Đang tải... (xem toàn văn)
Mục tiêu nghiên cứu của bài viết là đánh giá toàn diện hơn về mối liên quan giữa bất bình đẳng hoặc nghèo đói với sự biến động về số liệu tội phạm ở các quốc gia.
Mối quan hệ bất bình đẳng thu nhập, nghèo đói tội phạm quốc gia (tiếp theo kỳ trước) Paul-Philippe Pare, Richard Felson Income inequality, poverty and crime across nations The British Journal of Sociology, 2014 Volume 65 Issue Lan Anh dịch Tóm tắt: Chúng đà khảo nghiệm mối quan hệ bất bình đẳng thu nhập, nghèo đói loại tội phạm khác Kết nghiên cứu quán với nghiên cứu gần đây, cho thấy bất bình đẳng không liên quan đến tỷ lệ giết ngời nghèo đói đợc kiểm soát Trong phân tích nhiều cấp độ Khảo sát quốc tế Nạn nhân tội ác ICVS (International Crime Victimization Survey), chóng t«i nhËn thÊy r»ng bất bình đẳng không liên quan đến việc hành hung, cớp bóc, đột nhập trộm cắp nghèo đói đợc kiểm soát Chúng cho sở lý luận để nghi ngờ nhận định mối quan hệ mức độ bất bình đẳng thu nhập quốc gia khả xảy hành vi phạm tội Từ khóa: Tội phạm xuyên quốc gia, Giết ngời, ICVS, Bất bình đẳng thu nhập, Nghèo đói Nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu đánh giá toàn diện mối liên quan bất bình đẳng nghèo ®ãi víi sù biÕn ®éng vỊ sè liƯu téi ph¹m quốc gia Trớc hết, trình bày mét ph©n tÝch vỊ ChØ sè Gini víi tÝnh chÊt thớc đo cho bất bình đẳng Chúng thực nghiên cứu mô để Chỉ số Gini phản ánh ảnh hởng vấn đề nghèo đói lẫn bất bình đẳng Sự mô nghiên cứu cung cấp thêm dẫn chứng mức độ quan trọng số nghèo đói đánh giá tác động bất bình đẳng Thứ hai, thực ớc tính ảnh hởng bất bình đẳng nghèo đói (tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh) tới tỷ lệ phạm tội giết ngời dựa liệu lớn liệu mà Pridemore (2008, 2011) đà sử dụng (63 gần 46 nớc) Bộ liệu lớn cho phép tìm đợc ảnh hởng bất bình đẳng cách dễ dàng hơn, giúp giảm bớt độ nhạy cảm mô hình Vấn đề độ nhạy 48 cảm mô hình đặc biệt quan trọng mẫu có kích thớc nhỏ tơng quan biến độc lập lớn Thứ ba, để hiểu rõ công trình Messner, Raffalovich Sutton (2010), sử dụng công cụ đo lờng nghèo đói trực tiếp so với tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh Từ cho thấy phơng pháp đo lờng nghèo đói kích thớc mẫu tạo khác biệt Cuối cùng, ớc tính ảnh hởng bất bình đẳng nghèo đói loại hình tội phạm khác Để có đợc phân tích này, thực phân tích đa cấp độ ICVS Chúng kiểm tra xem liệu đối tợng đợc điều tra có khả nạn nhân vụ đe dọa, trộm, cớp loại hình phạm tội khác quốc gia có mức bất bình đẳng nghèo đói cao hay không Các mô hình đa cấp độ có u so với phân tích tổng hợp mô hình cho phép ngời dùng kiểm soát tác động tổng hợp Chúng tiến hành điều tra nạn nhân để kiểm tra trực tiếp xem liệu ngời nghèo có khả phạm tội nhiều hay không Tuy nhiên, kiểm tra xem liệu cá nhân có nhiều nguy trở thành nạn nhân hay không họ sống quốc gia có mức bất bình đẳng nghèo đói cao Các phân tích tập trung vào tác động bất bình đẳng nghèo đói tơng tác mặt thống kê đơn Tuy nhiên, lập luận phản ứng cá nhân mặc cảm hèn tơng đối ám có ngời nghèo phải chịu đựng mặc cảm hèn tơng đối Theo đợc biết, cha có kiểm tra đợc tơng tác mặt Thông tin Khoa học xà hội, số 11.2015 thống kê phản ánh tác động bất bình đẳng tội phạm số hậu khác nh (xem: Neckerman Torche, 2007) Chúng công cụ để xác định địa vị kinh tế xà hội ngời phạm tội liệu mà có Chúng số liệu thống kê để kiểm tra cách đầy đủ tơng tác mặt thống kê (dù đà thực vài phân tích tơng tự) Chúng giả định hầu hết ngời phạm tội có địa vị xà hội thấp so với ngời bình thờng, nên tác động bất bình đẳng đợc bộc lộ thông qua phân tích tác động Phân tích Chỉ số Gini Hầu hết nghiên cứu bất bình đẳng tội phạm học dựa Chỉ số Gini Tuy nhiên, thớc đo bất bình đẳng thu nhập nh Gini phản ánh tác động nghèo đói lẫn bất bình đẳng kinh tế phân phối thu nhập chênh lệch lớn, tức số ngời nghèo nhiều số ngời giàu Do phân phối thu nhập logarit chuẩn mà bất bình đẳng mức cao gắn liền với nghèo đói mức cao (Chakravarty, 2009; Limpert et al, 2001; Singh vµ Maddala, 1976) Việc đa thớc đo phát triển hay thu nhập bình quân đầu ngời vào nghiên cứu không giải đợc vấn đề này, chúng thớc đo xu hớng trung tâm Chúng trình bày kết hai mô bảng để minh họa cho vấn đề Cả hai mô giả thiết quốc gia có quy mô dân số (1.000.000 ngời), GDP bình quân đầu ngời tơng tự (10.000 USD/đầu ngời), giống hình thức phân phối thu nhập (phân phối loga chuẩn) Một quốc gia có bất bình đẳng thu nhập Mối quan hệ bất bình đẳng 49 cao (độ lệch chuẩn = 5.000 USD), nhập lẫn nghèo đói Cần phải cố định tỷ quốc gia lại có bất bình đẳng lệ ngời sống nghèo đói cho ChØ sè thu nhËp thÊp (®é lƯch chn = 2.000 Gini thấy rõ tác động USD); lu ý giá trị bất bình đẳng thực Chúng sử dụng tỷ lệ phần trăm Phân tích lại liệu tội giết ngời phạm vi số ngời thu nhập mét nưa thu qc tÕ nhËp trung b×nh (< 5.000 USD) làm thớc đo tỷ lệ phần Bảng 1: Bất bình đẳng thu nhập tỷ lệ phần trăm trăm ngời ngời sống nghèo đói sống nghèo đói Mô 1: Mô 2: Bảng cho thÊy r»ng Mét quèc gia Mét quèc gia số ngời sống bình đẳng bình đẳng nghèo đói 0-4.999 USD (Nghèo đói) 1% 6% nớc bình đẳng 5.000-9.999 USD 51% 44% cao gÊp lÇn so víi 10.000-14.999 USD 45% 31% nớc bình đẳng 15.000-19.000 USD 2% 12% (6% so với 1%) Kết 20.000 + USD 1% 7% tơng tự mô Ghi chú: hai mô phỏng, tổng dân số 1.000.000 ngời GDP đợc lặp lại với bình quân đầu ngời 10.000 USD Bất bình đẳng thu nhập các seed ngẫu nhiên(*) quốc gia bình đẳng (độ lệch chuẩn = 5.000 USD) cao khác quốc gia bình đẳng (độ lệch chuẩn = 2.000 USD) ngỡng khác nghèo đói Tiến hành làm rõ vấn đề: bất bình đợc sử dụng (ví dụ: ngỡng đẳng thu nhập hay nghèo đói có tác nghèo 3.000 USD thay 5.000 USD) ®éng ®Õn tû lƯ giÕt ng−êi ë 63 qc gia Tóm lại, hầu hết nghiên cứu trớc ®Ịu tÝnh ®Õn chØ sè ph¸t triĨn kinh tÕ chø không tính đến số nghèo đói Nh Pridemore (2008) ra, số phát triển kinh tế không đo lờng đợc nghèo đói Mô chứng minh không hợp lý sử dụng Chỉ số Gini thớc đo khác bất bình đẳng mà không sử dụng số nghèo Các quốc gia có mức bất bình đẳng cao có tỷ lệ nghèo đói cao, trình độ phát triển kinh tế đợc kiểm soát Do nghiên cứu dựa Chỉ số Gini khó để giải thích, chúng phản ánh tác động bất bình đẳng thu theo liệu đợc nhóm nghiên cứu khảo sát, đa vào biến số kiểm soát giống nh nghiên cứu Messner, Raffalovich Shrock (2002), nghiên cứu có ảnh hởng lĩnh vực Trớc tiên, cố gắng mô gần giống với phân tích Messner, Raffalovich Shrock Sau thay số phát triển kinh tế số nghèo đói so sánh kết Tiếp bớc Pridemore (2008, 2011), giả thuyết bất bình đẳng thu nhập không liên quan đến tỷ lệ giết ngời, nghèo đói đợc kiểm soát hợp lý Một seed ngẫu nhiên khái niệm mô Monte Carlo, cho phép khởi tạo số ngẫu nhiên Thay đổi seed ngẫu nhiên tạo dÃy số ngẫu nhiên Chúng sử dụng mô hình hồi quy OLS với Thuật toán cực đại hóa kỳ vọng (E-M) cho trờng hợp liệu (phiên phần mềm SPSS 20) Các (*) 50 quốc gia có liệu bị biến độc lập biến kiểm soát đợc đa vào mô hình Các mô hình đồng hồi quy OLS, nhng có u điểm xử lý đợc ớc lợng với liệu bị thay xóa hẳn liệu này, giữ đợc kích thớc mẫu Một u điểm giá trị tin cậy đợc gán cho giá trị thực (với việc gia tăng sai số đo lờng để tránh tợng vừa liệu), giá trị thuận lợi cho việc tái phân tích Chúng đà kiểm tra số liệu không phát có số liệu nµo bÊt th−êng L−u ý r»ng viƯc sư dơng mét phÐp biÕn ®ỉi logarit (log 10) cđa tû lƯ giÕt ngời làm chuẩn hóa phân bố biến giúp giảm bớt tác động số liƯu bÊt th−êng tiỊm Èn HƯ thèng ®o l−êng Chóng đà có đợc số đo lờng tỷ lệ giết ngời 100.000 ngời dân từ Tổ chức Y tế giới Tỷ lệ giết ngời đợc log để chuẩn hóa phân bố tỷ lệ giảm thiểu tác động mặt thống kê quốc gia cã tû lƯ giÕt ng−êi cao Khi cã d÷ liƯu, đà sử dụng mức trung bình năm để giảm thiểu dao động ngẫu nhiên hàng năm (giữa 1990 2000) Khi có liệu năm hơn, mức trung bình đợc tính từ tất năm sẵn có Lu ý liệu phải có năm đợc sử dụng cho quốc gia Phụ lục a liệt kê danh sách quốc gia bảng phân tích Sự bất bình đẳng thu nhập, phát triển kinh tế nghèo đói biến số độc lập Sự bất bình đẳng thu nhập đợc đo Chỉ số Gini, số sẵn có mạng từ nguồn Cơ sở Dữ liệu Bất bình đẳng thu nhập giới (Liên Hợp Quốc, Thông tin Khoa học xà hội, số 11.2015 2000) Theo đề nghị Deninger Squire (1996), đà thêm Chỉ số 6,6 vào số liệu thống kê Gini chi tiêu để dễ so sánh với số liệu thống kê Gini thu nhập Chỉ số đo lờng phát triển đợc cung cấp Báo cáo Phát triển ngời Liên Hợp Quốc (1998) Chỉ số Phát triển ngời (HDI) dựa tuổi thọ trung bình, tỷ lệ (ngời trởng thành) biết chữ, tỷ lệ học sinh nhập học tỷ lệ thu nhập bình quân đầu ngời đợc điều chỉnh theo chi phí sinh hoạt Tiếp bớc Pridemore (2008, 2011), chóng t«i sư dơng tû lƯ tư vong trẻ sơ sinh (đà đợc logarit) làm số đo lờng nghèo đói Chỉ số đo lờng nghèo đói thứ hai dựa số riêng biệt lấy từ Chỉ số nghèo tổng hợp (HPI) Báo cáo Phát triển ngời Liên Hợp Quốc cung cấp Chỉ số thứ đánh giá nghèo đói quốc gia phát triển, dựa xác suất không sống tới tuổi 40, tỷ lệ (ngời trởng thành) mù chữ, tỷ lệ ngời dân không đợc tiếp cận với nớc sạch, tỷ lệ ngời dân không đợc tiếp cận với dịch vụ y tế tỷ lệ trẻ em dới tuổi thiếu cân Chỉ số thứ hai đánh giá nghèo đói quốc gia có công nghiệp phát triển dựa vào xác suất không sống tới tuổi 60, tỷ lệ (ngời trởng thành) mù chữ chức năng, tỷ lệ ngời dân có thu nhập 50% thu nhập khả dụng bình quân quốc gia hộ gia đình tỷ lệ ngời thất nghiệp năm Theo Báo cáo Phát triển ngời Liên Hợp Quốc, cần phải sử dụng số riêng biệt nghèo đói thể theo cách khác quốc gia phát triển quốc gia phát triển: ngời nghèo quốc gia phát triển có nhiều nguồn lực ngời Mối quan hệ bất bình đẳng 51 nghèo quốc gia phát triển họ sống dựa vào ngân sách hạn chế, nhng họ có thực phẩm, chỗ ở, chăm sóc y tế nớc sạch, ngời nghèo quốc gia phát triển có thiếu nhu cầu thiết yếu Do mức độ nghèo đói quốc gia phát triển nghiêm trọng so với quốc gia phát triển giá trị tuyệt đối, số HPI phải đợc sử dụng nh− vËy Ng−êi nghÌo sèng ë c¸c qc gia ph¸t triển giả ngời nghèo sống quốc gia phát triển giá trị tuyệt đối Nhằm xóa bỏ tình trạng trên, đà thiết lËp mét danh s¸ch gåm c¸c qc gia ph¸t triĨn danh sách khác Bảng 2: Thống kê mô tả (Phân tích tỷ lệ giết ngời, N = 63 quèc gia) Mean S.D Min Max Tû lÖ giÕt ng−êi (log 10) 0,579 0,463 -0,130 1,73 Tû lÖ giÕt ng−êi 6,98 9,61 0,74 53,7 ChØ sè Gini vỊ bÊt b×nh đẳng 38,1 9,2 21,7 59,1 Tỷ lệ tử vong trẻ s¬ sinh (log 10) 1,15 0,40 0,55 2,02 Tû lƯ tử vong trẻ sơ sinh 21,4 20,4 3,55 104,7 Chỉ số đói nghèo 29,9 16,7 59* Chỉ số phát triển 0,824 0,119 0,51 0,96 Tăng trởng kinh tế 0,69 1,97 -7,63 6,19 Tû lƯ giíi tÝnh 96,5 3,6 86,8 106,5 Mật độ dân số (log 10) 1,90 0,64 0,33 3,76 Mật độ dân số 298 928 2,14 5754 Quy mô dân số 30,5 50,6 0,30 299,8 Ghi chú: * Xếp hạng từ đến 59 thay 63 có trờng hợp bị số liệu M-E Bảng 3: Ma trËn hƯ sè t−¬ng quan (N= 63 qc gia) Tû lÖ giÕt ng−êi (log 10) Chỉ số Gini bất bình đẳng Tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh (log 10) Chỉ số đói nghèo Chỉ số phát triển Tăng trởng kinh tÕ Tû lƯ giíi tÝnh MËt ®é dân số (log 10) Quy mô dân số Ghi chó: * p < 0,05 0,54* 0,68*0,70* 0,54*0,76* 0,76* -0,54* -0,33* -0,10 -0,16 0,20 -0,46* 0,39* -0,20 0,08 -0,79* -0,58* 0,04 -0,18 -0,03 -0,64* -0,19 0,33* 0,05 0,01 0,49* 0,18 -0,03 0,17 -0,35 0,36* 0,06 -0,18 0,24 -0,10 -0,08 Th«ng tin Khoa häc xà hội, số 11.2015 52 gồm quốc gia phát triển, sau xếp theo số nghèo đói quốc gia (chỉ số cao mức độ nghèo đói nghiêm trọng) Tiếp theo, tập hợp danh sách lại, xếp hạng tất quốc gia phát triển quốc gia có số nghèo đói cao so với quốc gia phát triển Kết quả, đà đa đợc bảng xếp hạng, quốc gia phát triển đứng vị trí thứ nhất, có số nghèo đói thấp (Thụy Điển) nớc phát triển đứng vị trí thứ 59 bảng xếp hạng có số nghèo đói cao nhÊt (Zimbabwe) Xin l−u ý r»ng cã quèc gia thống kê số nghèo đói Chúng đà đa mô hình dự kiến bao gồm không bao gồm quốc gia kết thu đợc nh (Xem mô hình bảng 4) Chúng xin đa so sánh khía cạnh sau: mật độ dân số (logarit hóa), quy mô dân số (logarit hóa), mức tăng trởng kinh tế tỷ lệ giới tính Các số liệu mật độ dân số, quy mô dân số mức tăng trởng kinh tế đợc trích Bảng 4: Phơng pháp hồi quy OLS với kỹ thuật E-M đo lờng tác động bất bình đẳng thu nhập đói nghèo tới tỷ lệ giết ngời logarit (sai số chuẩn ngoặc đơn; N = 63 quốc gia) Mô hình b Chỉ số Gini bất bình đẳng 0,025* 0,489 (0,007) Chỉ số phát triển Mô hình Beta b Mô hình Beta b 0,019* 0,373 0,004 (0,006) (0,007) -1,31* -0,335 - - Mô hình Beta b 0,074 0,003 Beta 0,058 (0,008) - - - - - - - - 0,020* 0,732 0,021* 0,767 (0,004) (0,004) (0,514) Tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh - - (log 10) ChØ sè ®ãi nghÌo Tû lƯ giíi tÝnh 0,626* 0,540 (0,153) - - - -0,045* (0,015) (0,012) (0,013) -0,023 -0,097 -0,017 (0,021) (0,023) -0,041 -0,056 -0,061 (0,070) (0,076) (0,013) (0,029) (log 10) Quy mô dân số H»ng sè R - -0,037* -0,287 -0,037* -0,290 -0,041* -0,320 Tăng trởng dân số -0,016 -0,066 0,014 Mật độ d©n sè - 0,031 0,043 (0,082) 0,002 0,061 (0,028) 0,058 0,081 (0,071) 0,190 0,001 0,155 0,001 0,157 0,001 (0,001) (0,001) (0,001) (0,001) 4,18* 2,57* 3,84* 4,31* (1,32) (1,19) (1,09) (1,19) 0,52 0,59 0,65 0,66 -0,329 -0,068 -0,078 0,155 - Ghi chú: Kỹ thuật E-M đợc dùng để xử lý liệu bị Không có liệu bị số đói nghèo mô hình (N = 59) * p < 0.05 Mèi quan hÖ bất bình đẳng dẫn từ Báo cáo Phát triển ngời Còn tỷ lệ giới tính (số lợng nam giới 100 nữ giới) đợc trích dẫn từ Bách khoa toàn th Dân số Nhân học toàn cầu (Ness Ciment 1999) Thống kê bị thiếu hai giá trị Kết Những thống kê cụ thể đợc trình bày bảng ma trận hệ số tơng quan đợc trình bày bảng Tỷ lệ giết ngời trung bình giới 6,99 100.000 ngời, thấp 0,74 (Nhật Bản) cao 53,68 (Columbia) Tû lƯ giÕt ng−êi cã mèi t−¬ng quan mËt thiÕt với số nghèo đói (r = 0,70) tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh (r = 0,68) so với mức độ bất bình đẳng (r = 0,54) mức phát triển kinh tế (r = -0,54), điều cho thấy tỷ lệ nghèo đói có khả biến số quan trọng phân tích ®a biÕn cđa chóng t«i Tû lƯ nghÌo ®ãi cã liên quan đến mức độ phát triển (r = -0,64 -0,58), điều cho thấy số đợc khai th¸c ë c¸c lÜnh vùc kh¸c nh−ng chóng ®Ịu cã mèi liªn quan víi ChØ sè nghÌo đói tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh cã mèi quan hƯ chỈt chÏ víi (r = 0,76), điều cho thấy số số quan trọng liên quan đến møc ®é nghÌo ®ãi ë tõng qc gia Ci cïng, mối tơng quan phép đo lờng mức độ bất bình đẳng thu nhập nghèo đói (r = 0,76 ®èi víi chØ sè nghÌo ®ãi; r = 0,54 tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh) quốc gia có mức bất bình ®¼ng thu nhËp cao cịng sÏ cã tû lƯ nghÌo đói cao Chúng xin giới thiệu kết từ việc phân tích liệu nhiều biến bảng Những mô hình đợc dựa phép tính mà bao gồm số phát triển lẫn số 53 nghèo đói khác Các kiểm tra đà xác nhận tợng đa cộng tuyến không đạt đến ngỡng sai (V.I.F >5) liệu Trong mô hình ớc tính đợc phơng trình giống nh ớc tính Messener, Raffalovich Shrock đà thực năm 2002 Mô hình không bao gồm HPI Kết tơng tự nh họ: Bất bình đẳng thu nhập có khả liên quan đến tội phạm giết ngời, có tính đến tác động số phát triển đặc điểm khác quốc gia Thêm vào đó, quốc gia phát triển kinh tÕ víi tû lƯ giíi tÝnh cao th−êng cã tỷ lệ giết ngời thấp Trong mô hình 2, dùng tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh thay cho số phát triển Tại mô hình này, ảnh hởng bất bình đẳng yếu (tõ b = 0,025 tíi 0,019) nh−ng vÉn lµ mét số mang ý nghĩa quan trọng có tính định mặt thống kê Tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh tác động dơng đến tội phạm giết ngời Hệ số hồi quy chuẩn hóa biểu thị số dự báo quan trọng cho tội phạm giết ngời mô hình Các hệ số khác thay đổi đáng kể Trong mô hình thay số phát triển tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh số nghèo Với phép tính này, hệ số bất bình đẳng gần nh không trọng yếu mặt thống kê Mặt khác, số nghèo đói có giá trị dơng lớn tác động trọng yếu mặt thống kê Hệ số hồi quy chuẩn hóa cho thấy số dự báo quan trọng cho tội phạm giết ngời với mô hình Một lần nữa, hệ số khác thay đổi không đáng kể Các kết cho thấy mức độ nghèo đói có liên quan mật thiết đến hành vi phạm tội giết ngời, ngợc Thông tin Khoa học xà hội, số 11.2015 54 lại bất bình đẳng thu nhập không liên quan đáng kể đến hành vi Mô hình mô hình 3, bỏ bốn quốc gia với giá trị bị thiếu số nghèo đói Những kết từ mô hình gần giống với kết thu đợc từ mô hình đà xác nhận sức ảnh hởng mạnh mẽ nghèo đói ảnh hởng không đáng kể bất bình đẳng kết từ thuật toán tối đa hóa kỳ vọng với số liệu bị Trong phân tích không đợc trình bày đây, kiểm tra xem có tác động phi tuyến (ví dụ phơng trình bậc hai) hay tác động tơng tác bất bình đẳng thu nhập không Chúng không tìm thấy quan hệ phi tuyến hay tác động tơng tác với biến số khác Chúng đà cho chạy thử lại mô hình với số phát triển HPI phép tính Phân tích Phụ lục (a) Danh sách quốc gia đợc phân tích tội phạm giết ngời (N = 63), thĨ hiƯn qua chØ sè tû lƯ tư vong trẻ sơ sinh xếp hạng số đói nghèo Các số in nghiêng đợc nhập vào mô hình sử dụng thuật toán EM Trong phân tích này, tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh đợc logarit (log 10) Argentina (21,43; 39) §øc (5,25; 6) Paraguay (36,89; 47) Armenia (28,0; 33) Hong Kong* (4,40; 31.2) Peru (41,90; 53) Australia (5,61; 17) Hungary (10,50; 15) Philippines (31,68; 56) Austria (5,29; 8) Ireland (6,37; 23) Ba Lan (12,90; 16) Azerbaijan (79,50; 35) Israel (8,80; 21) Bồ Đào Nha (7,43; 21.5) Barbados (14,70; 36) Italy (6,15; 25) Romania (33,59; 29) BØ (5,85; 14) Jamaica (20,60; 54) Liªn Bang Nga (23,49; 30) Brazil (41,89; 49) Japan (4,19; 13) Singapore (3,80; 41) Bulgaria (23,25; 28) Kazakhstan (54,10; 31) T©y Ban Nha (5,44; 19) Canada (5,91; 9) Hµn Quèc (8,20; 29.4) Sri Lanka (18,50; 57) Chile (11,70; 38) Kyrgyz Rep (57,00; 32) Thơy §iĨn (3,53; 1) Colombia (29,1; 44) Latvia (19,51; 24) Thôy SÜ (5,01; 7) Costa Rica (14,32; 40) Lithuania (12,32; 26) Tajikistan (105,00; 34) Céng hßa SÐc (7,30; 10) Luxembourg (5,00; 11) Thailand (27,20; 50) Đan Mạch (5,04; 5) Mauritius (22,30; 52) Trinidad-Tobago (31,80; 43) Céng hßa Dominica (41,30; 51) Mexico (28,70; 42) Anh (6,10; 20) Ecuador (32,40; 46) Hµ Lan (5,36; 3) Hoa Kú (7,57; 22) El Salvador (33,00; 55) New Zealand (6,70; 18) Uruguay (18,10; 37) Estonia (14,64; 27) Nicaragua (39,90; 58) Uzbekistan (69,70; 36.1) PhÇn Lan (3,87; 4) Na Uy (4,05; 2) Venezuela (29,90; 48) Ph¸p (4,92; 12) Panama (20,90; 45) Zimbabwe (60,79; 59) Ghi chú: * Trên danh nghĩa quốc gia nhng thờng đợc coi nh quốc gia nghiên cứu trớc Kết đa tơng tự coi Hong Kong có tính chất nh Mối quan hệ bất bình đẳng có vấn đề đa cộng tuyến nhng đà tiết lộ mức ảnh hởng trọng yếu mặt thống kê nghèo đói, nhng ảnh hởng từ bất bình đẳng hay số phát triển Chúng tính toán phơng trình sử dụng số tổng sản phẩm quốc nội tính theo đầu ngời (số liệu: Ngân hàng Thế giới, 2001) với vai trò công cụ ®o l−êng møc ®é ph¸t triĨn kinh tÕ, mét số nghiên cứu sử dụng số thay dùng số phát triển Tác động không đáng kể mặt thống kê kết luận tác động nhiều lên hệ số tơng quan với bất bình đẳng nghèo đói Cuối cùng, thực thêm phân tích phụ trợ nhằm giải vấn đề đo lờng liên quan đến số nghèo đói Đầu tiên, tính toán phơng trình sử dụng tỷ số thật số nghèo đói thay cho xếp hạng, bổ sung thêm tỷ lệ nghèo đói tối đa quốc gia phát triển bên cạnh tỷ lệ nghèo đói quốc gia phát triển Sự điều chỉnh phản ánh thực tế mức độ nghèo đói nớc phát triển trầm trọng so với nớc phát triển Những kết tơng tự với số liệu trình bày mô hình Bớc thứ hai, phân tích quốc gia phát triển phát triển tách biệt nhằm giải vấn đề kết hợp hai HPI với Các phân tích hai tập hợp mẫu tiết lộ kết tơng tự với kết đà trình bày Đối với quốc gia phát triển, tỷ lệ giết ngời tác động dơng liên quan đến HPI (b = 0,025; beta = 0,623; p < 0,01) nh−ng lại không liên quan đến bất bình đẳng thu nhËp (b = -0,007; beta = -0,097; p = 0,529) Trong trờng hợp nớc phát triển, chúng 55 quan sát đợc mô hình tơng tự (b = 0,020; beta = 0,401; p < 0,05 ®èi víi møc ®é nghÌo ®ãi and b = 0,010; beta = 0,186; p = 0,329 bất bình đẳng) Xin l−u ý, bÊt kú mét sai sãt nµo tÝnh toán số làm cho đánh giá ảnh hởng nghèo đói bảo thủ nghiêng tác động bất bình đẳng Nói cách khác, phân loại sai quốc gia tạo số này, làm suy yếu mối quan hệ HPI tỷ lệ giết ngời (còn tiếp) Tài liệu tham khảo Chakravarty, S R (2009), Bất bình đẳng, phân cực nghèo đói: cải tiến ph©n tÝch vỊ ph©n phèi thu nhËp, Springer Deninger, K Squire, L (1996), Bộ liệu để đo lờng bất bình đẳng thu nhập, World Bank Economic Review, Vol.10, p.565-592 Limpert, E., Stahel, W A vµ Abbt, M (2001), Sự phân phối thu nhập chuẩn tắc dới góc nhìn khoa học: Những điểm mấu chốt, Bioscience, Vol.51, p.341- 352 Luckenbill, D F (1977), “Téi giết ngời với góc nhìn tiến trình có bèi c¶nh thĨ”, Social Problems, Vol.26, p.176-186 Lynch, J., Smith, G D., Harper, S., Hillemeier, M., Ross, N., Kaplan, G.A Wolfson, M (2004), Bất bình đẳng thu nhập có phải yếu tố tác động đến sức khỏe dân chúng không? Phần Đánh giá mang tÝnh hÖ thèng”, The Milbank Quarterly, Vol.82, p.5-99 McAdam, D., Tarrow, S Tilly, C (2001), Những động ganh đua, Cambridge University Press 56 McPhail, C (1991), Huyền thoại đám đông điên, Aldine de Gruyter, New York Merton, R K (1938), Cấu trúc xà hội tình trạng vô tổ chức, American Sociological Review, Vol.3, p.672-682 Messner, S F (1986), Hiện đại hóa, đặc điểm cấu trúc tỷ lệ tội phạm toàn xà hội: Một ứng dơng cđa lý thut x· héi vÜ m« cđa Blau”, Sociological Quarterly, Vol.27, p.27-41 10 Messner, S F (2003), “HiÓu khác biệt mức độ tội phạm bạo lực quốc gia, trong: W Heitmeyer J Hagan (chđ biªn), Interna-tional Handbook of Violence Research, Kluwer Dordrecht, Netherlands 11 Messner, S F., Raffalovich, L E vµ Shrock, P (2002), Đánh giá lại mối quan hệ bất bình đẳng thu nhập tỷ lệ giết ngời quốc gia: Những kết từ kiểm soát chất lợng liệu việc đánh giá mức phân phối thu nhËp”, Journal of Quantitative Criminology, Vol.18, p.377-395 12 Messner, S F., Raffalovich, L E vµ Sutton, G M (2010), Nghèo đói, tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh tỷ lệ giết ngời quốc gia: đánh giá tiêu chuẩn tính hiệu xây dựng, Criminology, Vol.48, p.509-537 Th«ng tin Khoa häc x· héi, sè 11.2015 13 Neckerman, K Torche, F (2007), bất bình đẳng: Nguyên nhân hệ quả, Annual Review of Sociology, Vol.33, p.335-357 14 Ness, I Ciment, J (1999), Bách khoa toàn th Dân số toàn cầu Nhân häc, Sè vµ 2, M E Sharpe Reference 15 Pridemore, W A (2008) “ý kiÕn bỉ sung vỊ mỈt phơng pháp luận cho tài liệu xuyên quốc gia cÊu tróc x· héi vµ téi giÕt ng−êi: Bµi kiĨm tra lý thuyết mối quan hệ nghèo đói-sát nhân, Criminology, Vol.46, p.133-154 16 Pridemore, W A (2011), Các vấn đề nghèo đói: Đánh giá lại mối quan hệ bất bình đẳng tội giết ngời nghiên cứu xuyên quốc gia, British Journal of Criminology, Vol.51, p.739-772 17 Singh, S K vµ Maddala, G S (1976), Một chức phân phối thu nhập theo quy mô, Econometrica, Vol.44, p.963-970 18 Liên Hợp Quốc (1998), B¸o c¸o ph¸t triĨn Con ng−êi 1998, Oxford University Press, NY 19 Liên Hợp Quốc (2000), Dữ liệu bất bình đẳng thu nhập giới, www.wider.unu.edu 20 Ngân hàng ThÕ giíi (2001), C¸c chØ sè ph¸t triĨn thÕ giíi l−u ®Üa CDRom, World Bank, Washington, DC ... Hợp Quốc, cần phải sử dụng số riêng biệt nghèo đói thể theo cách khác quốc gia phát triển quốc gia phát triển: ngời nghèo quốc gia phát triển có nhiều nguồn lực ngời Mối quan hệ bất bình đẳng. .. năm đợc sử dụng cho quốc gia Phụ lục a liệt kê danh sách quốc gia bảng phân tích Sự bất bình đẳng thu nhập, phát triển kinh tế nghèo đói biến số độc lập Sự bất bình đẳng thu nhập đợc đo Chỉ số... Hầu hết nghiên cứu bất bình đẳng tội phạm học dựa Chỉ số Gini Tuy nhiên, thớc đo bất bình đẳng thu nhập nh Gini phản ánh tác động nghèo đói lẫn bất bình đẳng kinh tế phân phối thu nhập chênh lệch