro dồn về phía hộ: ở nơi “chỉ có 1-2 thương lái đến mua lúa”, lúa tươi cắt tại ruộng chỉ được mua 8.000 đồng/kg trong khi “nơi khác lúa 10.000 – 12.000 đồng/kg” (PVS 8, nữ, 57 tuổi, xã Tân Phú Trung). Chênh lệch kinh tế chỉ xuất hiện khi quan hệ xã hội được thể chế hóa thành cam kết có chủ thể bảo lãnh – vốn xã hội liên kết (Woolcock, 2001).
4.2. Mối liên hệ giữa mức độ tiếp cận chính sách và đánh giá của người thụ hưởng
Mức tiếp cận hạ tầng – dịch vụ công, vốn là nội dung Chương trình đầu tư nhiều nhất với 7.804 công trình giai đoạn 2010 – 2015, không có quan hệ đạt ý nghĩa với đánh giá Chương trình (β = −0,001; p = 0,986). Mức tiếp cận tín dụng và chính sách hỗ trợ mang dấu âm (β = −0,105; p = 0,007) dù quan hệ thuận chiều với kết quả sinh kế (β = 0,264; p < 0,001), phù hợp với phát hiện về vai trò của vốn vay đối với thu nhập nông hộ ở Hậu Giang (biến tiếp cận vốn vay có tác động tỷ lệ thuận với hệ số hồi quy là 7,44) (Võ Hồng Tú và Nguyễn Thùy Trang, 2021, tr. 31-32). Người đã vay vốn, nhận hỗ trợ nắm cụ thể hạn mức, kỳ hạn, điều kiện nên phê phán cụ thể: “Mong thành phố có những nguồn vốn vay ưu đãi hơn về lãi suất, cho vay nhiều hơn và kéo dài thời gian đáo hạn để nông dân mạnh dạn đầu tư. Hiện tại vay chỉ được 2 năm (24 tháng) mà hạn mức tối đa bên Hội Nông dân chỉ 100 triệu đồng đổ lại. Thời gian ngắn quá, nhiều khi chưa thu hoạch đã đến hạn trả rồi.” (PVS 4, nam, 63 tuổi, xã Tân Phú Trung, thuê đất trồng cây phát tài kết hợp nuôi ếch). “Nhiều hộ vay 50 triệu gặp dịch heo tai xanh hay dịch tả là sập tiệm, không có tiền trả nợ luôn.” (PVS 5, nữ, 40 tuổi, chăn nuôi, xã Tân Phú Trung)
Phỏng vấn sâu cho thấy, sự không hài lòng của nhóm có mức độ thụ hưởng chính sách cao bắt nguồn từ độ vênh giữa công cụ tín dụng và nhu cầu đầu tư của nông nghiệp ven đô: “nhiều dự án lớn như trồng lan, cây kiểng tiền tỷ mà vay 20-30 triệu thì không đủ đầu tư hệ thống” (PVS 4). Chi phí đầu vào làm tăng thêm áp lực vốn: “Phân DAP giờ khoảng 1,6 triệu đồng một bao rồi”, trong khi giá nông sản bị để “mặc cho thị trường tự do muốn lên xuống thế nào thì lên xuống”; “một số nhà màng dưa lưới trên địa bàn vì vậy đã bỏ trống” (PVS 3). Quy định sử dụng đất còn tạo rào cản đối với đa dạng hóa sang du lịch nông nghiệp: chủ vườn không xin phép được xây dựng công trình phụ trợ tạm thời để đón khách du lịch, nên ngay cả những nhà vườn lớn 4 – 5 mẫu “cũng bị vướng không được phép xây dựng các công trình phụ trợ mà đành dừng lại, cắt hợp đồng tour” (PVS 11, đại diện địa phương, hội viên Hội Nông dân). Người có dư nợ tín dụng lớn cũng là người đầu tư nhiều nhất, nên trực tiếp gánh chịu các điểm nghẽn này; hệ số âm đối với đánh giá Chương trình có thể được nhìn nhận như biểu hiện thống kê của trải nghiệm đó.
Hệ số nghịch tuy nhỏ (f² = 0,014) nhưng nhất quán với sự phân hóa trong lời kể của người được phỏng vấn. Người trực tiếp làm trung gian kết nối nêu cụ thể các rào cản thể chế: “Để một sản phẩm của người dân vào được các chuỗi đó đòi hỏi rất nhiều yếu tố, quy định khắt khe mà người dân khó lòng đáp ứng được” (PVS 3). Ở chiều ngược lại, nhóm người dân đứng ngoài các chương trình hỗ trợ sản xuất lại có xu hướng đánh giá tích cực dựa trên những bề nổi của mảng an sinh xã hội: “Vấn đề trợ giúp cho người khó khăn, người già neo đơn hay người nghèo thì địa phương, xã này cũng lo chu đáo, dịp Tết đều có quà cáp” (PVS 6, nữ, 62 tuổi, xã Thái Mỹ). Phù hợp với tiếp cận lựa chọn duy lý (Popkin, 1979), nhóm đã thụ hưởng đánh giá Chương trình từ trải nghiệm trực tiếp với hạn mức, kỳ hạn vay và giá thị trường, còn nhóm đứng ngoài dựa vào các tín hiệu an sinh dễ thấy. Vì vậy, hệ số âm không đồng nghĩa với việc tiếp cận tín dụng làm suy giảm niềm tin. Thực chất, đánh giá của nhóm đã vay vốn phản ánh những rào cản thực tế họ trực tiếp gặp phải về hạn mức, kỳ hạn và quy định đất đai – những điểm nghẽn mà nhóm chưa thụ hưởng không trải nghiệm.
4.3. Vai trò của tính biểu trưng và sự đồng thuận xã hội trong đánh giá chính sách
Đánh giá Chương trình liên hệ với vốn xã hội (β = 0,406) mạnh hơn nhiều so với mức tiếp cận nguồn lực (β = − 0,105 và − 0,001). Vận dụng khái niệm vốn tượng trưng (uy tín, sự thừa nhận) của Bourdieu (1986), có thể xem việc hội viên đoàn thể tái sản xuất diễn ngôn đồng thuận là một cách duy trì vị thế và tuân thủ chuẩn mực cộng đồng, phù hợp với lập luận của Mosse (2004) và Portes (1998).
Kết quả này không phủ nhận chức năng tương trợ và chia sẻ thông tin của các đoàn thể (mục 4.1), nhưng chức năng đó không tự chuyển thành chuỗi giá trị nông sản nếu thiếu chủ thể bảo lãnh. Quan hệ thuận giữa tham gia đoàn thể và đánh giá Chương trình vì vậy có thể đo mức hội nhập vào hệ chuẩn mực địa phương hơn là năng lực tạo sinh kế.
Dưới góc độ quản lý nhà nước, sự hài lòng không thể dùng thay thế cho chỉ báo hiệu quả sinh kế. Tỷ lệ hài lòng thu được qua quy trình lấy ý kiến hiện hành thường rất cao, điển hình như mức 99% tại Củ Chi năm 2023, do đó đã che lấp sự phân hóa trong đánh giá của các nhóm hộ mà dữ liệu khảo sát thực chứng ghi nhận được. Vì vậy, công cụ đánh giá cần đo riêng giá trị biểu trưng (sự đồng thuận chính trị) và giá trị vật chất (thu nhập, khả năng thích ứng rủi ro).
5. Kết luận
Tại hai xã ven đô được khảo sát, kết quả định lượng và phỏng vấn sâu cho thấy sự hài lòng của người dân và kết quả sinh kế liên hệ với hai nhóm yếu tố khác nhau: sự hài lòng liên hệ mạnh nhất với vốn xã hội (β = 0,406), trong khi kết quả sinh kế liên hệ với vốn tài chính (tổng tác động 0,336), tiếp cận hạ tầng, dịch vụ công (0,255) và tiếp cận tín dụng, chính sách hỗ trợ (0,245). Từ các kết quả trên, bài viết đề xuất ba nhóm giải pháp cho giai đoạn 2026 – 2030 trong mô hình chính quyền địa phương hai cấp:
Một là, đổi mới công cụ giám sát và đánh giá chính sách. Phiếu lấy ý kiến hài lòng nên tách hai nhóm câu hỏi: mức đồng thuận với Chương trình (hiệu quả biểu trưng) và thay đổi về thu nhập, việc làm, khả năng chống chịu rủi ro của hộ (hiệu quả vật chất). Kết quả của nhóm hộ đã vay vốn, nhận hỗ trợ nên được tổng hợp và báo cáo riêng, vì đây là nhóm nêu cụ thể nhất các rào cản về hạn mức, kỳ hạn vay và quy định sử dụng đất (Chính phủ, 2025).
Hai là, hoàn thiện chính sách tín dụng và quản lý rủi ro nông nghiệp. Ủy ban nhân dân Thành phố cần chỉ đạo các tổ chức tín dụng và Quỹ Hỗ trợ nông dân rà soát các gói vay trên cơ sở quy định hiện hành về cho vay phát triển nông nghiệp, nông thôn và về Quỹ Hỗ trợ nông dân (Chính phủ, 2023). Hạn mức 100 triệu đồng và thời hạn 24 tháng của khoản vay qua Hội Nông dân mà người được phỏng vấn nêu (PVS 4) chưa tương thích với chu kỳ sản xuất và nhu cầu đầu tư của các mô hình nông nghiệp đô thị giá trị cao như trồng lan, dưa lưới trong nhà màng. Các gói vay này cần đi kèm bảo hiểm nông nghiệp để hộ chia sẻ rủi ro dịch bệnh, môi trường và biến động giá vật tư đầu vào.
Ba là, tháo gỡ điểm nghẽn về đất đai và phát huy vai trò bảo lãnh của chính quyền cơ sở. Chính quyền cấp xã cần chủ động làm trung gian, bảo lãnh các hợp đồng liên kết giữa nông dân và doanh nghiệp để ổn định đầu ra cho các sản phẩm nông nghiệp của người nông dân. Luật Đất đai năm 2024 và Nghị định số 102/2024/NĐ-CP đã cho phép sử dụng đất nông nghiệp kết hợp với mục đích thương mại, dịch vụ và thẩm quyền phê duyệt phương án góp quyền sử dụng đất, điều chỉnh lại đất đai cũng đã được phân định cụ thể cho chính quyền địa phương (Chính phủ, 2025). Tuy vậy, nhà vườn được phỏng vấn vẫn không xin được phép xây dựng công trình phụ trợ tạm thời (nhà sơ chế, chòi dừng chân, công trình vệ sinh) để làm du lịch nông nghiệp (PVS 11). Thành phố cần ban hành hướng dẫn cụ thể về điều kiện, thủ tục cấp phép các công trình này.
Tài liệu tham khảo:
Bourdieu, P. (1986). The forms of capital. In J. G. Richardson (Ed.), Handbook of theory and research for the sociology of education (pp. 241–258). New York: Greenwood Press.
Chambers, R., & Conway, G. (1992). Sustainable rural livelihoods: Practical concepts for the 21st century (IDS Discussion Paper 296). Brighton: Institute of Development Studies.
Chính phủ (2018). Nghị định số 58/2018/NĐ-CP ngày 18/4/2018 về bảo hiểm nông nghiệp.
Chính phủ (2023). Nghị định số 37/2023/NĐ-CP ngày 24/6/2023 về Quỹ Hỗ trợ nông dân.
Chính phủ (2024). Nghị định số 102/2024/NĐ-CP ngày 30/7/2024 quy định chi tiết thi hành một số điều của Luật Đất đai.
Chính phủ (2025). Nghị định số 151/2025/NĐ-CP ngày 12/6/2025 quy định về phân định thẩm quyền của chính quyền địa phương hai cấp, phân quyền, phân cấp trong lĩnh vực đất đai.
Chính phủ (2025). Nghị định số 156/2025/NĐ-CP ngày 16/6/2025 sửa đổi, bổ sung một số điều của Nghị định số 55/2015/NĐ-CP về chính sách tín dụng phục vụ phát triển nông nghiệp, nông thôn.
DFID (1999). Sustainable livelihoods guidance sheets. London: Department for International Development.
Diamantopoulos, A., & Winklhofer, H. M. (2001). Index construction with formative indicators: An alternative to scale development. Journal of Marketing Research, 38(2), 269–277.
Hair, J. F., Risher, J. J., Sarstedt, M., & Ringle, C. M. (2019). When to use and how to report the results of PLS-SEM. European Business Review, 31(1), 2–24.
Mosse, D. (2004). Is good policy unimplementable? Reflections on the ethnography of aid policy and practice. Development and Change, 35(4), 639–671.
Natarajan, N., Newsham, A., Rigg, J., & Suhardiman, D. (2022). A sustainable livelihoods framework for the 21st century. World Development, 155, 105898.
Popkin, S. L. (1979). The rational peasant: The political economy of rural society in Vietnam. Berkeley: University of California Press.
Portes, A. (1998). Social capital: Its origins and applications in modern sociology. Annual Review of Sociology, 24, 1–24.
Ủy ban nhân dân TP. Hồ Chí Minh (2016). Báo cáo số 16/BC-UBND ngày 01/02/2016 về thực hiện Chương trình mục tiêu quốc gia xây dựng nông thôn mới giai đoạn 2010 – 2015.
Ủy ban nhân dân huyện Củ Chi (2023). Báo cáo tình hình kinh tế – xã hội, quốc phòng – an ninh năm 2023, mục tiêu Chương trình xây dựng nông thôn mới và chỉ tiêu 22.
Ủy ban nhân dân TP. Hồ Chí Minh (2023). Quyết định số 2475/QĐ-UBND ngày 16/6/2023 ban hành Bộ tiêu chí huyện nông thôn mới nâng cao gắn với đô thị hóa giai đoạn 2021 – 2025.
Ủy ban Thường vụ Quốc hội (2025). Nghị quyết số 1685/NQ-UBTVQH15 ngày 16/6/2025 về sắp xếp các đơn vị hành chính cấp xã của TP. Hồ Chí Minh năm 2025, Điều 1.
Quốc hội (2025). Nghị quyết số 257/2025/QH15 ngày 11/12/2025 phê duyệt chủ trương đầu tư Chương trình mục tiêu quốc gia giai đoạn 2026 – 2035.
Thủ tướng Chính phủ (2025). Quyết định số 51/2025/QĐ-TTg ngày 29/12/2025 ban hành Bộ tiêu chí quốc gia về nông thôn mới giai đoạn 2026 – 2030.
Thủ tướng Chính phủ (2026). Quyết định số 19/2026/QĐ-TTg ngày 28/4/2026 quy định điều kiện công nhận xã đạt chuẩn nông thôn mới, nông thôn mới hiện đại giai đoạn 2026 – 2030.
Scoones, I. (1998). Sustainable rural livelihoods: A framework for analysis (IDS Working Paper 72). Brighton: Institute of Development Studies.
Võ Hồng Tú & Nguyễn Thùy Trang (2021). Vốn sinh kế và giải pháp nâng cao thu nhập cho nông hộ trên địa bàn tỉnh Hậu Giang xây dựng nông thôn mới. Tạp chí Khoa học Đại học Mở TP. Hồ Chí Minh – Khoa học Xã hội, tập 16, số 2, tr. 20 – 35.
Woolcock, M. (2001). The place of social capital in understanding social and economic outcomes. ISUMA: Canadian Journal of Policy Research, 2(1), 11–17.
Woolcock, M., & Narayan, D. (2000). Social capital: Implications for development theory, research, and policy. The World Bank Research Observer, 15(2), 225–249.
Zhao, X., Lynch, J. G., & Chen, Q. (2010). Reconsidering Baron and Kenny: Myths and truths about mediation analysis. Journal of Consumer Research, 37(2), 197–206.
