Nghiên cứu thống kê một số yếu tố tác động đến mức sống dân cư Việt Nam dựa trên số liệu khảo sát mức sống hộ gia đình năm 2002, 2004

Các chỉ tiêu được cho là có tác động đến mức sống bao gồm các biến thuộc 3 nhóm: + nhóm biến liên qua đến nơi cư trú + nhóm biến liên quan đến đặc điểm cá nhân của chủ hộ + nhóm biến liê

ĐỀ TÀI KHOA HỌC SỐ: 2.2.18-CS06

NGHIÊN CỨU THỐNG KÊ MỘT SỐ YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN MỨC SỐNG DÂN CƯ VIỆT NAM DỰA TRÊN SỐ LIỆU KHẢO SÁT

MỨC SỐNG HỘ GIA ĐÌNH NĂM 2002, 2004

1 Cấp đề tài : Cơ sở

2 Thời gian nghiên cứu : 2006

3 Đơn vị chủ trì : Phòng nghiên cứu thống kê - Viện Khoa học Thống kê

4 Đơn vị quản lý : Viện Khoa học Thống kê

5 Chủ nhiệm đề tài : CN Phan Thị Ngọc Trâm

6 Những người phối hợp nghiên cứu:

KS Lê Đỗ Mạch

7 Điểm đánh giá nghiệm thu đề tài: 9,1 / Xếp loại: Giỏi

PHẦN I KHẢO SÁT CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN MỨC SỐNG DÂN CƯ

(Dựa trên số liệu KSMS 2004)

I KHẢO SÁT CHI TIÊU THỰC TẾ BÌNH QUÂN

Ở phần này chúng tôi chọn chỉ tiêu chi tiêu thực tế bình quân đầu người làm thước đo mức sống, cũng giống như ở các cuộc điều tra về mức sống, chi tiêu bình quân có phân bố rất lệch về phía bên trái

II KHẢO SÁT QUAN HỆ GIỮA CHI TIÊU THỰC TẾ BÌNH QUÂN VỚI MỘT SỐ BIẾN

Để thuận tiện cho các khảo sát quan hệ giữa biến chi tiêu và các biến khác, chúng tôi phân tổ biến chi tiêu thành 5 nhóm chi tiêu, tương ứng với 5 nhóm: nghèo, hơi nghèo, trung bình, khá, giàu

Các chỉ tiêu được cho là có tác động đến mức sống bao gồm các biến thuộc 3 nhóm:

+ nhóm biến liên qua đến nơi cư trú

+ nhóm biến liên quan đến đặc điểm cá nhân của chủ hộ

+ nhóm biến liên quan đến quy mô hộ, kỹ năng và năng lực của các thành viên

Để khảo sát mối liên hệ giữa biến chi tiêu và các biến tác động chúng tôi dùng bảng hai chiều, trong đó biến hàng là các biến tác được cho là có tác động còn biến cột là biến chi tiêu thực tế bình quân đầu người (chi tiết xem báo cáo tổng hợp)

Kết quả khảo sát cho thấy 18 biến được khảo sát có quan hệ rất rõ với biến chi tiêu

III LỰA CHỌN CÁC CHỈ TIÊU TÁC ĐỘNG ĐẾN MỨC SỐNG: Để định lượng tác động của các biến đã khảo sát trên, chúng tôi sử dụng mô hình hồi quy, kết quả sẽ được trình bày ở phần 3

Mô hình hồi quy sẽ có biến phụ thuộc là biến chi tiêu bình quân đầu người

đã được log hoá Việc xác định các biến độc lập được thực hiện qua 2 bước: Bước 1: Rà soát lại các biến đã khảo sát ở trên để nếu có thể thì phân tổ lại, hoặc không đưa vào; Việc phân tổ lại là nhằm làm cho các biến thành các biến nhị phân hoặc để lượng hoá các biến phân tổ để có thể đưa vào mô hình hồi quy

Bước 2: Đưa tất cả các biến đã được xác định qua bước 1 vào mô hình hồi quy với tư cách là các biến độc lập, Biến phụ thuộc ở đây là chi tiêu thực

tế bình quân đầu người

Kết quả là đã chọn được 16 biến độc lập sau để đưa vào mô hình hồi quy Biến độc lập bao gồm:

1 Biến khu vực gồm 3 tiểu biến:

- Thành thị

- Nông thôn không thuộc vùng sâu vùng xa

- Nông thôn thuộc vùng sâu vùng xa

2 Biến “Có đường ô tô đến thôn”

3 Biến “Có chợ liên xã”

4 Biến “Có làng nghề”

5 Biến vùng địa lý, gồm 8 tiểu biến tương ứng với 8 vùng địa lý

6 Biến “Giới tính của chủ hộ”

7 Biến “Dân tộc Kinh + Hoa”

8 Biến “Tuổi của chủ hộ”

9 Biến “Số đi học của chủ hộ”

10 Biến “Nghề nghiệp của chủ hộ ”, gồm 5 tiểu biến tương ứng với 5 nhóm nghề

11 Biến “Hộ thuần nông”

12 Biến “Số năm học bình quân của các thành viên trưởng thành” (từ

15 tuổi trở lên - không kể chủ hộ)

13 Biến “Tỷ lệ lao động mù chữ”

14 Biến “Giờ lao động tính bình quân tuần tính trên 1 nhân khẩu”

15 Biến “Tỷ lệ trẻ em”

16 Biến “Quy mô hộ”

Một số lưu ý:

1 Biến “Có điện” không được đưa vào mô hình do số quan sát về các hộ không có điện quá ít: chỉ có 129 hộ chỉ chiếm 1,4% trong tổng số các hộ được quan sát

2 Cũng có một số ý kiến cho rằng nên đưa tỷ lệ phụ thuộc vào mô hình hồi quy thay cho biến tỷ lệ trẻ em - như là một trong các yếu tố có tác động đến mức sống Nhưng qua kết quả nghiên cứu chuyên về lao động việc làm (tham khảo 11) dựa trên số liệu của cuộc điều tra này cho thấy thực tế là những người ở ngoài độ tuổi vẫn tham gia lao động và tỷ lệ này lên tới 45,2%, trong đó tỷ lệ ở thành thị là 30,6% và ở nông thôn là 50,3%, xem phụ lục biểu F7 Vì vậy chúng tôi cho rằng dùng tỷ lệ trẻ em hợp lý hơn là dùng

tỷ lệ phụ thuộc

PHẦN II

ÁP DỤNG MÔ HÌNH HỒI QUY TRONG PHÂN TÍCH TÁC ĐỘNG

CỦA CÁC YẾU TỐ ĐẾN MỨC SỐNG DÂN CƯ

(Dựa trên số liệu KSMS 2004)

Nhằm định lượng các yếu tố tác động lên mức sống của dân cư, ở chương này chúng tôi sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính Mô hình này có biến phụ thuộc là logarit của biến chi tiêu thực tế bình quân đầu người và các biến độc lập gồm các biến thể hiện một số đặc trưng của chủ hộ, nơi cư trú và một số đặc điểm của các thành viên của hộ

Để bổ sung cho phân tích mô hình hồi quy trên, chúng tôi còn sử dụng

mô hình hồi quy phân vị cho 5 mức phân vị (0,l;0,3;0,5;0,7;0,9) tương ứng với 5 nhóm chi tiêu Việc khảo sát tập các mô hình hồi quy phân vị cho phép phát hiện sự thay đổi của các yếu tố tác động đến biến phụ thuộc (đã được xem xét ở mô hình hồi quy thông thường) trong các nhóm chi tiêu khác nhau

Để tiện cho việc theo dõi, chúng tôi gọi mô hình hồi quy theo phương pháp thông thường là mô hình hồi quy chung để phân biệt với các mô hình hồi quy phân vị

I MÔ HÌNH HỒI QUY CHUNG

Dưới đây trình bày mô hình hồi quy chung, với biến phụ thuộc - y là chi tiêu thực tế bình quân đầu người, được sử dụng dưới dạng logarit của biến này

n n n

n x b x b

x b x b x b a y arit( ) 1 1 2 2 3 3 1 1

log

Các biến độc lập - x i được chọn trên cơ sở khảo sát ở phần hai Cần lưu

ý là, biến khu vực gồm 3 tiểu biến còn biến vùng gồm 8 tiểu biến Với các

biến khu vực, tiểu biến “Nông thôn thuộc vùng sâu vùng xa” được chọn là tiểu biến so sánh với 2 tiểu biến khu vực còn lại Với các biến vùng, tiểu biến

“Tây bắc” và tiểu biến “Bắc trung bộ” được chọn để so sánh với 6 tiểu biến vùng còn lại

Biểu 1 là kết quả ước lượng mô hình hồi quy chung Hệ số mô tả hiệu chỉnh - R2

của mô hình bằng 0,482 Điều đó có nghĩa là các biến được chọn

mô tả được tới 48% sự biến động của biến được nghiên cứu Đối với dạng hồi quy trực tiếp từ các trường hợp đơn lẻ, mức độ mô tả như vậy là cao

Biểu 1 gồm có bốn cột Cột thứ nhất trình bày tên các biến được nghiên cứu Cột thứ hai trình bày hệ số (B) của các biến thu được qua phép hồi quy

Hệ số có dấu dương biểu thị giữa biến mô tả và biến được mô tả (chi tiêu thực tế bình quân) có quan hệ đồng biến, còn mang dấu âm thì có quan hệ nghịch biến Cột thứ tư trình bày lũy thừa cơ số e-EXP(B) của các hệ số (do biến phụ thuộc là chi tiêu thực tế bình quân đầu người đã được logarit hóa) Các con số ở cột này cho biết khi thay đổi một đơn vị của biến mô tả thì biến được mô tả tăng, giảm bao nhiêu Cột thứ ba trình bày giá trị kiểm định p của các thông số Giá trị này càng nhỏ, chứng tỏ hệ số của biến càng có ý nghĩa thống kê

Số liệu của Biểu 1 cho thấy trong tổng số các biến được khảo sát thì giá trị kiểm định p cho biết hầu hết các ước lượng thu được từ mô hình đều có ý nghĩa thống kê (giá trị p<0,05)

Trong tất cả các biến tác động, theo kết quả hồi quy, các biến “chủ hộ là người dân tộc Kinh hoặc Hoa”, “tuổi của chủ hộ”, “số năm đi học của chủ hộ”, “số năm đi học bình quân của các thành viên từ 15 tuổi trở lên của hộ”,

“số giờ làm việc bình quân tuần tính trên một nhân khẩu” có quan hệ đồng biến với mức chi tiêu của hộ Các biến “chủ hộ là nam”, “hộ thuần nông”, “số thành viên của hộ”, “Tỷ lệ lao động từ 15 tuổi trở lên mù chữ”, “Tỷ lệ trẻ em trong hộ”, “không có làng nghề”, “không có đường ô tô tới thôn”, “không có chợ liên xã” có quan hệ tỷ lệ nghịch với mức chi tiêu

Kết quả tính toán cụ thể cho thấy với các điều kiện khác là như nhau thì trung bình một hộ sống ở khu vực thành thị có mức chi tiêu cao hơn một hộ sống ở nông thôn vùng sâu, vùng xa tới 29,3%

Biểu 1: Mô hình hồi quy về chi tiêu thực tế bình quân đầu người/1 tháng

Biến phụ thuộc:

Logarit chi tiêu thực tế bình quân đầu người/1 tháng

Các biến độc lập

• Khu vực

• Số năm học bình quân của các thành viên từ 15 tuổi

• Nghề nghiệp của chủ hộ

Nhân viên kỹ thuật sơ cấp, nhân viên dịch vụ, thợ có

Lao động có kỹ thuật trong nông lâm thủy sản và thợ

• Vùng địa lý

Các hộ có chủ hộ là người Kinh hoặc người Hoa có mức chi tiêu cao hơn các chủ hộ thuộc các dân tộc khác tới 13,1%

Trong các nghiên cứu trước đây đã phát hiện rằng mức chi tiêu của các các hộ có chủ hộ là nữ và các hộ có chủ hộ là nam không có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê Tuy nhiên kết quả điều tra năm 2004 cho thấy đã có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê giữa mức chi tiêu của các hộ có chủ hộ là nữ và chủ

hộ là nam, và các hộ có chủ hộ là nam có mức chi tiêu thấp hơn hộ có chủ hộ

là nữ tới 2,6%

Tuổi của chủ hộ có tác động dương với mức sống, nhưng tác động này không lớn lắm, nếu chủ hộ 40 tuổi thì khả năng chi tiêu của hộ sẽ tăng 1% so với chủ hộ có tuổi là 30

Kết quả ước lượng từ mô hình cũng cho thấy khi chủ hộ có thêm 1 năm học thì chi tiêu bình quân đầu người của hộ tăng trung bình 3,1%; Nếu các thành viên trưởng thành của hộ bình quân tăng 1 năm học thì mức sống tăng lên 2,8% Hai con số này cho thấy mức đóng góp của 1 năm đi học của chủ

hộ cao hơn mức đóng góp của 1 năm đi học bình quân của các thành viên trưởng thành vào mức sống của hộ

Cũng liên quan đến trình độ học vấn, tỷ lệ lao động 15 tuổi trở lên mù chữ trong tổng số lao động là yếu tố tác động âm tới mức sống, nếu 1 hộ có 4 lao động, trong đó có 2 lao động mù chữ thì chi tiêu bình quân của hộ sẽ giảm 4,2% so với hộ có cả 4 lao động không mù chữ

Với các yếu tố khác là như nhau, nếu chủ hộ làm nghề có chuyên môn kỹ thuật bậc cao trung sẽ có mức chi tiêu bình quân cao hơn 19,5% so với chủ hộ làm lao động giản đơn; Chủ hộ là nhân viên kỹ thuật sơ cấp/ thợ có kỹ thuật lắp ráp và vận hành máy có mức chi tiêu cao hơn lao động giản đơn 11,2% Nếu một hộ gia đình là thuần nông - tức là tất cả các lao động của hộ chỉ làm trong lĩnh vực nông lâm thủy sản mà không tham gia vào các lĩnh vực phi nông nghiệp hay dịch vụ - thì với tất cả các yếu tố khác là như nhau thì hộ thuần nông sẽ có mức chi tiêu bình quân kém các hộ không thuần nông là 8,1%

Số giờ làm việc bình quân tuần tính trên một nhân khẩu có tác động dương đến mức sống, nếu con số này tăng lên 5 giờ thì mức sống của hộ sẽ tăng lên 2,0%

Với hộ có 5 nhân khẩu và các yếu tố khác có giá trị như nhau nhưng số trẻ em trong hộ khác nhau, một hộ có số trẻ em là 2, còn hộ kia có số trẻ là 3; thì hộ có 3 trẻ em có khả năng có mức chi tiêu bình quân kém hộ có 2 trẻ là

4,7% Điều đó đồng nghĩa là hộ có càng nhiều trẻ em càng nghèo Qui mô hộ cũng là một yếu có tác động âm tới chi tiêu, nếu tất cả các yếu tố khác như nhau, việc tăng một thành viên trong hộ sẽ làm giảm chi tiêu bình quân tới 6,0% Như vậy nếu một hộ có 4 nhân khẩu với tỷ lệ trẻ em là 2/4, thì việc tăng thêm 1 nhân khẩu là trẻ em sẽ làm giảm chi tiêu của hộ xuống 10,7% Nếu các điều kiện khác của hộ là như nhau, thì một hộ ở vùng Đông nam bộ có mức chi tiêu cao hơn vùng tham chiếu là 67,9%, sau đó là vùng Đồng bằng sông Cửu long mức chi tiêu cao hơn vùng tham chiếu là 41,1%; con số này ở vùng Đồng bằng sông Hồng là 18,0%; ở vùng Đông bắc là 14%, Tây nguyên là 21%, và Duyên hải nam trun g bộ là 17%

II CÁC MÔ HÌNH HỒI QUY PHÂN VỊ

Bổ sung cho nghiên cứu các yếu tố tác động đã nêu ở mô hình hồi quy chung, ở đây chúng tôi sử dụng hồi quy phân vị ở 5 mức phân vị - tương ứng với 5 nhóm chi tiêu

Để có thể thấy rõ sự thay đổi về cường độ của các yếu tố tác động trong các mức phân vị khác nhau - đại diện cho 5 nhóm chi tiêu khác nhau, chúng tôi đặt kết quả của 5 mô hình hồi quy phân vị bên cạnh nhau; Biểu 2 gồm các cột hệ số (B) của mô hình ớ các mức phân vị khác nhau; Biểu 3 (xem báo cáo Tổng hợp) gồm các cột giá trị p - mức ý nghĩa tương ứng với các hệ số B ở Biểu 2; còn Biểu 3 là luỹ thừa cơ số e - EXP(B) của hệ số B

Hằng số ở mô hình hồi quy chung (Biểu 1) là 5,200 là giá trị trung bình của biến phụ thuộc khi tất cả các yếu tố tác động nhận giá trị 0 (tương ứng với giá trị trung bình của chi tiêu bình quân đầu người là 181,34 ngàn đồng khi tất cả các yếu tố tác động nhận giá trị bằng 0) Hằng số ở mô hình hồi quy phân vị là giá trị của biến phụ thuộc tại mức phân vị tương ứng, khi tất cả các yếu tố tác động nhận giá trị 0 Hằng số của các mức phân vị theo các mức từ thấp đến cao lần lượt là 4,679, 4,890, 5,096, 5,393, 5,828 (tương ứng với các giá trị phân vị của chi tiêu bình quân đầu người là: 107,71 ngàn đồng, 132,99 ngàn đồng, 163,31 ngàn đồng, 219,87 ngàn đồng và 339,60 ngàn đồng khi tất

cả các biến tác động nhận giá trị bằng 0)

Kết quả thu được trong biểu cũng cho thấy các hệ số ở hầu hết các mức phân vị đều cùng dấu với nhau và cùng dấu với hệ số tương ứng ở mô hình hồi quy chung Tuy nhiên, giá trị của các hệ số lại có sự thay đổi, cho thấy với cùng một yếu tố nhưng ở mỗi mức phân vị nó tác động với một cường độ khác nhau Sau đây là một số nhận xét thống kê khi đọc kết quả của tập biểu: Biểu 2 và Biểu 3

+ So với cư dân sống ở vùng sâu vùng xa những hộ sống ở khu vực thành thị dù thuộc nhóm hộ nào cũng có mức chi tiêu cao hơn Tuy nhiên, các

hộ thuộc nhóm chi tiêu càng cao thì chênh lệch về mức chi tiêu so với vùng sâu, vùng xa càng cao: tỷ lệ chênh lệch tương ứng ở các phân vị là: 22,1%, 29,1%, 31,1%, 31,5% và 32,2% Con số 32,2% cho thấy ở mức phân vị 0,9 (nhóm giàu nhất) hộ sống ở khu vực thành thị có mức chi tiêu cao hơn so với những người thuộc nhóm giàu nhưng sống ở vùng sâu, vùng xa tới 32,2% + So với cư dân sống ở vùng sâu vùng xa những hộ sống ở khu vực nông thôn không thuộc vùng sâu vùng xa dù thuộc nhóm hộ nào cũng có mức chi tiêu cao hơn Tuy nhiên, sự khác biệt là không lớn về hệ số giữa các mức phân vị (hệ số tương ứng của các nhóm phân vị là: 0,035; 0,052; 0,030; 0,019; 0,024);

+ Giới tính của chủ hộ có tác động khác nhau ở các nhóm phân vị khác nhau Hệ số hồi quy ở mức phân vị 0,1 có dấu dương, ở các phân vị khác thì

có dấu âm; cho thấy ở nhóm nghèo chủ hộ là nam thì có khả năng có mức chi tiêu cao hơn chủ hộ là nữ, mức tăng này là 2,3% Tuy nhiên sự khác biệt của yếu tố giới tính của chủ hộ nam và nữ ở nhóm đầu và 2 nhóm cuối là không

có ý nghĩa thống kê, với nhóm trung bình và khá thì sự khác biệt về giới tính

là có ý nghĩa và ở đây các hộ có chủ hộ là nữ thì có mức chi tiêu cao hơn nam tương ứng là 4,7% và 4,4%

+ Ở tất cả các mức phân vị, yếu tố dân tộc đều có hệ số dương, và sự khác biệt là có ý nghĩa thống kê, cho thấy mức chi tiêu của các hộ người Kinh và người Hoa cao hơn so với của các hộ thuộc dân tộc khác ở tất cả các nhóm Tuy nhiên, giá trị của các hệ số có giảm: các nhóm nghèo hơn thì có giá trị cao hơn, cho thấy ở các nhóm nghèo thì mức chênh lệch về chi tiêu giữa các hộ người dân tộc Kinh và Hoa và các hộ thuộc các dân tộc khác cao hơn so với ở các nhóm khác; trong đó mức chênh lệch theo thứ tự từ nghèo đến giàu tương ứng là: 15,2%, 15,1%, 12,1%, 8,5% và 11,5%

+ Hồi quy phân vị cho một kết quả rất lý thú mối quan hệ giữa mức chi tiêu và tuổi của chủ hộ Ở phân vị 0,1 hệ số hồi quy mang dấu âm, cho thấy:

ở nhóm hộ nghèo, chủ hộ càng cao tuổi thì khả năng nghèo càng cao; Các phân vị còn lại hệ số mang dấu dương, tuy nhiên tác động của yếu tố tuổi không có ý nghĩa thống kê ở hai mức phân vị đầu, ở các mức phân vị sau tác động của yếu tố tuổi là có ý nghĩa thống kê và tuổi có tác động dương với chi tiêu, và càng ở nhóm giàu thì tác động của yếu tố tuổi càng tăng

Biểu 2: Các mô hình hồi quy phân vị về chi tiêu thực tế bình quân đầu

người 1 tháng của 5 mức phân vị (phần hệ số B)

Hệ số B

Biến phụ thuộc:

Logarit chi tiêu thực tế bình quân đầu người/1 tháng

Các biến độc lập

• Khu vực

• Số năm học bình quân của các thành viên từ 15

• Nghề nghiệp của chủ hộ

Các nhà chuyên môn kỹ thuật bậc cao trung 0,196 0,158 0,164 0,202 0,137

Nhân viên kỹ thuật sơ cấp, nhân viên dịch vụ,

thợ có kỹ thuật lắp ráp và vận hành máy 0,121 0,096 0,136 0,144 0,070 Lao động có kỹ thuật trong nông lâm thủy sản và

• Số giờ làm việc tính bình quân trên 1 nhân khẩu 0,005 0,006 0,005 0,005 0,004

• Tỷ lệ lao động từ 15 tuổi trở lên mù chữ -0,012 -0,068 -0,082 -0,124 -0,079

• Vùng địa lý

Nguồn: do đề tài tính dựa trên số liệu KSMS 2004