Giáo dục và phân phối thu nhập nghiên cứu trường hợp các quốc gia có thu nhập trung bình thấp giai đọan 1990 2015

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH ĐẶNG HOÀNG MINH QUÂN GIÁO DỤC VÀ PHÂN PHỐI THU NHẬP: NGHIÊN CỨU TRƯỜNG HỢP CÁC QUỐC GIA CÓ THU NHẬP TRUNG BÌNH THẤP GIAI ĐOẠN 1990-2015 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Tp Hồ Chí Minh - 2016 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH ĐẶNG HOÀNG MINH QUÂN GIÁO DỤC VÀ PHÂN PHỐI THU NHẬP: NGHIÊN CỨU TRƯỜNG HỢP CÁC QUỐC GIA CÓ THU NHẬP TRUNG BÌNH THẤP GIAI ĐOẠN 1990-2015 Chuyên ngành: KINH TẾ PHÁT TRIỂN Mã số: 60310105 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS NGUYỄN QUỲNH HOA Tp Hồ Chí Minh - 2016 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan rằng, luận văn “Giáo dục phân phối thu nhập: Nghiên cứu trường hợp quốc gia có thu nhập trung bình thấp giai đoạn 1990-2015” nghiên cứu Ngoại trừ tài liệu tham khảo trích dẫn luận văn, toàn phần hay phần nhỏ luận văn chưa công bố sử dụng để nhận cấp nơi khác Không có nghiên cứu, luận văn, tài liệu người khác sử dụng luận văn mà không trích dẫn theo quy định Tp.HCM, tháng 11 năm 2016 ĐẶNG HOÀNG MINH QUÂN MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, CÁC CHỮ VIẾT TẮT DANH MỤC CÁC BẢNG DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ TÓM TẮT CHƯƠNG GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU 1.1 Đặt vấn đề 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Phạm vi nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu 1.6 Ý nghĩa nghiên cứu 1.7 Cấu trúc luận văn CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT 2.1 Các khái niệm liên quan 2.2 Mối quan hệ giáo dục bất bình đẳng thu nhập 13 2.3 Lược khảo nghiên cứu thực nghiệm liên quan 16 2.4 Khung phân tích 24 CHƯƠNG PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 28 3.1 Quy trình nghiên cứu 28 3.2 Mô hình nghiên cứu 29 3.3 Mô tả biến số 30 3.4 Phương pháp nghiên cứu 34 3.5 Dữ liệu 38 CHƯƠNG KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 41 4.1 Tổng quan tình hình quốc gia thu nhập trung bình thấp 41 4.2 Thống kê mô tả 42 4.3 Mối quan hệ biến mô hình 47 4.4 Kết ước lượng tác động giáo dục đến bất bình đẳng thu nhập 54 4.5 Phân tích kết nghiên cứu 60 4.6 Kiểm tra tính vững kết 64 CHƯƠNG KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 67 5.1 Kết luận 67 5.2 Khuyến nghị từ kết nghiên cứu 67 5.3 Hạn chế đề tài hướng nghiên cứu 69 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, CÁC CHỮ VIẾT TẮT FEM Fixed Effect Model Mô hình tác động cố định REM Random Effect Model Mô hình tác động ngẫu nhiên OLS Ordinary least squares Bình phương tối thiểu thông thường WDI World Development Indicators Chỉ số phát triển giới DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU Bảng 2.1: Tổng hợp nghiên cứu liên quan 23 Bảng 3.1: Biến số nguồn liệu 34 Bảng 4.1: Kết thống kê mô tả cho mẫu nghiên cứu 42 Bảng 4.2: Tính toán hệ số bất bình đẳng giáo dục 44 Bảng 4.3: Kết hồi quy ban đầu 54 Bảng 4.4: Nhân tử phóng đại phương sai 57 Bảng 4.5: Kiểm định tượng tự tương quan phương sai sai số thay đổi 58 Bảng 4.6: Mô hình tác động cố định với ước lượng vững 59 Bảng 4.7: Tổng hợp kết kỳ vọng mức ý nghĩa thống kê 60 Bảng 4.8: Kiểm tra tính vững mô hình 65 DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ Hình 2.1: Đường cong Lorenz Hình 2.2: Mối quan hệ nhân giáo dục bất bình đẳng thu nhập 15 Hình 2.3: Khung phân tích nghiên cứu 25 Hình 3.1: Quy trình nghiên cứu 29 Hình 4.1: Phân bố giá trị bất bình đẳng giáo dục quốc gia mẫu nghiên cứu giai đoạn 1990-2015 45 Hình 4.2: Phân bố giá trị bất bình đẳng thu nhập quốc gia mẫu nghiên cứu giai đoạn 1990-2015 46 Hình 4.3: Mối quan hệ bất bình đẳng giáo dục bất bình đẳng thu nhập mẫu nghiên cứu giai đoạn 1990-2015 48 Hình 4.4: Mối quan hệ trung bình số năm học bất bình đẳng thu nhập mẫu nghiên cứu giai đoạn 1990-2015 49 Hình 4.5: Mối quan hệ thu nhập bình quân đầu người bất bình đẳng thu nhập mẫu nghiên cứu giai đoạn 1990-2015 50 Hình 4.6: Mối quan hệ chi tiêu giáo dục phủ bất bình đẳng thu nhập mẫu nghiên cứu giai đoạn 1990-2015 51 Hình 4.7: Mối quan hệ tỷ lệ dân số thành thị bất bình đẳng thu nhập mẫu nghiên cứu giai đoạn 1990-2015 52 Hình 4.8: Mối quan hệ số tự hóa kinh tế bất bình đẳng thu nhập mẫu nghiên cứu giai đoạn 1990-2015 53 TÓM TẮT Nghiên cứu nhằm xem xét tác động giáo dục đến bất bình đẳng thu nhập thông qua hai biến số bất bình đẳng giáo dục trung bình số năm học dựa mô hình phân tích nghiên cứu Gregorio Lee (2002), Tselios (2008) Petcu (2014) Các mô hình sử dụng gồm có OLS gộp, tác động cố định (FEM) tác động ngẫu nhiên (REM) thông qua số liệu World Bank, ADB, Barro-Lee Fraser Institute Bên cạnh đó, phân tích dựa hai liệu theo giai đoạn (cỡ mẫu nhỏ) liệu theo năm (cỡ mẫu lớn) 18 nước thuộc nhóm quốc gia có thu nhập trung bình thấp giai đoạn 1990-2015 nhằm gia tăng mức độ tin cậy kết nghiên cứu Các kết thu từ phân tích quy mô, xu hướng tác động biến số cho thấy giáo dục có tác động đến bất bình đẳng thu nhập Cụ thể với mức độ bất bình đẳng giáo dục cao dẫn đến gia tăng bất bình đẳng thu nhập trung bình số năm học lớn thúc đẩy bất bình đẳng thu nhập cao Ngoài ra, tác giả phát mối quan hệ thu nhập bình quân đầu người, tỷ lệ chi tiêu giáo dục tổng GDP, tỷ lệ dân số thành thị, số tự kinh tế bất bình đẳng thu nhập Trong đó, thu nhập bình quân đầu người, tỷ lệ chi tiêu cho giáo dục phủ số tự hóa kinh tế có xu hướng làm giảm bất bình đẳng thu nhập Tuy nhiên, tỷ lệ dân số thành thị gia tăng dẫn đến phân hóa thu nhập quốc gia cao Mặc dù tồn hạn chế nhiên nghiên cứu có đóng góp quan trọng Về mặt lý luận, nghiên cứu phần hệ thống hóa lại phương pháp đo lường bất bình đẳng giáo dục bất bình đẳng thu nhập, xây dựng sở lý luận cho nghiên sau mối quan hệ Về mặt thực tiễn, nghiên cứu cung cấp thêm chứng mối quan hệ giáo dục bất bình đẳng thu nhập gợi ý giải pháp cho nhà làm sách với mục tiêu giảm bất bình đẳng thu nhập cho nhóm quốc gia có thu nhập trung bình thấp có Việt Nam CHƯƠNG GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU Chương tác giả giới thiệu sơ lược nghiên cứu thực bao gồm đặt vấn đề, mục tiêu, câu hỏi nghiên cứu phương pháp, phạm vi tiếp cận, kết cấu ý nghĩa nghiên cứu mang lại 1.1 Đặt vấn đề Bất bình đẳng phân phối thu nhập mối quan tâm nhiều người, nhiều quốc gia mức độ khác Một số tác giả cho bất bình đẳng không quan trọng, ví dụ theo Feldstein (1999) chẳng có sai phúc lợi người giàu tăng lên hay hệ bất bình đẳng tăng lên gia tăng nhóm thu nhập cao Tuy nhiên, nghiên cứu tâm lý lại cho thấy điều ngược lại Đa số người mong muốn có công mức độ phụ thuộc vào văn hóa thay đổi theo thời gian (Nguyễn Thanh Hằng, 2015) Như tồn mức độ bất bình đẳng thu nhập xem cần thiết cho hoạt động kinh tế tạo động lực để vươn lên cho nhóm thu nhập thấp Tuy nhiên bất bình đẳng cực đoan thường mối quan tâm đến nhà kinh tế tác động ngược chiều ảnh hưởng đến tăng trưởng (Champernowne Cowell, 1998) Bên cạnh đó, xã hội ngày phát triển, người ta quan tâm nhiều đến vấn đề công Tăng trưởng kinh tế ngoạn mục phải đôi với công xã hội, yêu cầu xã hội phát triển toàn diện, mục tiêu mà nhiều quốc gia hướng đến (Nguyễn Thanh Hằng, 2015) Hiện nay, bất bình đẳng gây nên bất ổn xã hội nhiều quốc gia Trong đó, giáo dục yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến bất bình đẳng thu nhập Để có hội giáo dục tốt có nghĩa phải có mức thu nhập cao Đồng thời chi tiêu giáo dục vượt tầm với người có mức thu nhập thấp Do đó, nghèo có nghĩa hội tiếp cận giáo dục hiệu quả, chí mức giáo dục Điều dẫn IncGini | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] + -EduGini | 0.3005 0.1148 2.62 0.018 0.0582 0.5428 Gdpper | -3.7016 0.8553 -4.33 0.000 -5.5062 -1.8971 Expenditure_1 | -0.0387 0.2238 -0.17 0.865 -0.5109 0.4336 Urban | 0.3434 0.1391 2.47 0.024 0.0499 0.6370 _cons | 23.3491 7.7360 3.02 0.008 7.0277 39.6706 + -sigma_u | 9.7000 sigma_e | 9.7000 rho | 0.8726 (fraction of variance due to u_i) - Mô hình e 3.10.5 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 90 Group variable: Country Number of groups = 18 R-sq: = 0.3316 Obs per group: = between = 0.0016 avg = 5.0 overall = 0.0031 max = F(6,17) = 8.56 Prob > F = 0.0002 within corr(u_i, Xb) = -0.5995 (Std Err adjusted for 18 clusters in Country) | IncGini | Robust Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] + -EduGini | 0.3807 0.1033 3.69 0.002 0.1628 0.5986 Yschool | 0.9850 1.1189 0.88 0.391 -1.3756 3.3456 Gdpper | -3.5458 1.0352 -3.43 0.003 -5.7298 -1.3617 Expenditure_1 | -0.1668 0.1905 -0.88 0.393 -0.5686 0.2351 Urban | 0.3893 0.2588 1.50 0.151 -0.1567 0.9353 EFI | -1.0071 1.0145 -0.99 0.335 -3.1475 1.1333 _cons | 19.0251 6.3536 2.99 0.008 5.6202 32.4300 + -sigma_u | 10.3188 sigma_e | 10.3188 rho | 0.8854 (fraction of variance due to u_i) - 3.10.6 Kết tổng hợp -(1) (2) (3) (4) (5) IncGini IncGini IncGini IncGini IncGini -EduGini Yschool 0.3480** 0.3786** 0.2974** (0.1369) 0.1406 -0.0062 0.9850 (1.0973) (1.1306) (1.1189) Urban EFI -0.0387 -0.1668 (0.2116) (0.2238) (0.1905) 0.3699 0.4724 (0.2656) (0.3051) -1.5509 -1.5074 -1.0071 (0.9928) (0.9562) (1.0145) -2.6886* (1.4119) 30.6369*** (10.0104) (0.1033) -0.2138 Gdpper _cons (0.1148) 0.3807*** (0.1379) Expenditur~1 (0.1290) 0.3005** 25.3889*** (8.2064) 25.4252** (9.9983) 0.3434** (0.1391) -3.7016*** (0.8553) 23.3491*** (7.7360) 0.3893 (0.2588) -3.5458*** (1.0352) 19.0251*** (6.3536) -N 108 90 108 90 90 adj R-sq 0.1056 0.1790 0.2252 0.2813 0.2833 F 4.8452 2.3330 3.6004 7.3046 8.5609 Standard errors in parentheses * p F = 0.0000 within corr(u_i, Xb) = -0.6776 IncGini | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] + EduGini | 0.4696 0.0587 7.99 0.000 0.3541 0.5851 Yschool | 2.1280 0.5430 3.92 0.000 1.0606 3.1954 Gdpper | -2.8721 0.5245 -5.48 0.000 -3.9031 -1.8411 Expenditure_1 | -0.4483 0.1260 -3.56 0.000 -0.6960 -0.2005 Urban | 0.5064 0.0815 6.21 0.000 0.3462 0.6667 EFI | -2.1742 0.3091 -7.03 0.000 -2.7818 -1.5667 _cons | 11.0974 4.5956 2.41 0.016 2.0645 20.1303 + -sigma_u | 11.3348 sigma_e | 11.3348 rho | 0.8928 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: 4.4 F(17, 426) = 72.95 Prob > F = 0.0000 Ước lượng mô hình REM Random-effects GLS regression Number of obs = 450 Group variable: Country Number of groups = 18 R-sq: = 0.3202 Obs per group: = 25 between = 0.0007 avg = 25.0 overall = 0.0069 max = 25 Wald chi2(6) = 169.54 Prob > chi2 = 0.0000 within corr(u_i, X) = (assumed) IncGini | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] + -EduGini | 0.3683 0.0577 6.38 0.000 0.2552 0.4814 Yschool | 1.4284 0.4928 2.90 0.004 0.4625 2.3943 Gdpper | -2.7132 0.5306 -5.11 0.000 -3.7531 -1.6732 Expenditure_1 | -0.3684 0.1251 -2.94 0.003 -0.6136 -0.1232 Urban | 0.4218 0.0654 6.45 0.000 0.2937 0.5500 EFI | -1.8389 0.3000 -6.13 0.000 -2.4270 -1.2509 _cons | 19.3576 4.6169 4.19 0.000 10.3087 28.4065 + -sigma_u | 6.3356 sigma_e | 3.9271 rho | 0.7224 (fraction of variance due to u_i) - 4.5 Kiểm định lựa chọn mô hình OLS REM Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects IncGini[Country,t] = Xb + u[Country] + e[Country,t] Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) -+ - Test: 4.6 IncGini | 80.73408 8.985215 e | 15.42232 3.927126 u | 40.13935 6.335562 chibar2(01) = 1546.72 Prob > chibar2 = 0.0000 Var(u) = Kiểm định Hausman lựa chọn FEM REM Coefficients -| (b) (B) | fixed random (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E -+ -EduGini | 4695927 3682772 1013155 0110536 Yschool | 2.128014 1.428421 699593 2280845 Gdpper | -2.87211 -2.71317 -.1589395 Expenditur~1 | -.4482525 -.36842 -.0798325 0152887 Urban | 5064378 4218387 084599 0486894 EFI | -2.174206 -1.838941 -.3352652 0743633 -b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 129.84 Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) Kiểm tra đa cộng tuyến 4.7 Collinearity Diagnostics SQRT Variable VIF VIF RTolerance Squared -IncGini 1.41 1.19 0.7088 0.2912 EduGini 4.49 2.12 0.2227 0.7773 Yschool 4.98 2.23 0.2009 0.7991 Gdpper 2.07 1.44 0.4833 0.5167 Expenditure_1 1.47 1.21 0.6822 0.3178 Urban 1.91 1.38 0.5245 0.4755 EFI 1.42 1.19 0.7062 0.2938 -Mean VIF 2.53 Cond Eigenval Index 6.8873 1.0000 0.6002 3.3875 0.2504 5.2446 0.1254 7.4121 0.0654 10.2628 0.0453 12.3238 0.0217 17.8102 0.0043 39.8254 Condition Number 39.8254 Eigenvalues & Cond Index computed from scaled raw sscp (w/ intercept) Det(correlation matrix) 0.0505 Kiểm định phương sai sai số thay đổi mô hình FEM 4.8 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (18) = 1378.18 Prob>chi2 = 0.0000 Kiểm định tượng tự tương quan mô hình FEM 4.9 Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 17) = 114.459 Prob > F = 0.0000 4.10 Mô hình FEM sau hiệu chỉnh Fixed-effects (within) regression Number of obs = 450 Group variable: Country Number of groups = 18 R-sq: = 0.3237 Obs per group: = 25 between = 0.0016 avg = 25.0 overall = 0.0041 max = 25 F(6,17) = 5.06 Prob > F = 0.0038 within corr(u_i, Xb) = -0.6776 (Std Err adjusted for 18 clusters in Country) | IncGini | Robust Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] + -EduGini | 0.4696 0.1113 4.22 0.001 0.2348 0.7044 Yschool | 2.1280 1.1981 1.78 0.094 -0.3997 4.6558 Gdpper | -2.8721 1.1913 -2.41 0.028 -5.3856 -0.3586 Expenditure_1 | -0.4483 0.1966 -2.28 0.036 -0.8631 -0.0334 Urban | 0.5064 0.2441 2.08 0.053 -0.0085 1.0213 EFI | -2.1742 0.9796 -2.22 0.040 -4.2409 -0.1075 _cons | 11.0974 7.6488 1.45 0.165 -5.0401 27.2349 + -sigma_u | 11.3348 sigma_e | 11.3348 rho | 0.8928 (fraction of variance due to u_i) - 4.11 Kiểm tra tính vững mô hình 4.11.1 Mô hình a Fixed-effects (within) regression Number of obs = 468 Group variable: Country Number of groups = 18 R-sq: = 0.1166 Obs per group: = 26 between = 0.0171 avg = 26.0 overall = 0.0017 max = 26 F(2,17) = 5.17 Prob > F = 0.0176 within corr(u_i, Xb) = -0.5694 (Std Err adjusted for 18 clusters in Country) -| IncGini | Robust Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -EduGini | 0.3217 0.1239 2.60 0.019 0.0603 0.5830 Yschool | 0.0762 1.0771 0.07 0.944 -2.1964 2.3487 _cons | 31.7254 9.6252 3.30 0.004 11.4181 52.0327 -+ sigma_u | 9.8502 sigma_e | 9.8502 rho | 0.8091 (fraction of variance due to u_i) 4.11.2 Mô hình b Fixed-effects (within) regression Number of obs = 450 Group variable: Country Number of groups = 18 R-sq: = 0.2761 Obs per group: = 25 between = 0.0038 avg = 25.0 overall = 0.0164 max = 25 F(5,17) = 3.98 Prob > F = 0.0142 within corr(u_i, Xb) = -0.6805 (Std Err adjusted for 18 clusters in Country) | IncGini | Robust Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] + -EduGini | 0.4679 0.1200 3.90 0.001 0.2148 0.7211 Yschool | 1.5652 1.1603 1.35 0.195 -0.8828 4.0133 Expenditure_1 | -0.6597 0.2504 -2.63 0.017 -1.1880 -0.1314 Urban | 0.5021 0.2533 1.98 0.064 -0.0323 1.0365 EFI | -2.5818 1.0918 -2.36 0.030 -4.8853 -0.2783 _cons | 14.4279 8.4230 1.71 0.105 -3.3431 32.1988 + -sigma_u | 11.1996 sigma_e | 11.1996 rho | 0.8839 (fraction of variance due to u_i) - 4.11.3 Mô hình c Fixed-effects (within) regression Number of obs = 468 Group variable: Country Number of groups = 18 R-sq: = 0.2700 Obs per group: = 26 between = 0.0281 avg = 26.0 overall = 0.0519 max = 26 F(4,17) = 3.77 Prob > F = 0.0226 within corr(u_i, Xb) = -0.5809 (Std Err adjusted for 18 clusters in Country) -| Robust IncGini | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -EduGini | 0.2897 0.1172 2.47 0.024 0.0424 0.5369 Gdpper | -2.9126 1.4080 -2.07 0.054 -5.8832 0.0580 Urban | 0.4965 0.2741 1.81 0.088 -0.0818 1.0747 EFI | -1.4457 0.9872 -1.46 0.161 -3.5286 0.6371 _cons | 24.6386 8.7855 2.80 0.012 6.1027 43.1744 -+ -sigma_u | 9.9156 sigma_e | 9.9156 rho | 0.8380 (fraction of variance due to u_i) 4.11.4 Mô hình d Fixed-effects (within) regression Number of obs = 450 Group variable: Country Number of groups = 18 R-sq: = 0.2441 Obs per group: = 25 between = 0.0177 avg = 25.0 overall = 0.0354 max = 25 within corr(u_i, Xb) = -0.5847 F(4,17) = 4.63 Prob > F = 0.0104 (Std Err adjusted for 18 clusters in Country) | Robust IncGini | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] + -EduGini | 0.3578 0.1272 2.81 0.012 0.0894 0.6261 Gdpper | -3.6190 1.4794 -2.45 0.026 -6.7403 -0.4976 Expenditure_1 | -0.1141 0.2371 -0.48 0.637 -0.6143 0.3862 Urban | 0.4221 0.1881 2.24 0.038 0.0253 0.8189 _cons | 19.1882 8.6615 2.22 0.041 0.9140 37.4625 + -sigma_u | 9.9380 sigma_e | 9.9380 rho | 0.8520 (fraction of variance due to u_i) - 4.11.5 Mô hình e Fixed-effects (within) regression Number of obs = 450 Group variable: Country Number of groups = 18 R-sq: = 0.3237 Obs per group: = 25 between = 0.0016 avg = 25.0 overall = 0.0041 max = 25 F(6,17) = 5.06 Prob > F = 0.0038 within corr(u_i, Xb) = -0.6776 (Std Err adjusted for 18 clusters in Country) | IncGini | Robust Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] + -EduGini | 0.4696 0.1113 4.22 0.001 0.2348 0.7044 Yschool | 2.1280 1.1981 1.78 0.094 -0.3997 4.6558 Gdpper | -2.8721 1.1913 -2.41 0.028 -5.3856 -0.3586 Expenditure_1 | -0.4483 0.1966 -2.28 0.036 -0.8631 -0.0334 Urban | 0.5064 0.2441 2.08 0.053 -0.0085 1.0213 EFI | -2.1742 0.9796 -2.22 0.040 -4.2409 -0.1075 _cons | 11.0974 7.6488 1.45 0.165 -5.0401 27.2349 + -sigma_u | 11.3348 sigma_e | 11.3348 rho | 0.8928 (fraction of variance due to u_i) - 4.11.6 Kết tổng hợp -(1) (2) (3) (4) (5) IncGini IncGini IncGini IncGini IncGini -EduGini Yschool Expenditur~1 0.3217** 0.4679*** (0.1239) (0.1200) 0.0762 1.5652 (1.0771) (1.1603) 0.2897** (0.1172) (0.2533) EFI -2.5818** (1.0918) Gdpper (0.1113) (1.1981) -0.6597** 0.5021* (0.1272) 0.4696*** 2.1280* -0.1141 (0.2504) Urban 0.3578** (0.2371) 0.4965* (0.2741) 0.4221** (0.1881) -1.4457 (1.4080) (0.1966) 0.5064* (0.2441) -2.1742** (0.9872) -2.9126* -0.4483** (0.9796) -3.6190** (1.4794) -2.8721** (1.1913) _cons 31.7254*** (9.6252) 14.4279 (8.4230) 24.6386** (8.7855) 19.1882** (8.6615) 11.0974 (7.6488) -N 468 450 468 450 450 adj R-sq 0.1128 0.2680 0.2637 0.2373 0.3145 F 5.1691 3.9828 3.7706 4.6279 5.0564 -Standard errors in parentheses * p