Phân tích quan hệ giữa biến động sử dụng đất và biến đổi của một số yếu tố khí hậu, thiên tai tại tỉnh Hà Tĩnh

191 JOURNAL OF SCIENCE OF HNUE DOI: 10.18173/2354-1059.2017-0023 Natural Sci. 2017, Vol. 62, No. 3, pp. 191-198 This paper is available online at PHÂN TÍCH QUAN HỆ GIỮA BIẾN ĐỘNG SỬ DỤNG ĐẤT VÀ BIẾN ĐỔI CỦA MỘT SỐ YẾU TỐ KHÍ HẬU, THIÊN TAI TẠI TỈNH HÀ TĨNH Phạm Vũ Chung Khoa Địa lí - Quản lí Tài nguyên, Trường Đại học Vinh Tóm tắt. Biến đổi khí hậu gia tăng tần suất, cường độ hạn hán, ngập lụt, hoang mạc hóa... là một trong những nguyên nhân quan trọng gây biến động đất sản xuất nông nghiệp tại tỉnh Hà Tĩnh. Để phân tích ảnh hưởng của một số các yếu tố khí hậu và thiên tai đến biến động sử dụng đất nông nghiệp ở tỉnh Hà Tĩnh trong giai đoạn 2005 - 2015 chúng tôi đã sử dụng mô hình hồi quy logistic đa biến nhằm xác định tương quan giữa sự biến động sử dụng đất nông nghiệp với sự thay đổi của một số yếu tố khí hậu và thiên tai. Kết quả tính toán cho thấy: Biến động sử dụng đất có tương quan thuận với sự thay đối của nhiệt độ,mức độ khô hạn, ngập lụt, thoái hóa đất và có tương quan nghịch với sự thay đổi của lượng mưa năm, trong đó ngập lụt có tác động thuận lớn nhất đến biến động sử dụng đất. Từ khóa: Biến động sử dụng đất, biến đổi khí hậu, các yếu tố khí hậu, thiên tai, mô hình hồi quy logistic, Hà Tĩnh. 1. Mở đầu Sử dụng đất, đặc biệt đất nông nghiệp tại Hà Tĩnh trong thời gian gần đây có nhiều biến động. Có nhiều nguyên nhân gây biến động sử dụng đất (BĐSDĐ) và một trong những nguyên nhân quan quan trọng là do tác động của biến đổi khí hậu (BĐKH) và thiên tai. Số liệu thực tế cho thấy: Trong giai đoạn 2005 - 2015 sự thay đổi của nhiệt độ, lượng mưa và sự gia tăng tần suất, cường độ của nắng nóng, mưa lớn đã làm gia tăng ngập lụt, hạn hán, hoang mạc hóa... làm cho nhiều diện tích đất nông nghiệp như đất lúa, đất hoa màu, đất nuôi trồng thủy sản... không thể sản xuất được và buộc phải chuyển đổi sang mục đích sử dụng khác hoặc bỏ hoang hóa [1]. Tuy nhiên, việc đánh giá định lượng những tác động này gặp nhiều khó khăn, đòi hỏi chuỗi số liệu về đối tượng gây tác động và đối tượng bị tác động phải có đủ độ dài thống kê. Trong trường hợp cụ thể ở tỉnh Hà Tĩnh, do không có các chuỗi số liệu thống kê đủ dài chúng tôi đã chọn cách tiếp cận đánh giá định tính, thông qua việc phân tích mối tương quan/quan hệ giữa BĐSDĐ và sự thay đổi của một số yếu tố khí hậu và hiện tượng thiên tai trong xu thế BĐKH trong giai đoạn 2005 - 2015 tại tỉnh Hà Tĩnh bằng mô hình hồi quy logistic đa biến. 2. Nội dung nghiên cứu 2.1. Phương pháp nghiên cứu và nguồn số liệu 2.1.1. Phân tích hồi quy logistic đa biến Để phân tích ảnh hưởng của một số yếu tố khí hậu và thiên tai đến BĐSDĐ ở tỉnh Hà Tĩnh trong giai đoạn 2005 - 2015, tác giả đã sử dụng phương pháp hồi quy logistic đa biến. Ngày nhận bài: 11/11/2016. Ngày nhận đăng: 12/1/2017. Tác giả liên hệ: Phạm Vũ Chung, e-mail: vuchungdhv@gmail.com Phạm Vũ Chung 192 Phương pháp phân tích hồi quy Binary Logistic là một kĩ thuật thống kê sử dụng biến phụ thuộc dạng nhị phân để ước lượng xác suất một sự kiện sẽ xảy ra với những thông tin của biến độc lập mà ta có được. Phân tích hồi quy có ưu điểm là thể hiện mối liên hệ giữa các yếu tố bằng một phương trình hồi quy. Các hệ số hồi quy là một trong những biểu hiện của mối liên hệ giữa các yếu tố nghiên cứu. Tiến hành phân tích hồi quy logistic đa biến bằng phần mềm SPSS.20 để xác định mối tương quan giữa các yếu tố khí hậu đối với BĐSDĐ. Mô hình hàm hồi quy logistic đa biến có dạng: P(Y = 1) = e୆బ ା ୆భ .ଡ଼భ ା ୆మ .ଡ଼మ ା⋯ ା ୆౤.ଡ଼౤ 1 + e୆బ ା ୆భ .ଡ଼భ ା ୆మ .ଡ଼మ ା⋯ ା ୆౤.ଡ଼౤ (1) Hoặc có thể viết dưới dạng: log ቆ(Y = 1)(Y = 0)ቇ = B଴+ BଵXଵ + BଶXଶ + ⋯ + B୬X୬ (2) trong đó: X1, X2, ...., Xn: Các biến độc lập; B1, B2, ..., Bn: Hệ số hồi quy của các biến độc lập. Hệ số B phản ánh lượng biến thiên của Y khi một đơn vị X thay đổi (khi biến Xi thay đổi một đơn vị và các biến số khác không thay đổi thì Y thay đổi Bi đơn vị); B0: Hằng số; P(Y=1) = P0: là xác suất xảy ra BĐSDĐ; P (Y=0) = 1 - P (Y=1): là xác suất không xảy ra BĐSDĐ. Độ phù hợp tổng thể của mô hình được đánh giá dựa vào chỉ tiêu -2LL (-2log likelihood). Giá trị -2LL càng nhỏ thể hiện độ phù hợp cao. Đại lượng Wald χ2 được sử dụng để kiểm định ý nghĩa thống kê của hệ số hồi quy tổng thể. Kiểm định Wald (kiểm định giả thuyết hồi quy khác không). Nếu hệ số hồi quy B đều bằng 0 thì tỉ lệ chênh lệch giữa các xác suất sẽ bằng 1, tức xác suất để sự kiện xảy ra hay không xảy ra như nhau, lúc đó mô hình hồi quy không có tác dụng dự đoán. Đại lượng Wald χ2 được tính theo công thức: Wald Xଶ = ൬ Bs. e(B)൰ଶ (3) trong đó: B là hệ số của mô hình hồi quy; s.e (B) là sai số chuẩn của hệ số hồi quy B. Với độ tin cậy 95%, các biến độc lập được coi là có ý nghĩa và có tương quan với BĐSDĐ khi giá trị P- value (Sig) <0,05 = 5%. Hệ số xác định R2 được định nghĩa như là tỉ lệ (hoặc %) của sự biến động của biến phụ thuộc Y được giải thích bởi các biến độc lập Xi. (0 ≤ R2 ≤ 1 với R2 = 0 thể hiện X và Y độc lập thống kê, R2 = 1 thể hiện X và Y phụ thuộc tuyến tính hoàn hảo) [1, 3]. Trước khi đưa giá trị các biến vào mô hình hồi quy, các biến được kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến. Đó là trạng thái các biến độc lập có mối tương quan hiện hữu với nhau trong mô hình. Đa cộng tuyến làm sai lệch hoặc đổi dấu các hệ số hồi quy trong phương trình hồi quy khiến cho các hệ số của mô hình kém ý nghĩa hơn. Để loại bỏ hiện tượng đa cộng tuyến cách đơn giản nhất là loại bỏ biến có dấu hiệu cộng tuyến cao ra khỏi mô hình. Để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến có thể dùng hệ số phóng đại phương sai (VIF) nhằm xác định dấu hiệu của đa cộng tuyến. Hệ số VIF được tính theo công thức: VIF = 11 − R୩ଶ (4) trong đó: R2k là hệ số tương quan bội của biến thứ k trong mô hình. Hệ số phóng đại phương sai VIF của các biến càng lớn chứng tỏ cộng tuyến cao. Nếu VIF của một biến vượt quá 10 thì biến đó được coi là cộng tuyến cao, vì vậy cần phải loại ra khỏi mô hình [1, 3]. Phân tích quan hệ giữa biến động sử dụng đất và biến đổi của một số yếu tố khí hậu, thiên tai 193 2.1.2. Dữ liệu đầu vào Phương trình hồi quy logistic thể hiện mối quan hệ hồi quy giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập. Biến phụ thuộc là BĐSDĐ và các biến độc lập bao gồm: biến nhiệt độ trung bình năm; lượng mưa trung bình năm; mức độ khô hạn; mức độ thoái hóa đất tiềm năng; mức độ ngập lụt tỉnh Hà Tĩnh. Giá trị các biến được trích xuất từ các bản đồ do tác giả xây dựng hoặc được kế thừa và biên tập lại, cụ thể: - Biến nhiệt độ trung bình năm: Dựa trên nguồn số liệu thu thập từ trạm Khí tượng - Thủy văn Bắc Trung bộ, gồm số liệu nhiệt độ trung bình tháng và năm trong vòng 35 năm (từ 1980 – 2014) của 4 trạm Hương Khê, Kim Cương, Hà Tĩnh và Kỳ Anh đã sử dụng phương pháp nội suy trong GIS để thành lập bản đồ phân bố nhiệt độ trung bình năm cho tỉnh Hà Tĩnh, tỉ lệ 1/100.000. Trên bản đồ phân hóa các đường đẳng nhiệt cách nhau 2oC. - Biến lượng mưa năm: Tác giả đã kế thừa bản đồ phân bố lượng mưa năm, tỉ lệ 1/100.000 vùng Bắc Trung bộ của đề tài KHCN-BĐKH/11-15 [4], được thành lập dựa trên chuỗi số liệu tổng lượng mưa trung bình tháng và năm giai đoạn 1980 - 2014 của 14 trạm đo mưa trên lãnh thổ Hà Tĩnh. - Biến hạn hán: kế thừa bản đồ mức độ khô hạn, tỉ lệ 1/100.000 của đề tài KHCN-BĐKH/11-15 [4]. Hiện trạng mức độ khô hạn của tỉnh Hà Tĩnh được đánh giá thông qua chỉ số khô hạn (số tháng có tần suất hạn  30%). - Biến thoái hóa đất tiềm năng: Kế thừa bản đồ Thoái hóa đất tiềm năng tỉnh Hà Tĩnh, tỉ lệ 100.000 [5]. - Biến ngập lụt: kế thừa từ bản đồ ngập lụt tỉnh Hà Tĩnh [4]. Bản đồ ngập lụt được xây dựng dựa trên bản đồ nền địa hình tỉ lệ 1:100.000 với cơ sở dữ liệu đầu vào là trận lũ lịch sử trên sông Lam vào tháng 10 năm 2010. Do vậy, tương quan giữa biến ngập lụt và biến động sử dụng đất chỉ được xem xét tại vùng xẩy ra ngập lụt theo bản đồ ngập lụt. Bản đồ Phân bố nhiệt độ trung bình năm tỉnh Hà Tĩnh Bản đồ Phân bố lượng mưa trung bình năm tỉnh Hà Tĩnh Bản đồ Mức độ khô hạn tỉnh Hà Tĩnh Bản đồ Thoái hóa đất tiềm năng tỉnh Hà Tĩnh Phạm Vũ Chung 194 Bản đồ Ngập lụt tỉnh Hà Tĩnh Bản đồ BĐSDĐ giai đoạn 2005-2015 Hình 1. Bản đồ các biến trong mô hình hồi quy Logistic đa biến 2.2. Kết quả và thảo luận 2.2.1. Thiết lập cơ sở dữ liệu đầu vào của mô hình hồi quy - Phân cấp và mã hóa dữ liệu Do các biến độc lập đều có nhiều giá trị biến thiên nên các biến đã được phân cấp thành các nhóm giá trị để việc phân tích các đại lượng được rõ ràng hơn. Giá trị của các biến độc lập có thể được chia thành n cấp (1, 2, 3... n) tùy thuộc vào mức độ biến thiên giá trị của các biến. Sau khi phân cấp, giá trị của các biến đã được mã hóa theo yêu cầu của mô hình hồi quy. Đối với biến phụ thuộc được mã hóa thành giá trị nhị phân 0 và 1, trong đó giá trị 1 tức là có xảy ra biến động và giá trị 0 là không xảy ra biến động. Kết quả phân cấp giá trị và mã hóa các biến được thể hiện trong Bảng 1. Bảng 1. Phân cấp và mã hóa các biến độc lập được lựa chọn trong mô hình hồi quy Biến Cấp giá trị của các biến độc lập 1 2 3 4 5 Nhiệt độ TB năm (0C) 24 Lương mưa TB năm (mm) 3200 Mức độ khô hạn (cấp độ) Nhẹ Trung bình Nặng Thoái hóa đất (cấp độ) Nhẹ Trung bình Mạnh Ngập lụt (m) > 0-1 1-2 2-3 > 3 - Chọn mẫu giá trị các biến Giá trị các biến được xác định theo các mẫu. Bằng công cụ lấy mẫu trong phần mềm Arc GIS đã lựa chọn ngẫu nhiên 5.000 điểm mẫu, mỗi điểm tương ứng một pixel số liệu. Trong các điểm mẫu có 2.744 điểm mẫu được lựa chọn trên các khoanh vi đất nông nghiệp có biến động: đất lúa chuyển sang đất cây hàng năm, đất lúa sang cây lâu năm, lúa sang nuôi trồng thủy sản, lúa sang đất hoang hóa, đất cây hàng năm sang đất lúa, cây hàng năm sang đất cây lâu năm, cây hàng năm sang đất rừng sản xuất, cây hàng năm sang đất nuôi trồng thủy sản, cây hàng năm sang đất hoang hóa, đất cây lâu năm sang rừng sản xuất, cây lâu năm sang đất hoang hóa, đất nuôi trồng thủy sản sang đất sông suối và mặt nước chuyên dùng và 2.256 điểm mẫu được lựa chọn trên các khoanh vi đất trồng lúa, đất trồng cây hàng năm, đất trồng cây lâu năm, đất nuôi trồng thủy sản không biến động. - Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến Trước khi đưa các biến vào mô hình hồi quy, các biến cần được kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến. Kết quả kiểm tra đa cộng tuyến bằng phần mềm SPSS thể hiện trong Bảng 2. Phân tích quan hệ giữa biến động sử dụng đất và biến đổi của một số yếu tố khí hậu, thiên tai 195 Hệ số phóng đại phương sai VIF của các biến đều nhỏ hơn 10 (Bảng 3), chứng tỏ hiện tượng đa cộng tuyến không ảnh hưởng đến mô hình, vì vậy các biến được chấp nhận để đưa vào mô hình hồi quy. Bảng 2. Kết quả kiểm tra đa cộng tuyến Stt Tên biến Kí hiệu biến Hệ số phóng đại phương sai (VIF) 1 Nhiệt độ TB năm NHIETDO 1,148 2 Lương mưa TB năm LUONGMUA 1,177 3 Mức độ khô hạn KHOHAN 1,145 4 Thoái hóa đất tiềm năng THOAIHOA 1,053 5 Ngập lụt NGAPLUT 1,147 2.2.2. Tính toán các thông số của các biến Tiến hành hồi quy từng bước theo phương pháp Enter. Tất cả các biến được đưa vào mô hình hồi quy sau đó được tuần tự loại trừ bằng tiêu chuẩn loại trừ POUT. Biến được giữ lại trong mô hình khi giá trị F (giá trị tính toán trung gian trong mô hình) không vượt quá giá trị POUT, được mặc định bằng 0,1. Mô hình sẽ dừng lại khi ước lượng tham số nhỏ hơn 0,001. Kết quả chạy mô hình cho thấy: Giá trị -2LL (-2 log likelihood) = 5428,391a là không lớn lắm, chứng tỏ mô hình tổng thể có độ phù hợp khá tốt. Hệ số xác định R2 = 0,338 nói lên tỉ lệ phần biến động của sử dụng đất được giải thích từ các biến nhiệt độ, lượng mưa, khô hạn, thoái hóa, ngập lụt là 33,8%. Giá trị của các biến trong mô hình thể hiện ở Bảng 4. Bảng 4. Giá trị các thông số của các biến Biến Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Wald Sig. Exp (B) (S.E) (p-value) (B) (1) (2) (3) (4) (6) (7) NHIETDO 0,195 0,050 15,361 0,000 1,216 LUONGMUA -0,204 0,031 43,122 0,000 0,815 KHOHAN 0,980 0,053 336,358 0,000 2,664 THOAIHOA 0,367 0,034 113,526 0,000 1,443 NGAPLUT 1,044 0,055 361,028 0,000 2,842 Constant (B0) -3,421 0,229 222,636 0,000 0,033 α = 0,05; R2 = 0,338; -2LL = 5428,391a Kết quả chạy mô hình hồi quy được thể hiên ở Bảng 4 cho thấy:giá trị sig của tất cả các biến đều < 0,05, có nghĩa là tất cả các biến độc lập đều có ảnh hưởng đến BĐSDĐ giai đoạn 2005 -2015. Hệ số hồi quy B của biến lượng mưa mang dấu âm, có nghĩa là lượng mưa có tương quan nghịch với BĐSDĐ; hệ số hồi quy B của các biến: nhiệt độ, hạn hán, thoái hóa, ngập lụt đều có dấu dương, thể hiện có tương quan thuận với BĐSDĐ. Với hệ số B xác định được, phương trình hồi quy có dạng: log (p1/p0) = -3,421 + 0,195.NHIETDO – 0,204.LUONGMUA + 0,980.KHOHAN + 0,367.THOAIHOA + 1,044.NGAPLUT Phạm Vũ Chung 196 2.2.3. Phân tích ảnh hưởng của các yếu tố khí hậu đến biến động sử dụng đất tỉnh Hà Tĩnh giai đoạn 2005 - 2015 Kết quả chạy mô hình hồi quy logistic đã đưa ra được mối tương quan giữa các yếu tố khí hậu và BĐSDĐ thông qua hệ số hồi quy giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. Từ kết quả tính toán nhận được, tác giả đã bước đầu đánh giá về tương quan giữa BĐSDĐ với sự biến đổi của các yếu tố khí hậu và thiên tai. Tương quan này được tính theo công thức (5), thể hiện số lần thay đổi của biến sử dụng đất theo sự thay đổi các cấp của biến độc lập. ݁஻௢ + ݁஻௜ ݁஻௢ (5) trong đó: B0 –Hằng số = -3,421; Bi- Hệ số hồi quy của các biến độc lập - Tương quan giữa nhiệt độ với BĐSDĐ: Hệ số hồi quy của biến nhiệt độ là 0,405, thể hiện yếu tố nhiệt độ có tác động thuận với BĐSDĐ. Có nghĩa là nhiệt độ trung bình năm càng tăng thì xác suất BĐSDĐ xảy ra càng mạnh. Kết quả tính toán theo công thức (1) cho thấy: Nếu nhiệt độ tăng lên 1 cấp (2 oC) với điều kiện các biến khác giữ nguyên giá trị thì xác xuất xảy ra BĐSDĐ là 1,50 lần. Kết quả phân tích số liệu khí hậu Hà Tĩnh cho thấy: Trong giai đoạn 2005 - 2015 nhiệt độ ở Hà Tĩnh tăng lên chỉ khoảng 0,2 oC nên BĐSDĐ do tác động của nhiệt độ chỉ xảy ra khoảng 0,15 lần. Như vậy, tác động của nhiệt độ đến BĐSDĐ thời gian qua không lớn. - Tương quan giữa lượng mưa với BĐSDĐ: hệ số hồi quy của biến lượng mưa bằng -0,204, thế hiện lượng mưa có tương quan nghịch với BĐSDĐ. Kết quả tính toán theo công thức (1) cho thấy: nếu lượng mưa giảm một cấp (400mm) và các biến khác không thay đổi thì xác suất xảy ra BĐSDĐ sẽ tăng lên 0,82 lần. Điều này khá phù hợp với thực tế vì Hà Tĩnh là tỉnh có lượng mưa trung bình năm lên tới 2000mm nên ảnh hưởng của lượng mưa trung bình năm đến BĐSDĐ không lớn. - Tương quan giữa mức độ khô hạn với BĐSDĐ: hệ số hồi quy của biến mức độ khô hạn khá cao, bằng 0,98 thể hiện mức độ khô hạn có tương quan thuận với BĐSDĐ, nghĩa là: mức độ khô hạn càng tăng thì khả năng xảy ra BĐSDĐ càng lớn. Kết quả tính toán theo công thức (1) cho thấy: xác suất xảy ra BĐSDĐ sẽ tăng 2,66 lần nếu mức độ khô hạn tăng lên một cấp. Điều này cho thấy, yếu tố khô hạn có ảnh hưởng rất mạnh đến BĐSDĐ. Có thể lý giải vấn đề này như sau: Thời gian qua, dưới tác động của BĐKH, nhiệt độ tại tỉnh Hà Tĩnh có xu thế tăng cao kèm theo gió Lào khô nóng hoạt động mạnh hơn, kéo dài (từ tháng 3 - 7), mưa ít đi, lượng nước bốc hơi lớn làm cho đất đai bị khô cằn. Những nơi hạn hán trước đây chỉ kéo dài khoảng 2 - 3 tháng nay đã tăng lên 4-5 tháng, thậm chí còn kéo dài 6 tháng (từ tháng 3 đến tháng 8) [6]. Hạn hán làm đất đai khô cằn, cây trồng thiếu nước nghiêm trọng, dẫn đến nhiều diện tích cây trồng bị chết hoặc mất trắng. Thực tế này đã gặp tại một số nơi thuộc các huyện Lộc Hà, Thạch Hà, Kỳ Anh, Hương Khê. Theo bản đồ phân vùng mức độ khô hạn tỉnh Hà Tĩnh, thuộc vùng hạn nặng và hạn trung bình bao gồm hầu hết các huyện vùng đồng bằng ven biển và trung du. Điều đó cho thấy, loại đất chịu ảnh hưởng mạnh nhất của hạn hán là đất sản xuất nông nghiệp (đất lúa, đất trồng cây hàng năm và đất trồng cây lâu năm). Đất trồng lúa tỉnh Hà Tĩnh giai đoạn 2005 - 2015 biến động giảm 7.243,60 ha. Trong đó, theo nghiên cứu có một phần diện tích đất lúa do chịu tác động của điều kiện khô hạn không chủ động được nguồn nước, năng suất thấp nên đã được người dân chủ động chuyển sang trồng các loại cây hàng năm như đậu, khoai lang, ngô.... Một số diện tích đất lúa vùng cao do khô hạn, điển hình tại các huyện Đức Thọ (gồm các xã Tùng Ảnh, Đức Dũng...); huyện Kỳ Anh (Kỳ Tây, Kỳ Phong, Kỳ Bắc, Kỳ Xuân...), huyện Cẩm Xuyên (Cẩm Quan, Cẩm Lạc...) được chuyển sang đất trồng cây lâu năm như cam, bưởi.... Phân tích quan hệ giữa biến động sử dụng đất và biến đổi của một số yếu tố khí hậu, thiên tai 197 Đất trồng cây hàng năm trong giai đoạn biến động giảm là 3.271,30 ha. Trong đó, số diện tích hạn hán vùng gò đồi được chuyển sang đất trồng cây lâu năm, một số khác chuyển qua đất lâm nghiệp do đất bị thoái hóa, điển hình như ở các xã Kỳ Tây, Kỳ Tân, Kỳ Đồng (Kỳ Anh); Lộc Yên, Phương Mỹ, Hà Linh, Hoà Hải (Hương Khê); Hương Thọ (Vũ Quang); Cẩm Quan, Cẩm Trung, Cẩm Sơn (Cẩm Xuyên).... Một số diện tích đất trồng cây hàng năm do nắng nóng và khô hạn không canh tác được phải bỏ hoang, điển hình một số địa phương như: Xuân Lĩnh (Nghi Xuân); Thạch Đỉnh, Bắc Sơn (huyện Thạch Hà); Kỳ Sơn, Kỳ Tây, Kỳ Phong, Kỳ Tiến (Kỳ Anh); Hương Liên, Phương Mỹ (Hương Khê); Cẩm Dương (Cẩm Xuyên); Đức Dũng (Đức Thọ); Sơn Kim, Sơn Hồng (Hương Sơn). Hiện tượng khô hạn phát triển trên diện rộng và kéo dài cũng dẫn đến khả năng thiếu nước cho nuôi trồng thủy sản nước ngọt và độ mặn tăng cao đối với thủy sản nước lợ khiến một số diện tích vào mùa khô không nuôi trồng thủy sản phải bỏ hoang, điển hình tại các địa phương như: xã Thạch Trị, Thạch Bàn, Thạch Văn (Thạch Hà); xã Hộ Độ (Lộc Hà); xã Kỳ Hà (Kỳ Anh) [6]. Mặt khác, BĐKH làm cho tình trạng nắng nóng và hạn hán kéo dài, mực nước ở các con sông xuống thấp tạo điều kiện cho sự xâm nhập mặn tiến sâu vào đất liền ảnh hưởng trực tiếp các vùng sản xuất nông nghiệp, nhất là các khu vực canh tác lúa nước. - Tương quan giữa thoái hóa đất tiềm năng với BĐSDĐ: hệ số hồi quy của biến thoái hóa đất bằng 0,367. Kết quả tính toán theo công thức (1) cho thấy: nếu mức độ thoái hóa tăng lên một mức thì khả năng xẩy ra BĐSDĐ tăng 1,44 lần. Như vậy, yếu tố thoái hóa đất có ảnh hưởng tương đối mạnh đến BĐSDĐ. Mặt khác, thoái hóa đất là hệ quả tác động của một loạt các yếu tố tự nhiên như khí hậu, địa hình, độ dốc, loại đất tầng dày đất, thảm thực vật và con người, do vậy thoái hóa đất tiềm năng chỉ mang tính tham chiếu để đánh giá BĐSDĐ và chúng tôi không cho là nguyên nhân trực tiếp gây biến động sử dụng đát tai tỉnh Hà Tĩnh. - Tương quan giữa ngập lụt với BĐSDĐ: hệ số hồi quy của biến ngập lụt bằng 1,044, nghĩa là nếu yếu tố ngập lụt gia tăng lên một mức thì khả năng biến động sử dụng tại những khu vực chịu ảnh hưởng của ngập lụt sẽ tăng lên tương ứng là 2,84 lần. Điều này cho thấy, yếu tố ngập lụt có tác động rất mạnh đến BĐSDĐ. Theo khảo sát, những năm gần đây lũ lụt thường xuyên xảy ra trên địa bàn Hà Tĩnh mà trận lũ năm 2010 là một điển hình. Thực tế cho thấy: Những khu vực chịu ảnh hưởng của trận lũ 2010 vẫn là nơi thường xuyên chịu ảnh hưởng lớn của lũ hàng năm. Tình trạng này làm cho nhiều diện tích đất canh tác bị mất, dẫn đến đất sán xuất nông nghiệp đã có những biến động lớn trong thời gian qua. 3. Kết luận 1-Đánh giá tác động của BĐKH đến BĐSDĐ tại tỉnh Hà Tĩnh trong giai đoạn 2005 - 2015 bằng phương pháp phân tích hồi quy logistic đa biến thông qua việc xác định hệ số hồi quy của các biến độc lập, gồm: nhiệt độ trung bình năm, lượng mưa trung bình năm, mức độ khô hạn, mức độ thoái hóa đất và mức độ ngập lụt với biến phụ thuộc là BĐSDĐ, từ đó đánh giá tương quan giữa mức độ BĐSDĐ với sự thay đối của các biến độc lập đã cho những kết quả phù hợp với thực trạng biến động đất sản xuất nông nghiệp ở Hà Tĩnh trong bối cảnh BĐKH đã và đang diễn ra ngà