Nghiên cứu sử dụng bộ số liệu từ kết quả khảo sát mức sống hộ gia đình Việt Nam 2002 – 2014 (VHLSS) do Tổng cục Thống kê điều tra và công bố. Áp dụng phân tích hồi quy với dữ liệu bảng từ các biến số: Bất bình đẳng thu nhập nông thôn – thành thị, đầu tư trực tiếp nước ngoài, độ mở thương mại, ngân sách nhà nước, tỷ lệ đô thị hóa,… cấp tỉnh giai đoạn này.
Tạp chí Kinh tế Quản trị Kinh doanh Journal of Economics and Business Administration Chỉ số ISSN: 2525 – 2569 Số 09, tháng năm 2019 MỤC LỤC Chuyên mục: THÔNG TIN & TRAO ĐỔI Nguyễn Mạnh Chủng - Quan điểm Đảng phát triển kinh tế biển thời kỳ đổi Trịnh Hữu Hùng, Dƣơng Thanh Tình - Chi nghiệp mơi trường tỉnh Bắc Ninh Chuyên mục: KINH TẾ & QUẢN LÝ Bùi Thị Tuyết Nhung, Nông Thị Minh Ngọc - Các yếu tố ảnh hưởng đến hài lòng người dân dịch vụ hành cơng cấp huyện - Mơ hình nghiên cứu cụ thể huyện Tam Nông, tỉnh Phú Thọ 15 Nguyễn Thị Gấm, Tạ Thị Thanh Huyền, Lƣơng Thị A Lúa, Lê Thu Hà - Vai trò phụ nữ dân tộc Tày huyện Na Rì, tỉnh Bắc Kạn định hộ .20 Nguyễn Bích Hồng, Phạm Thị Hồng - Hiệu kinh tế sản xuất hồng không hạt theo tiêu chuẩn VietGap huyện Ba Bể, tỉnh Bắc Kạn 26 Phạm Thị Mai Hƣơng, Nguyễn Thành Vũ - Ảnh hưởng đặc điểm hộ đến chuyển dịch lao động nông thôn: Nghiên cứu điển hình huyện Đại Từ, tỉnh Thái Nguyên 35 Nguyễn Ngọc Hoa, Lê Thị Thu Huyền - Ảnh hưởng đầu tư trực tiếp nước ngồi tới bất bình đẳng thu nhập Nông thôn - Thành thị Việt Nam 42 Chuyên mục: QUẢN TRỊ KINH DOANH & MARKETING Đoàn Mạnh Hồng, Phạm Thị Ngà - Nghiên cứu hài lòng sinh viên Đại học Thái Nguyên dịch vụ h tr 48 Đàm Thanh Thủy, Mai Thanh Giang - Thực trạng lao động doanh nghiệp FDI địa bàn tỉnh Thái Nguyên 54 Mohammad Heydari, Zheng Yuxi, Kin Keung Lai, Zhou Xiaohu - Đánh giá nhân tố ảnh hưởng đến mối quan hệ phong cách lãnh đạo hài lịng cơng việc dựa phân tích nhân tố………………………………………………………………………………………………… 62 Chuyên mục: TÀI CHÍNH - NGÂN HÀNG Nguyễn Thị Kim Nhung, Nguyễn Thanh Minh, Hoàng Văn Dƣ - Phát triển dịch vụ ngân hàng đại Ngân hàng Thương mại Cổ phần Đầu tư Phát triển Việt Nam - Chi nhánh Thái Nguyên 81 Chu Thị Kim Ngân, Nguyễn Thị Ngọc Uyên - Phát triển dịch vụ ngân hàng điện tử chi nhánh Ngân hàng Thương mại Cổ phần Đầu tư Phát triển Việt Nam, tỉnh Bắc Ninh 88 Bùi Thị Ngân, Nguyễn Thị Linh Trang - Ứng dụng lý thuyết M&M định cấu vốn Công ty Cổ phần Than Vàng Danh - Vinacomin 95 Chuyên mục: Kinh tế & Quản lý - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 09 (2019) ẢNH HƢỞNG CỦA ĐẦU TƢ TRỰC TIẾP NƢỚC NGỒI TỚI BẤT BÌNH ĐẲNG THU NHẬP NƠNG THƠN - THÀNH THỊ TẠI VIỆT NAM Nguyễn Ngọc Hoa1, Lê Thị Thu Huyền2 Tóm tắt Nghiên cứu sử dụng số liệu từ kết khảo sát mức sống hộ gia đình Việt Nam 2002 – 2014 (VHLSS) Tổng cục Thống kê điều tra công bố Áp dụng phân tích hồi quy với liệu bảng từ biến số: Bất bình đẳng thu nhập nơng thơn – thành thị, đầu tư trực tiếp nước ngoài, độ mở thương mại, ngân sách nhà nước, tỷ lệ đô thị hóa,… cấp tỉnh giai đoạn Kết nghiên cứu cho thấy có nhiều yếu tố tác động đến bất bình đẳng thu nhập nơng thơn – thành thị, đầu tư trực tiếp nước ngồi FDI) tác động ngược chiều đến bất bình đẳng thu nhập nơng thơn – thành thị Từ khóa: Bất bình đẳng thu nhập, nông thôn – thành thị, FDI, VHLSS EFFECTS OF FOREIGN DIRECT INVESTMENT ON INCOME INEQUALITY BETWEEN RURAL AND URBAN AREAS IN VIET NAM Abstracts The study used a set of data from the Vietnam Household Living Standards Survey 2002 - 2014 (VHLSS) investigated and published by the General Statistics Office We applied regression analysis with variables like rural-urban income inequality, foreign direct investment, trade openness, state budget, urbanization rate, etc at provincial level during this period The results show that there are many factors affecting rural-urban income inequality, in which foreign direct investment (FDI) negatively impacts rural-urban income inequality Keywords: Income inequality, rural areas - urban, FDI, VHLSS JEL classification: O18; P25 (năm 1993), 0,35 (năm 1998) lên tới 0,436 Đặt vấn đề (năm 2016) [1] Sự gia tăng bất bình đẳng chủ Hoạt động đầu tư trực tiếp nước (FDI) yếu gây chênh lệch tiếp cận, chất vào Việt Nam năm 1980, thông lư ng dịch vụ công bao gồm giáo dục, y tế, qua liên doanh khai thác, thăm dị dầu khí, dịch vụ tài người giàu người trồng cao su… Ngày 29 tháng 12 năm 1987, Luật nghèo thị trường lao động khơng hồn hảo Đầu tư trực tiếp nước đư c Quốc Các nước dành phần lớn ngân sách tập trung hội Việt Nam thông qua Tháng năm 2007, sau nguồn lực đầu tư (hạ tầng, sách ưu đãi Việt Nam gia nhập Tổ chức Thương mại nguồn nhân lực) vào tỉnh/ thành phố giới (WTO), hoạt động đầu tư trực tiếp nước ngành mang lại hiệu cao (l i ích ngồi tăng lên nhanh chóng, đóng góp gần 20% mang lại cao từ đồng vốn đầu tư) Kết GDP chiếm tỷ trọng khoảng 23,7% tổng số đầu tư Chính phủ mang lại tăng trưởng vốn đầu tư toàn xã hội Việt Nam [3] kinh tế cao không đồng vùng, Đầu tư trực tiếp nước ngồi có vai trị đặc ngành nhóm dân cư Theo kết điều mức biệt quan trọng kinh tế góp phần sống hộ gia đình Tổng cục Thống kê, mức chuyển giao công nghệ, mở rộng h p tác đầu tư, chênh lệch thu nhập tương đối khu vực thành thúc đẩy hội nhập kinh tế quốc tế, FDI cịn có thị nơng thơn có xu hướng giảm (năm 2002 thể tác động đến bất bình đẳng xã hội [5] Tình khoảng cách 2,26 lần; năm 2016 khoảng cách trạng bất bình đẳng thu nhập ngày gia tăng 1,79 lần) Nhưng mức chênh lệch tuyệt đối hai thập kỷ đổi hội nhập quốc tế khu vực lại có xu hướng tăng lên (năm nguồn vốn FDI tập trung nhiều vào vùng 2002 347 nghìn đồng; đến năm 2016 1.931 kinh tế trọng điểm Việc chuyển đổi sử dụng đất nghìn đồng) Như vậy, chênh lệch thu nhập cho dự án đầu tư nước ngồi khiến cho nơng thơn thành thị là ngun nhân hàng vạn lao động nông nghiệp nông thôn bị ảnh dẫn đến gia tăng bất bình đẳng Việt Nam hưởng trực tiếp sản xuất bị đất…Số liệu năm qua Xuất phát từ thực trạng thống kê cho thấy, tình trạng bất bình đẳng thu trên, nghiên cứu tập trung làm rõ ảnh hưởng nhập ngày gia tăng hai thập kỷ FDI đến bất bình đẳng thu nhập nơng thơn – thành Đổi hội nhập quốc tế Theo công bố thị Việt Nam Tổng cục Thống kê, hệ số GINI tăng từ 0,329 42 Chuyên mục: Kinh tế & Quản lý - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 09 (2019) Tổng quan tài liệu nghiên cứu Furong Jin (2009) với nghiên cứu “FDI bất bình đẳng thu nhập Trung Quốc” sử dụng hai tiêu chuẩn: Đánh giá bất bình đẳng cộng đồng thành thị khoảng cách thu nhập thành thị nông thôn Dữ liệu bao gồm 25 tỉnh thành Trung Quốc giai đoạn từ 1999 đến 2006 Sử dụng mơ hình REM, FEM GMM với biến phục thuộc hệ số bất bình đẳng thu nhập (GINI), biến độc lập khoảng cách thu nhập nơng thơn – thành thị (tỷ lệ thu nhập bình quân đầu người khu vực thành thị so với nông thôn), tốc độ tăng trưởng GDP, FDI (tỷ lệ GDP FDI), biến giả (tỉnh giáp biển không giáp biển), tỷ lệ lạm phát (đo CPI), xuất (tỷ lệ xuất GDP), chi tiêu công (tỷ lệ chi tiêu công GDP), tỷ lệ đô thị hóa (tỷ lệ dân số phi nơng nghiệp tổng số dân), Nghiên cứu rút ra: Các yếu tố liên quan đến tăng trưởng kinh tế FDI, giáo dục, tư nhân hóa, thị hóa, tăng trưởng kinh tế có đóng góp tích cực gia tăng bất bình đẳng thu nhập Trung Quốc; Khơng có chứng cho thấy FDI làm mở rộng khoảng cách thu nhập thành thị nông thôn; N lực xuất không tác động đáng kể đến bất bình đẳng thu nhập khoảng cách thu nhập thành thị nông thôn Nguyễn Thị Thanh Huyền (2012) với nghiên cứu “Tác động hộ nhập quốc tế lên bất bình đẳng thu nhập nơng thơn - thành thị Việt Nam” phân tích mức độ, xu hướng nguyên nhân gây bất bình đẳng thu nhập nơng thơn - thành thị Việt Nam năm qua, đặc biệt trình hội nhập kinh tế quốc tế Tác giả sử dụng liệu bảng 63 tỉnh thành nước từ năm 2002 đến năm 2010, với mô hình REM FEM có biến phụ thuộc hệ số phản ánh bất bình đẳng thu nhập nơng thơn – thành thị (TheilT), biến độc lập xuất (tỷ lệ xuất GDP), nhập (tỷ lệ nhập GDP), GDP bình quân đầu người (Logarit GDP bình quân đầu người), FDI (FDI GDP), trình độ giáo dục chủ hộ (phần trăm chủ hộ khơng học có tốt nghiệp PTTH trở lên thành thị so với nông thôn), GDP (Logarit GDP), Nghiên cứu mức chênh lệch thu nhập nông thôn - thành thị tồn tiêu thức vùng, học vấn, nghề nghiệp, dân tộc… nhiên với mức độ khác dường giảm dần từ Việt Nam thức trở thành thành viên tổ chức thương mại giới WTO Trong FDI tác động chiều đến bất bình đẳng thu nhập nơng thơn – thành thị Nguyễn Thị Huệ với nghiên cứu “Các nhân tố ảnh hưởng đến chênh lệch giàu nghèo Việt Nam” (năm 2016) sử dụng liệu bảng 63 tỉnh thành nước thời kỳ 2002 - 2012 Với mơ hình REM FEM có biến phụ thuộc hệ số bất bình đẳng thu nhập (GINI), biến độc lập GDP bình quân đầu người (Logarit GDP bình quân đầu người), dân tộc thiểu số (tỷ lệ dân số từ 15 tuổi trở lên dân tộc thiểu số), dân số thành thị (tỷ lệ dân số thành thị tổng số dân), cấu dân số theo độ tuổi (tỷ lệ dân số 15 tuổi, tỷ lệ dân số 65 tuổi), cấu lao động chia theo khu vực kinh tế (tỷ lệ lao động khu vực công nghiệp xây dựng, tỷ lệ lao động khu vực dịch vụ), Nghiên cứu yếu tố GDP bình quân đầu người, tỷ lệ dân số từ 15 tuổi trở lên dân tộc thiểu số, tỷ lệ dân số thành thị, cấu dân số theo tuổi lao động, cấu lao động chia theo khu vực kinh tế, có ảnh hưởng đến chênh lệch giàu nghèo Việt Nam Trong tỷ lệ vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi so với GDP có tác động ngư c chiều đến chênh lệch giàu nghèo Dương Quỳnh Nga với nghiên cứu “Tác động đầu tư trực tiếp nước ngồi đến bất bình đẳng thu nhập” (năm 2017) sử dụng liệu bảng vùng kinh tế trọng điểm giai đoạn 2007 - 2015 phương pháp nghiên cứu định lư ng để xác định mức độ tác động FDI đến bất bình đẳng thu nhập Sử dụng mơ hình REM, FEM, GMM với biến phụ thuộc hệ số bất bình đẳng thu nhập (GINI) biến độc lập FDI (Tỷ lệ vốn FDI GDP), độ mở thương mại (tỷ lệ tổng giá trị xuất nhập khẩu), tỷ lệ lạm phát (đư c tính số giá tiêu dùng); biến giả vùng miền (đại diện cho vũng miền Việt Nam) Kết cho thấy FDI tác động chiều đến bất bình đẳng thu nhập tỉnh thành Việt Nam Tóm lại, nghiên cứu đưa kết trái ngư c nhau, đồng thời chưa tính đến tính nội sinh biến FDI Nghiên cứu Nguyễn Thị Thanh Huyền Nguyễn Thị Huệ sử dụng mơ hình REM FEM chưa xem xét đến tính nội sinh hay ngoại sinh biến độc lập Nghiên cứu Dương Quỳnh Nga sử dụng mơ hình REM, FEM, GMM hồi quy số liệu bảng với vùng kinh tế Do nghiên cứu này, nhóm tác giả sử dụng số liệu bảng với 63 tỉnh thành, xem xét tính nội sinh hay ngoại sinh biến độc lập sau lựa chọn mơ hình REM, FEM GMM cho phù h p 43 Chuyên mục: Kinh tế & Quản lý - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 09 (2019) điều tra khảo sát Tổng cục thống kê Việt Phƣơng pháp phân tích Nam Cục thống kê tỉnh Bao gồm: 3.1 Nguồn số liệu sử dụng Để nghiên cứu ảnh hưởng đầu tư trực tiếp - Khảo sát mức sống dân cư tỉnh nước ngồi tới bất bình đẳng thu nhập, nhóm tác thành năm 2002, 2004, 2006, 2008, giả sử thu thập số liệu biến 63 tỉnh/thành 2010, 2012, 2014 Tổng cục Thống kê phố nước năm chẵn (từ 2002 đến - Niên giám thống kê tỉnh thành 2014) Tổng cộng có 63 x = 441 quan sát Dữ liệu năm 2002, 2004, 2006, 2008, 2010, 2012, 2014 liệu bảng cân (do có số đơn vị chéo 63 tỉnh thành - tỉnh có số quan sát với thời gian) 3.2 Mơ hình phân tích Sử dụng số liệu mảng giúp: Xuất phát từ mơ hình nghiên cứu - Nâng cao đư c số quan sát mẫu phần tổng quan, để nghiên cứu ảnh hưởng bất khắc phục đư c tư ng đa cộng tuyến, chứa bình đẳng thu nhập nơng thơn – thành thị, nhóm đựng nhiều thông tin liệu khác tác giả sử dụng mơ hình sau: - Xử lý đư c vấn đề không Theiltit β0 + β1.Tradeit + β2.LnGDBQit + (hay khác biệt) số liệu β3.FDIit + β4.CPIit + β5 NSNNit + β6.Urit + đơn vị nghiên cứu β7.Lntbit + vit Số liệu đư c sử dụng nghiên cứu nguồn số liệu thứ cấp đư c thu thập từ kết Bảng 1: Chú thích biến sử dụng mơ hình Tên biến Nội dung biến – mô tả biến Theiltit Tradeit LnGDBQit FDIit CPI NSNNit Urit Lntbit Chỉ số TheilT đo lường bất bình đẳng nông thôn thành thị tỉnh i năm thứ t Tỷ lệ xuất GDP theo giá cố định năm 1994 tỉnh i năm thứ t Logarit số e GDP bình quân đầu người tỉnh i năm thứ t theo giá cố định năm 1994 Tỷ lệ FDI GDP theo giá cố định năm 1994 tỉnh i năm thứ t Chỉ số giá tỉnh i năm thứ t Tỷ lệ thu ngân sách nhà nước GDP theo giá cố định năm 1994 tỉnh i năm thứ t Tỷ lệ dân số phi nông nghiệp tổng số dân tỉnh i năm thứ t Logarit số e số thuê bao điện thoại tỉnh i năm thứ t theo giá cố định năm 1994 Các loại mơ hình đư c sử dụng rộng rãi phân tích số liệu mảng tác động cố định (FEM), tác động ngẫu nhiên (REM) GMM GMM đư c Lars Peter Hansen trình bày lần vào năm 1982 Một cách tổng quan, GMM phương pháp tổng quát nhiều phương pháp ước lư ng phổ biến OLS, GLS, MLE,….Ngay điều kiện giả thiết nội sinh bị vi phạm, phương pháp GMM cho hệ số ước lư ng vững, không chệch, phân phối chuẩn hiệu [4] Nghiên cứu thực ước lư ng mơ hình kiểm định theo bước sau: Bước 1: Nghiên cứu tập trung vào phân tích ảnh hưởng FDI đến bất bình đẳng thu nhập nông thôn – thành thị, việc kiểm định FDI biến nội sinh hay ngoại sinh quan trọng Ngoài ra, vào nghiên cứu thực 44 nghiệm trước đó, biến độc lập khác đư c sử dụng nghiên cứu biến ngoại sinh Bước : Lựa chọn mơ hình - Nếu FDI khơng phải biến nội sinh, ước lư ng mơ hình REM mơ hình FEM sau sử dụng kiểm định Hausman để xem lựa chọn mô hình cho phù h p Kiểm định khuyết tật ứng với mơ hình FEM REM đư c lựa chọn - Nếu FDI biến nội sinh, tiến hành ước lư ng mơ hình GMM Kết nghiên cứu thảo luận Căn vào biến số đư c lựa chọn mơ hình (ở mục 2), sử dụng số liệu điều tra mức sống dân cư (VHLSS) Tổng cục Thống kê từ năm 2002 - 2014, nghiên cứu tính đư c thống kê mô tả biến số sau: Chuyên mục: Kinh tế & Quản lý - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 09 (2019) STT Bảng 2: Thống kê mô tả biến số sử dụng mơ hình Số quan Giá trị trung Độ lệch Giá trị nhỏ Biến sát bình chuẩn Theilt 438 0,2652796 0,614903 0,130991 Trade 440 107,4091 303,6765 0,0022 LnGDPBQ 438 7,984266 2,935624 1,9252 FDI 441 9,304866 24,77541 CPI 441 109,7127 5,9873 102,8105 NSNN 441 12,40742 16,71375 0,3406 Ur 441 24,86745 16,34886 6,05301 Lntb 441 4,761102 0,9579 1,4182 Giá trị lớn 0,671821 2591,972 12,7841 231,2392 127,4811 123,4132 82,27800 8,1724 Nguồn: Tổng hợp từ liệu VHLSS Tổng cục thống kê Căn vào bảng hệ số Theilt có giá trị 303,6765) nói lên biến động lớn tỷ lệ trung bình 0,2652796, độ lệch chuẩn FDI/GDP độ mở thương mại tỉnh 0,614903, cho thấy hệ số có biến động thành nước đa dạng quan sát Biến FDI (GTTB Nghiên cứu ước lư ng đư c mơ hình hồi 9,304866 với độ lệch chuẩn 24,77541) quy sau: Trade (GTTB 107,4091 độ lệch chuẩn Bảng 3: Kết ước lượng mơ hình hồi quy Mơ hình REM Mơ hình FEM Mơ hình GMM Biến số || || || Coef Coef Coef Trade -9,59e-6 0,505 -0,0000273 0,133 0,0001241** 0,007 LnGDPBQ -0,0007558 0,706 0,0063856 0,641 0,0004036 0,763 FDI -9,33e-6 0,952 -0,0000272 0,877 -0,042854** 0,018 CPI 0,0003629 0,368 0,0004226 0,334 0,0004603 0,444 NSNN -0,0002192 0,498 -0,0001346 0,824 0,003212* 0,054 ** Ur 0,0000967 0,763 0,0005507 0,333 -0,0005534 0,007 Lntb 0,0074609 0,058 0,0051289 0,395 0,0141703** 0,003 _cons 0,2026198 0,000 0,1346904 0,203 0,1440011 0,035 Ghi chú: 1% ***, 5% **, 10% *** Nguồn: Ước lượng tác giả từ số liệu VHLSS từ năm 2002 - 2014 TCTK Kết kiểm định biến nội sinh cho thấy FDI biến nội sinh nên việc sử dụng mơ hình REM FEM không phù h p [7] Do vậy, nghiên cứu tập trung phân tích kết hồi quy từ mơ hình GMM Kết hồi quy GMM cho thấy biến Trade, FDI, NSNN, Ur, Lntb có tác động đến biến phụ thuộc Theilt Thứ nhất, biến độ mở thương mại (Trade): Có ý nghĩa mức 5% Hệ số coef = 0,0001241 cho biết tỷ lệ xuất GDP tăng lên 1% Theilt tăng lên 0,0001241 lần Dấu hệ số cho biết xuất tăng bất bình đẳng thu nhập nông thôn – thành thị tăng Thứ hai, biến tỷ lệ đầu tư trực tiếp nước GDP (FDI): Có ý nghĩa mức 5% Hệ số coef =-0,042851 cho biết Tỷ lệ FDI GDP tăng lên 1% Theilt giảm 0,042854 lần Dấu hệ số cho biết FDI tăng bất bình đẳng thu nhập nông thôn thành thị cảng giảm Điều lý giải có nhiều cơng ty nước vào đầu tư nước, tạo nhiều hội việc làm cho người lao động, góp phần làm tăng thu nhập hộ gia đình, dẫn đến bất bình đẳng thu nhập giảm Thực tế Việt Nam, FDI tập trung chủ yếu ngành công nghiệp khu vực thành thị Khi FDI tăng đóng góp khu vưc cơng nghiệp GDP Tỷ lệ dân số thành thị tăng, điều góp phần làm giảm bất bình đẳng thu nhập Thứ ba, biến tỷ lệ thu ngân sách nhà nước GDP (NSNN): Có ý nghĩa mức 10% Hệ số coef = 0,003212 cho biết tỷ lệ thu ngân sách GDP tăng lên 1% theilt tăng lên 0,003212 lần Dấu hệ số cho thấy ngân sách nhà nước tác động chiều với bất bình đẳng thu nhập nơng thơn - thành thị Thứ tư, biến tỷ lệ dân số thành thị (Ur): Có 45 Chuyên mục: Kinh tế & Quản lý - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 09 (2019) [11] Tổng cục Thống kê (2010) Điều tra mức sống hộ gia đình năm 2008 Hà Nội: Nhà xuất Thống kê [12] Tổng cục Thống kê (2012) Điều tra mức sống hộ gia đình năm 2010 Hà Nội: Nhà xuất Thống kê [13] Tổng cục Thống kê (2014) Điều tra mức sống hộ gia đình năm 2012 Hà Nội: Nhà xuất Thống kê [14] Tổng cục Thống kê (2016) Điều tra mức sống hộ gia đình năm 2014 Hà Nội: Nhà xuất Thống kê [15] Tổng cục Thống kê (2017) Niên giám thống kê năm 2016 Hà Nội: Nhà xuất Thống kê Thông tin tác giả: Nguyễn Ngọc Hoa - Đơn vị công tác: Khoa Kinh tế - Trường ĐH Kinh tế & QTKD - Địa email: nguyenngochoa@tueba.edu.vn Lê Thị Thu Huyền - Đơn vị công tác: Trường ĐH Kinh tế & QTKD bản bản Ngày nhận bài: 8/2/2019 Ngày nhận sửa: 19/3/2019 Ngày duyệt đăng: 29/3/2019 47 Chuyên mục: Quản trị KD & Marketing - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 09 (2019) sát đư c chọn biến có hệ số tải nhân tố 0,5 (Hair & tác giả, 1998), hệ số KMO (KaiserMeyer-Olkin) số dùng để xem xét thích h p hệ số EFA, 0,5 ≤ KMO ≤ phân tích nhân tố thích h p Để giúp cho việc đánh giá phân tích h p lý, tác giả sử dụng giá trị khoảng cách thang đo Likert mức (từ đến 5), với Rất khơng hài lịng Rất hài lòng, với: Giá trị khoảng cách = (Maximum – Minimum)/n Trong đó: n khoảng thang đo likert Chỉ số hài lòng đư c sử dụng để đánh giá hài lòng sinh viên thành phần dịch vụ h tr , với: HLI = Số người hài lòng/Tổng số người trả lời Ý nghĩa mức hai số đo lường, sau: Bảng 1: Chỉ số đo lường mức độ hài lòng Giá trị hoảng cách Đánh giá Chỉ số hài l ng (Likert: ÷ 5) (HLI: ÷ 1) 1,00 – 1,80 Rất khơng hài lịng 0,200 – 0,360 1,81 – 2,60 Khơng hài lịng 0,361 – 0,520 Bình thường/Phân vân 2,61 – 3,40 0,521 – 0,680 / Hài lòng phần 3,41 – 4,20 Hài lòng 0,680 – 0,840 4,21 – 5,00 Rất hài lòng 0,841 – 1,0 nhân ngư c lại hệ số tương quan biến tổng Kết nghiên cứu thảo luận nhỏ 0,3 đư c loại bỏ khỏi thang đo 4.1 ết phân tích hệ số Cronbach s Alpha Kết phân tích hệ số Cronbach‟s Alpha với Phân tích hệ số Cronbach‟s Alpha dùng để 06 thành phần: Cơ sở vật chất; Hệ thống quy định, xác định độ tin cậy thang đo phiếu quy trình dịch vụ; Đội ngũ nhân viên; Đội ngũ khảo sát, thang đo đư c chấp nhận hệ số giảng viên; Hoạt động ngoại khóa; Hài lịng có giá Cronbach‟s Alpha lớn 0,6 trị báo cáo lớn 0,6, thành phần đư c xác Hệ số tương quan biến tổng thể hệ số định đảm bảo độ tin cậy có ý nghĩa thống kê, tương quan biến với điểm trung bình tiêu chí đo lường chất lư ng dịch vụ đư c sử biến khác thang đo, hệ số dụng cho phân tích khám phá nhân tố EFA tương quan biến tổng thể lớn 0,3 đư c chấp TT ảng 2: Hệ số Cronbach’s Alpha Chỉ tiêu Cơ sở vật chất Hệ thống quy định, quy trình dịch vụ Đội ngũ nhân viên Đội ngũ giảng viên Hoạt động ngoại khóa Hài lịng Kết phân tích hệ số Cronbach‟s Alpha 06 thành phần đo lường mức độ hài lòng sinh viên hoạt động phục vụ đào tạo sở giáo dục đạt giá trị lớn 0,6, thang đo đảm bảo độ tin cậy để sử dụng phân tích tiếp sau Kết phân tích hệ số tương quan tổng thể yếu tố thành phần ảnh hưởng tới mức độ hài lòng sinh viên theo học ĐHTN đạt giá trị lớn 0,3, hệ số tương quan biến tổng đư c chấp nhận, đảm bảo độ tin cậy có ý nghĩa thống kê Cronbach's Alpha 0,823 0,872 0,831 0,872 0,852 0,750 Phân tích hệ số Cronbach‟s Alpha, hệ số tương quan biến tổng yếu tố 06 thành phần đo lường chất lư ng dịch vụ đảm bảo độ tin cậy đư c sử dụng phân tích khám phá nhân tố EFA 4.2 ết phân tích khám phá nhân tố EFA Kết phân tích hệ số Cronbach‟s Alpha khẳng định 40 biến quan sát thuộc 05 thành phần ảnh hưởng tới hài lòng sinh viên hoạt động h tr đảm bảo độ tin cậy đư c sử dụng để phân tích khám phá nhân tố EFA Phương pháp phân tích EFA dùng để kiểm định thang đo báo cáo, với: Giá trị KMO lớn 0,5; Chỉ số giá 51 ... Quản lý - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 09 (2019) ẢNH HƢỞNG CỦA ĐẦU TƢ TRỰC TIẾP NƢỚC NGOÀI TỚI BẤT BÌNH ĐẲNG THU NHẬP NƠNG THƠN - THÀNH THỊ TẠI VIỆT NAM Nguyễn Ngọc Hoa1, Lê Thị Thu Huyền2... chênh lệch thu nhập cho dự án đầu tư nước ngồi khiến cho nơng thơn thành thị là nguyên nhân hàng vạn lao động nông nghiệp nông thôn bị ảnh dẫn đến gia tăng bất bình đẳng Việt Nam hưởng trực tiếp sản... biến phục thu? ??c hệ số bất bình đẳng thu nhập (GINI), biến độc lập khoảng cách thu nhập nông thôn – thành thị (tỷ lệ thu nhập bình quân đầu người khu vực thành thị so với nông thôn) , tốc độ tăng