(Luận văn thạc sĩ) khả năng tiếp cận công nghệ thông tin của hộ gia đình việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH –––––––––––––––––– LÊ TRUNG NAM KHẢ NĂNG TIẾP CẬN CÔNG NGHỆ THÔNG TIN CỦA HỘ GIA ĐÌNH VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH - NĂM 2010 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH –––––––––––––––––– LÊ TRUNG NAM KHẢ NĂNG TIẾP CẬN CÔNG NGHỆ THƠNG TIN CỦA HỘ GIA ĐÌNH VIỆT NAM Chun ngành: KINH TẾ PHÁT TRIỂN Mã Số: 60.31.05 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Người hướng dẫn khoa học : TS DƯƠNG TẤN DIỆP TP HỒ CHÍ MINH - NĂM 2010 LỜI CẢM ƠN Trước tiên, xin chân thành cảm ơn thầy Dương Tấn Diệp ñã dành nhiều thời gian q báu để hướng dẫn tơi hồn thành luận văn Tơi xin gửi lời cảm ơn chân thành ñến tất quý thầy cô Trường Đại học Kinh tế TP.HCM Chương trình giảng dạy kinh tế Fulbright ñã giảng dạy trang bị cho kiến thức q báu Tơi xin bày tỏ lịng biết ơn sâu sắc đến người thân gia đình bạn bè ln giúp đỡ, chia sẻ, động viên tơi suốt thời gian qua Tp Hồ Chí Minh, ngày 25 tháng 11 năm 2010 Lê Trung Nam LỜI CAM ĐOAN Tơi xin cam đoan cơng trình nghiên cứu tơi thực Các đoạn trích dẫn số liệu sử dụng luận văn dẫn nguồn có độ xác cao phạm vi hiểu biết Các nội dung nghiên cứu kết ñề tài trung thực chưa cơng bố cơng trình Tp Hồ Chí Minh, ngày 25 tháng 11 năm 2010 Tác giả Lê Trung Nam MỤC LỤC TÓM TẮT NGHIÊN CỨU i DANH MỤC HÌNH ii DANH MỤC BẢNG iv DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT v CHƯƠNG GIỚI THIỆU 1.1 Đặt vấn ñề 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu 1.6 Ý nghĩa thực tiễn ñề tài CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU 2.1 Giới thiệu 2.2 Lý thuyết hành vi người tiêu dùng 2.2.1 Sự lựa chọn người tiêu dùng 2.2.2 Các tác ñộng ñến lựa chọn người tiêu dùng 2.3 Khả tiếp cận công nghệ thông tin 10 2.4 Khoảng cách số 12 2.5 Mơ hình nghiên cứu 12 2.6 Phát triển giả thuyết 15 2.7 Quy trình nghiên cứu 16 2.8 Tóm tắt 17 CHƯƠNG HIỆN TRẠNG KHẢ NĂNG TIẾP CẬN CÔNG NGHỆ THÔNG TIN CỦA HỘ 18 3.1 Giới thiệu 18 3.2 Dữ liệu 18 3.3 Những thuận lợi hạn chế liệu 22 3.4 Bất bình đẳng tiếp cận công nghệ thông tin Việt Nam 22 3.5 Thống kê mô tả khả tiếp cận ñiện thoại cố ñịnh hộ 24 3.6 Thống kê mô tả khả tiếp cận máy tính hộ 30 3.7 Thống kê mô tả khả tiếp cận Internet hộ 37 3.8 Tóm tắt 43 CHƯƠNG CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN KHẢ NĂNG TIẾP CẬN CÔNG NGHỆ THÔNG TIN CỦA HỘ 44 4.1 Giới thiệu 44 4.2 Khả tiếp cận ñiện thoại cố ñịnh hộ 44 4.2.1 Ước lượng lựa chọn mơ hình 44 4.2.2 Mức ñộ tác ñộng ñến khả tiếp cận ñiện thoại cố ñịnh hộ 49 4.3 Khả tiếp cận máy tính hộ 51 4.3.1 Ước lượng lựa chọn mơ hình 51 4.3.2 Mức ñộ tác ñộng ñến khả tiếp cận máy tính hộ 56 4.4 Khả tiếp cận Internet hộ 58 4.4.1 Ước lượng lựa chọn mơ hình 58 4.4.2 Mức ñộ tác ñộng ñến khả tiếp cận Internet hộ 63 4.5 Vấn đề Pseudo R2 mơ hình Logit 65 4.6 Tóm tắt 66 CHƯƠNG KẾT LUẬN VÀ GIẢI PHÁP 68 5.1 Kết luận 68 5.2 Giải pháp 69 5.3 Gợi ý nghiên cứu 71 PHỤ LỤC LIÊN HỆ GIỮA CÁC YẾU TỐ 76 PHỤ LỤC MƠ HÌNH KHẢ NĂNG TIẾP CẬN ĐIỆN THOẠI CỐ ĐỊNH 78 PHỤ LỤC MƠ HÌNH KHẢ NĂNG TIẾP CẬN MÁY TÍNH 82 PHỤ LỤC MƠ HÌNH KHẢ NĂNG TIẾP CẬN INTERNET 86 PHỤ LỤC 5: TÍNH TỐN TÁC ĐỘNG BIÊN 90 i TĨM TẮT NGHIÊN CỨU Cơng nghệ thơng tin đóng vai trò quan trọng việc phát triển kinh tế quốc gia, nước ñang phát triển Sớm nhận thấy ñược hội cách mạng công nghệ thông tin mang lại, Chính phủ Việt Nam dành nhiều quan tâm đến phát triển công nghệ thông tin từ năm 1998 ñặc biệt việc ký kết Hiệp ñịnh khung e-ASEAN vào 24/11/2000 Tuy nhiên, cho ñến việc xây dựng phủ điện tử cịn nhiều bất cập, khả cung cấp dịch vụ cơng qua mạng cịn hạn chế Một nguyên nhân thiếu ñánh giá khả tiếp cận công nghệ thông tin người dân Vì vậy, nghiên cứu nhằm nỗ lực tìm hiểu bất bình đẳng tiếp cận cơng nghệ thơng tin người dân góc độ hộ gia đình yếu tố tác động ñến khả tiếp cận ñó nhà qua phương tiện: điện thoại cố định, máy tính Internet Nghiên cứu tìm bất bình đẳng tiếp cận cơng nghệ thơng hộ gia đình Việt Nam cao, đặc biệt máy tính Internet Số hộ có điện thoại cố định 47,82%, máy tính 11,51% Internet 4,96% Trình ñộ học vấn chủ hộ, tuổi chủ hộ, quy mơ hộ, thu nhập bình qn đầu người cao khả tiếp cận cơng nghệ thơng tin hộ tăng Những hộ sống nông thôn có khả tiếp cận thấp hộ sống thành thị Vùng Đồng sơng Cửu Long có khả tiếp cận ñiện thoại cố ñịnh Internet hạn chế vùng có số hộ ñứng thứ hai nơi sản xuất lương thực lớn nước Hộ vùng Đông Bắc Tây Bắc bị hạn chế khả tiếp cận máy tính Internet Phương tiện truyền thơng tác động mạnh đến khả tiếp cận cơng nghệ thơng tin hộ Từ đó, tác giả đề xuất giải pháp truyền thông; giáo dục; hỗ trợ vùng nông thơn; đầu tư hạ tầng cơng nghệ thơng tin vùng Đồng sông Cửu Long, Tây Bắc Đông Bắc ii DANH MỤC HÌNH Hình 2.1 Điểm lựa chọn tối ưu người tiêu dùng Hình 2.2 Điểm lựa chọn tối ưu người tiêu dùng thu nhập thay ñổi Hình 2.3 Điểm lựa chọn tối ưu người tiêu dùng giá thay ñổi Hình 2.4 Lựa chọn tối ưu người tiêu thay ñổi sở thích thay đổi Hình 2.5 Mơ hình kết nối Internet 13 Hình 2.6 Mơ hình nghiên cứu 13 Hình 3.1 Bất bình đẳng tiếp cận điện thoại cố định 22 Hình 3.2 Bất bình đẳng tiếp cận máy tính 23 Hình 3.3 Bất bình đẳng tiếp cận Internet 23 Hình 3.4 Tình trạng sở hữu ñiện thoại cố ñịnh 24 Hình 3.5 Tỷ lệ sở hữu điện thoại cố định theo giới tính chủ hộ 24 Hình 3.6 Tỷ lệ sở hữu ñiện thoại cố ñịnh theo tuổi chủ hộ 25 Hình 3.7 Tỷ lệ sở hữu ñiện thoại cố ñịnh theo học vấn chủ hộ 26 Hình 3.8 Tỷ lệ sở hữu điện thoại cố ñịnh theo tình trạng việc làm chủ hộ 26 Hình 3.9 Tỷ lệ sở hữu điện thoại cố định theo quy mơ hộ 27 Hình 3.10 Tỷ lệ sở hữu ñiện thoại cố ñịnh theo thu nhập bình quân 27 Hình 3.11 Tỷ lệ sở hữu ñiện thoại cố ñịnh theo yếu tố hạ tầng 28 Hình 3.12 Tỷ lệ sở hữu điện thoại cố định theo phương tiện truyền thơng 28 Hình 3.13 Tỷ lệ sở hữu ñiện thoại cố ñịnh theo khu vực 29 Hình 3.14 Tỷ lệ sở hữu ñiện thoại cố ñịnh theo vùng 29 Hình 3.15 Tỷ lệ sở hữu ñiện thoại cố ñịnh theo dân tộc 30 Hình 3.16 Tình trạng sở hữu máy tính 30 Hình 3.17 Tỷ lệ sở hữu máy tính theo giới tính chủ hộ 31 Hình 3.18 Tỷ lệ sở hữu máy tính theo tuổi chủ hộ 32 Hình 3.19 Tỷ lệ sở hữu máy tính theo học vấn chủ hộ 32 Hình 3.20 Tỷ lệ sở hữu máy tính theo tình trạng việc làm chủ hộ 33 Hình 3.21 Tỷ lệ sở hữu máy tính theo quy mơ hộ 33 Hình 3.22 Tỷ lệ sở hữu máy tính theo thu nhập hộ 34 Hình 3.23 Tỷ lệ sở hữu máy tính theo yếu tố hạ tầng 34 Hình 3.24 Tỷ lệ sở hữu máy tính theo phương tiện truyền thơng 35 iii Hình 3.25 Tỷ lệ sở hữu máy tính theo khu vực 35 Hình 3.26 Tỷ lệ sở hữu máy tính theo vùng 36 Hình 3.27 Tỷ lệ sở hữu máy tính theo dân tộc 36 Hình 3.28 Tình trạng sở hữu kết nối Internet hộ 37 Hình 3.29 Tỷ lệ sở hữu Internet theo giới tính chủ hộ 37 Hình 3.30 Tỷ lệ sở hữu Internet theo tuổi chủ hộ 38 Hình 3.31 Tỷ lệ sở hữu Internet theo học vấn chủ hộ 38 Hình 3.32 Tỷ lệ sở hữu Internet theo tình trạng việc làm chủ hộ 39 Hình 3.33 Tỷ lệ sở hữu Internet theo quy mơ hộ 39 Hình 3.34 Tỷ lệ sở hữu Internet theo thu nhập bình quân hộ 40 Hình 3.35 Tỷ lệ sở hữu Internet theo yếu tố hạ tầng 40 Hình 3.36 Tỷ lệ sở hữu Internet theo phương tiện truyền thơng 41 Hình 3.37 Tỷ lệ sở hữu Internet theo khu vực 41 Hình 3.38 Tỷ lệ sở hữu Internet theo vùng 42 Hình 3.39 Tỷ lệ sở hữu Internet theo dân tộc 42 iv DANH MỤC BẢNG Bảng 2.1 Các biến nghiên cứu 14 Bảng 3.1 Chi tiết liệu hộ theo yếu tố (có quyền số) 20 Bảng 4.1 Mơ hình khả tiếp cận điện thoại cố định (mơ hình U1) 44 Bảng 4.2 Mơ hình khả tiếp cận điện thoại cố định (mơ hình R1) 46 Bảng 4.3 Bảng so sánh hệ số hồi quy mơ hình U1 R1 47 Bảng 4.4 Mức ñộ tác ñộng yếu tố ñến xác suất tiếp cận ñiện thoại hộ 49 Bảng 4.5 Mơ hình khả tiếp cận máy tính hộ (mơ hình U2) 52 Bảng 4.6 Mơ hình khả tiếp cận máy tính hộ (mơ hình R2) 53 Bảng 4.7 Bảng so sánh hệ số hồi quy mơ hình U2 R2 55 Bảng 4.8 Mức ñộ tác ñộng yếu tố ñến xác suất tiếp cận máy tính hộ 57 Bảng 4.9 Mơ hình khả tiếp cận Internet (mơ hình U3) 59 Bảng 4.10 Mơ hình khả tiếp cận Internet hộ (mơ hình R3) 60 Bảng 4.11 Bảng so sánh hệ số hồi quy mơ hình U3 R3 62 Bảng 4.12 Mức ñộ tác ñộng yếu tố ñến xác suất tiếp cận Internet hộ 64 Bảng 4.13 Tổng hợp mơ hình 66 80 dienthoai gioitinh tuoi hocvan vieclam quymo thubq cotv nongthon vung2 vung5 vung6 vung7 vung8 dantoc codien didong _cons Coef 0,1599 0,0257 0,1846 -0,1010 0,1649 0,0006 1,5477 -0,6138 0,1320 -0,1032 0,2318 0,1898 -0,2880 0,4721 0,6450 0,3573 -6,1010 Std Err 0,068 0,003 0,010 0,097 0,023 0,000 0,135 0,072 0,083 0,092 0,117 0,104 0,080 0,093 0,264 0,067 0,373 Z 2,340 9,650 18,180 -1,040 7,110 5,080 11,460 -8,530 1,590 -1,120 1,990 1,820 -3,600 5,060 2,440 5,340 -16,350 P>z 0,019 0,000 0,000 0,300 0,000 0,000 0,000 0,000 0,113 0,263 0,047 0,069 0,000 0,000 0,015 0,000 0,000 [95% Conf 0,026 0,020 0,165 -0,292 0,119 0,000 1,283 -0,755 -0,031 -0,284 0,003 -0,015 -0,445 0,289 0,127 0,226 -6,832 Interval] 0,294 0,031 0,205 0,090 0,210 0,001 1,812 -0,473 0,295 0,078 0,461 0,395 -0,131 0,655 1,163 0,489 -5,370 Nguồn: Tính tốn tác giả từ nguồn liệu VHLSS 2008 Biến VUNG2 trở nên có ý nghĩa thống kê mức 10% Tiếp tục loại bỏ biến khơng có ý nghĩa thống kê VUNG4, ta có mơ hình sau: Bảng phụ lục 2.4 Mơ hình U1 sau loại bỏ biến VUNG3, VUNG4, VUNG5 Logistic regression Log pseudolikelihood dienthoai gioitinh tuoi hocvan vieclam quymo thubq cotv nongthon vung2 vung6 vung7 vung8 dantoc codien didong _cons = -4911,7180 Coef 0,1599 0,0257 0,1860 -0,0965 0,1641 0,0006 1,5490 -0,6085 0,1490 0,2525 0,2122 -0,2661 0,4678 0,6451 0,3522 -6,1352 Std Err 0,068 0,003 0,010 0,097 0,023 0,000 0,135 0,072 0,081 0,115 0,102 0,076 0,093 0,264 0,067 0,372 Number of obs Wald chi2(15) Prob > chi2 Pseudo R2 z 2,340 9,680 18,520 -0,990 7,090 5,090 11,470 -8,490 1,830 2,200 2,080 -3,480 5,020 2,440 5,280 -16,500 = = = = P>z 0,019 0,000 0,000 0,321 0,000 0,000 0,000 0,000 0,067 0,028 0,037 0,000 0,000 0,015 0,000 0,000 Nguồn: Tính tốn tác giả từ nguồn liệu VHLSS 2008 9189 1232,57 0,2278 [95% Conf 0,026 0,021 0,166 -0,287 0,119 0,000 1,284 -0,749 -0,010 0,028 0,013 -0,416 0,285 0,128 0,221 -6,864 Interval] 0,294 0,031 0,206 0,094 0,209 0,001 1,814 -0,468 0,308 0,477 0,412 -0,116 0,650 1,163 0,483 -5,406 81 Loại bỏ biến khơng có ý nghĩa thống kê cuối VIECLAM, ta có mơ hình R1 với tất biến có ý nghĩa thống kê sau: Bảng phụ lục 2.5 Mơ hình R1 Logistic regression Log pseudolikelihood dienthoai gioitinh tuoi hocvan quymo thubq cotv nongthon vung2 vung6 vung7 vung8 dantoc codien didong _cons = -4912,3641 Coef 0,1522 0,0245 0,1863 0,1636 0,0006 1,5500 -0,5997 0,1493 0,2526 0,2059 -0,2670 0,4675 0,6445 0,3512 -6,1891 Std Err 0,068 0,002 0,010 0,023 0,000 0,135 0,071 0,081 0,115 0,101 0,076 0,093 0,264 0,067 0,367 Number of obs Wald chi2(14) Prob > chi2 Pseudo R2 = = = = z P>z 0,026 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,066 0,027 0,042 0,000 0,000 0,015 0,000 0,000 2,230 10,480 18,530 7,080 5,080 11,480 -8,480 1,840 2,210 2,030 -3,500 5,020 2,440 5,270 -16,890 9189 1227,7 0,2277 [95% Conf 0,018 0,020 0,167 0,118 0,000 1,285 -0,738 -0,010 0,028 0,007 -0,417 0,285 0,127 0,221 -6,907 Interval] 0,286 0,029 0,206 0,209 0,001 1,815 -0,461 0,309 0,477 0,405 -0,117 0,650 1,162 0,482 -5,471 Nguồn: Tính tốn tác giả từ nguồn liệu VHLSS 2008 Để kiểm ñịnh việc loại bỏ biến VIECLAM,VUNG3, VUNG4,VUNG5, có nghĩa hệ số hồi quy biến có giá trị với giả thiết: H0: β4 = β10 = β11 = β12=0 Giá trị kiểm ñịnh χ2 với bậc tự tính tốn sau: χ2(4) = (Log likelihood U1 - Log likelihood R1) = (-4910,7375 + 4912,3641) = 3,2532 Với mức ý nghĩa 5% bậc tự 4, sử dụng hàm invchi2tail(4,0.05) STATA, ta có giá trị χ2(5%,4) = 9,4877 Ta thấy, giá trị kiểm định χ2(4) < χ2(5%,4) nên khơng bác bỏ giả thiết H0, nghĩa mơ hình R1 giải thích khả tiếp cận ñiện thoại cố ñịnh hộ tốt mơ hình U1 82 PHỤ LỤC MƠ HÌNH KHẢ NĂNG TIẾP CẬN MÁY TÍNH Để trả lời câu hỏi khả tiếp cận máy tính hộ có bị tác động nhóm yếu tố nhân học, kinh tế hạ tầng, ñịa lý chủng tộc hay khơng, mơ hình kinh tế lượng thiết kế sau: Logit ( Pi /(1 − Pi )) = β + β 1GIOITINH + β 2TUOI + β HOCVAN + β 4VIECLAM + β QUYMO + β 6THUBQ + β COTV + β NONGTHON + β 9VUNG + β10VUNG + β11VUNG (U2) + β 12VUNG + β13VUNG + β14VUNG + β 15VUNG8 + β 16 DANTOC + β 17 CODIEN + u i Trong đó: Logit(Pi/(1-Pi)) logarit số e tỷ lệ xác suất hộ có khả tiếp cận máy tính xác suất không tiếp cận β hệ số hồi quy Với phần mềm STATA 10.0, ta có mơ hình hồi quy sau: Bảng phụ lục 3.1 Mơ hình U2 Logistic regression Log pseudolikelihood maytinh gioitinh tuoi hocvan vieclam quymo thubq cotv nongthon vung2 vung3 vung4 vung5 vung6 vung7 vung8 dantoc codien _cons = Coef 0,3468 0,0077 0,3126 0,0229 0,2703 0,0004 1,3925 -1,1068 -0,3705 -0,8888 -0,0773 0,5697 0,5529 0,9375 0,2056 0,5168 1,1293 -9,6520 -2234,6971 Std Err 0,112 0,004 0,021 0,144 0,031 0,000 0,344 0,105 0,170 0,379 0,166 0,146 0,177 0,139 0,147 0,244 0,958 1,067 Number of obs Wald chi2(17) Prob > chi2 Pseudo R2 z 3,1 1,760 14,830 0,160 8,690 5,240 4,050 -10,500 -2,180 -2,350 -0,470 3,890 3,130 6,730 1,400 2,110 1,180 -9,040 = = = = P>z 0,002 0,078 0,000 0,873 0,000 0,000 0,000 0,000 0,030 0,019 0,641 0,000 0,002 0,000 0,163 0,034 0,239 0,000 Nguồn: Tính tốn tác giả từ nguồn liệu VHLSS 2008 9189 786,44 0,3188 [95% Conf 0,128 -0,001 0,271 -0,259 0,209 0,000 0,718 -1,313 -0,704 -1,631 -0,402 0,283 0,206 0,665 -0,083 0,038 -0,749 -11,744 Interval] 0,566 0,016 0,354 0,304 0,331 0,001 2,067 -0,900 -0,037 -0,147 0,248 0,856 0,899 1,210 0,494 0,996 3,008 -7,560 83 Mơ hình hồi quy khơng giới hạn U2 cho thấy 13 biến có ý nghĩa thống kê biến khơng có ý nghĩa thống kê Hệ số biến HOCVAN, QUYMO, THUBQ, COTV, NONGTHON, VUNG5, VUNG7 có ý nghĩa thống kê mức 1% Hệ số biến GIOITINH, VUNG2, VUNG3, VUNG6, DANTOC có ý nghĩa thống kê mức 5% Hệ số biến TUOI có ý nghĩa mức 10% Biến VIECLAM, VUNG4, VUNG8, CODIEN khơng có ý nghĩa thống kê nên loại khỏi mơ hình nhằm tìm mơ hình giải thích tốt Tiến hành loại bỏ biến khơng có ý nghĩa thống VIECLAM, ta có mơ hình: Bảng phụ lục 3.2 Mơ hình U2 sau loại bỏ biến VIECLAM Logistic regression Log pseudolikelihood maytinh gioitinh tuoi hocvan quymo thubq cotv nongthon vung2 vung3 vung4 vung5 vung6 vung7 vung8 dantoc codien _cons = Coef 0,3489 0,0080 0,3127 0,2702 0,0004 1,3923 -1,1088 -0,3715 -0,8901 -0,0790 0,5683 0,5511 0,9374 0,2043 0,5168 1,1288 -9,6411 -2234,7147 Std Err 0,112 0,004 0,021 0,031 0,000 0,344 0,104 0,170 0,378 0,166 0,146 0,176 0,139 0,147 0,244 0,959 1,064 Number of obs Wald chi2(16) Prob > chi2 Pseudo R2 z 3,120 2,010 14,820 8,680 5,240 4,050 -10,700 -2,180 -2,350 -0,480 3,900 3,120 6,730 1,390 2,110 1,180 -9,070 = = = = P>z 0,002 0,044 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,029 0,019 0,634 0,000 0,002 0,000 0,165 0,034 0,239 0,000 9189 785,21 0,3188 [95% Conf 0,130 0,000 0,271 0,209 0,000 0,718 -1,312 -0,705 -1,632 -0,404 0,283 0,205 0,665 -0,084 0,038 -0,750 -11,726 Interval] 0,568 0,016 0,354 0,331 0,001 2,067 -0,906 -0,038 -0,148 0,246 0,854 0,897 1,210 0,493 0,996 3,008 -7,557 Nguồn: Tính tốn tác giả từ nguồn liệu VHLSS 2008 Tiếp tục loại bỏ biến ý nghĩa thống VUNG4, , ta có mơ hình sau: Bảng phụ lục 3.3 Mơ hình U2 sau loại bỏ biến VIECLAM, VUNG4 Logistic regression Log pseudolikelihood = -2234,8512 Number of obs Wald chi2(15) Prob > chi2 Pseudo R2 = = = = 9189 780,42 0,3188 84 maytinh gioitinh tuoi hocvan quymo thubq cotv nongthon vung2 vung3 vung5 vung6 vung7 vung8 dantoc codien _cons Coef 0,3494 0,0080 0,3126 0,2701 0,0004 1,3951 -1,1113 -0,3501 -0,8687 0,5896 0,5729 0,9571 0,2253 0,5214 1,1268 -9,6678 Std Err 0,112 0,004 0,021 0,031 0,000 0,344 0,104 0,164 0,376 0,137 0,170 0,134 0,141 0,244 0,958 1,061 z 3,120 2,010 14,820 8,670 5,310 4,060 -10,710 -2,130 -2,310 4,290 3,370 7,140 1,600 2,130 1,180 -9,110 P>z 0,002 0,044 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,033 0,021 0,000 0,001 0,000 0,110 0,033 0,239 0,000 [95% Conf 0,130 0,000 0,271 0,209 0,000 0,721 -1,315 -0,672 -1,606 0,320 0,240 0,695 -0,051 0,042 -0,750 -11,748 Interval] 0,569 0,016 0,354 0,331 0,001 2,069 -0,908 -0,029 -0,131 0,859 0,906 1,220 0,501 1,000 3,004 -7,587 Nguồn: Tính tốn tác giả từ nguồn liệu VHLSS 2008 Tiếp tục loại bỏ biến khơng có ý nghĩa thống kê CODIEN, ta có mơ hình sau: Bảng phụ lục 3.4 Mơ hình U2 sau loại bỏ biến VIECLAM, VUNG4, CODIEN Logistic regression Log pseudolikelihood = maytinh gioitinh tuoi hocvan quymo thubq cotv nongthon vung2 vung3 vung5 vung6 vung7 vung8 dantoc _cons Coef 0,3503 0,0081 0,3130 0,2699 0,0004 1,4246 -1,1165 -0,3511 -0,8813 0,5878 0,5642 0,9549 0,2187 0,5358 -8,5875 -2235,7496 Number of obs Wald chi2(14) Prob > chi2 Pseudo R2 Std Err 0,112 0,004 0,021 0,031 0,000 0,341 0,104 0,164 0,376 0,137 0,170 0,134 0,141 0,244 0,541 z 3,130 2,020 14,840 8,670 5,310 4,180 -10,770 -2,140 -2,350 4,280 3,330 7,130 1,550 2,190 -15,890 = = = = P>z 0,002 0,043 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,032 0,019 0,000 0,001 0,000 0,120 0,028 0,000 Nguồn: Tính tốn tác giả từ nguồn liệu VHLSS 2008 9189 781,69 0,3185 [95% Conf 0,131 0,000 0,272 0,209 0,000 0,756 -1,320 -0,673 -1,618 0,319 0,232 0,692 -0,057 0,057 -9,647 Interval] 0,570 0,016 0,354 0,331 0,001 2,093 -0,913 -0,029 -0,145 0,857 0,896 1,217 0,494 1,015 -7,528 85 Tiếp tục loại bỏ biến khơng có ý nghĩa thống kê cuối VUNG8, ta có mơ hình R2 với tất biến ñều có ý nghĩa thống kê sau: Bảng phụ lục 3.5 Mơ hình R2 Logistic regression Log pseudolikelihood = maytinh gioitinh tuoi hocvan quymo thubq cotv nongthon vung2 vung3 vung5 vung6 vung7 dantoc _cons Coef 0,3458 0,0077 0,3080 0,2721 0,0004 1,4153 -1,1194 -0,4046 -0,9373 0,5303 0,5044 0,8916 0,5360 -8,4638 -2237,1185 Number of obs Wald chi2(13) Prob > chi2 Pseudo R2 Std Err 0,112 0,004 0,021 0,031 0,000 0,340 0,104 0,160 0,374 0,131 0,164 0,127 0,244 0,535 z 3,090 1,920 14,810 8,760 5,370 4,160 -10,800 -2,530 -2,510 4,040 3,080 7,040 2,200 -15,820 = = = = P>z 0,002 0,055 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,011 0,012 0,000 0,002 0,000 0,028 0,000 9189 767,78 0,3181 [95% Conf 0,127 0,000 0,267 0,211 0,000 0,748 -1,323 -0,717 -1,669 0,273 0,183 0,643 0,058 -9,512 Interval] 0,565 0,015 0,349 0,333 0,001 2,083 -0,916 -0,092 -0,205 0,787 0,825 1,140 1,014 -7,415 Nguồn: Tính tốn tác giả từ nguồn liệu VHLSS 2008 Để kiểm ñịnh việc loại bỏ biến VIECLAM, VUNG4, VUNG8, CODIEN, có nghĩa hệ số hồi quy biến có giá trị với giả thiết: H0: β4 = β11 = β15 = β17=0 Giá trị kiểm ñịnh χ2 với bậc tự tính tốn sau: χ2(4) = (Log likelihood U2 - Log likelihood R2) = (-2235,6005 + 2237,1185) = 4,8428 Với mức ý nghĩa 5% bậc tự 4, sử dụng hàm invchi2tail(4,0.05) STATA, ta có giá trị χ2(5%,4) = 9,4877 Ta thấy, giá trị kiểm ñịnh χ2(4) < χ2(5%,4) nên không bác bỏ giả thiết H0, nghĩa mơ hình R2 giải thích khả tiếp cận máy tính hộ tốt mơ hình U2 86 PHỤ LỤC MƠ HÌNH KHẢ NĂNG TIẾP CẬN INTERNET Do biến tồn hộ có Internet có điện nên biến có điện khơng đưa vào mơ hình Vì vậy, để trả lời câu hỏi khả tiếp cận Internet hộ có bị tác động nhóm yếu tố nhân học, kinh tế hạ tầng, địa lý chủng tộc hay khơng, mơ hình kinh tế lượng thiết kế sau: Logit ( Pi /(1 − Pi )) = β + β 1GIOITINH + β 2TUOI + β HOCVAN + β 4VIECLAM + β QUYMO + β 6THUBQ + β COTV + β NONGTHON + β 9VUNG + β10VUNG + β11VUNG (U3) + β12VUNG + β 13VUNG + β 14VUNG + β 15VUNG8 + β16 DANTOC + u i Trong đó: Logit(Pi/(1-Pi)) logarit số e tỷ lệ xác suất hộ có khả tiếp cận Internet xác suất không tiếp cận β hệ số hồi quy Với phần mềm STATA 10.0, ta có mơ hình hồi quy sau: Bảng phụ lục 4.1 Mơ hình U3 Logistic regression Log pseudolikelihood internet gioitinh tuoi hocvan vieclam quymo thubq cotv nongthon vung2 vung3 vung4 vung5 vung6 vung7 vung8 dantoc _cons = Coef 0,6036 0,0146 0,2882 0,1098 0,2581 0,0004 2,8517 -1,9360 -0,4604 -1,3021 -0,3571 0,1024 0,4295 0,5828 -0,5088 -0,1360 -10,2902 -1140,6838 Std Err 0,157 0,007 0,039 0,198 0,043 0,000 1,013 0,205 0,243 0,612 0,284 0,227 0,272 0,188 0,261 0,350 1,244 Number of obs Wald chi2(16) Prob > chi2 Pseudo R2 z 3,850 2,000 7,400 0,550 6,060 4,580 2,810 -9,430 -1,890 -2,130 -1,260 0,450 1,580 3,100 -1,950 -0,390 -8,270 = = = = P>z 0,000 0,046 0,000 0,580 0,000 0,000 0,005 0,000 0,058 0,033 0,209 0,652 0,114 0,002 0,051 0,697 0,000 Nguồn: Tính tốn tác giả từ nguồn liệu VHLSS 2008 9189 451,34 0,3713 [95% Conf 0,297 0,000 0,212 -0,279 0,175 0,000 0,865 -2,338 -0,937 -2,501 -0,915 -0,342 -0,103 0,214 -1,020 -0,821 -12,728 Interval] 0,911 0,029 0,365 0,499 0,342 0,001 4,838 -1,534 0,016 -0,103 0,200 0,547 0,962 0,951 0,002 0,549 -7,852 87 Mơ hình hồi quy khơng giới hạn U3 cho thấy 12 biến có ý nghĩa thống kê biến khơng có ý nghĩa thống kê Hệ số biến GIOITINH, HOCVAN, QUYMO, THUBQ, NONGTHON có ý nghĩa thống kê mức 1% Hệ số biến TUOI, COTV, VUNG3, VUNG7 có ý nghĩa thống kê mức 5% Hệ số biến VUNG2, VUNG8 có ý nghĩa mức 10% Biến VIECLAM, VUNG4, VUNG5, VUNG6, DANTOC khơng có ý nghĩa thống kê nên loại khỏi mơ hình nhằm tìm mơ hình giải thích tốt Tiến hành loại bỏ biến khơng có ý nghĩa thống DANTOC, ta có mơ hình sau: Bảng phụ lục 4.2 Mơ hình U3 sau loại bỏ biến DANTOC Logistic regression Log pseudolikelihood internet gioitinh tuoi hocvan vieclam quymo thubq cotv nongthon vung2 vung3 vung4 vung5 vung6 vung7 vung8 _cons = Coef 0,6004 0,0146 0,2872 0,1095 0,2581 0,0004 2,8486 -1,9321 -0,4391 -1,2709 -0,3529 0,1028 0,4400 0,5868 -0,5067 -10,4090 -1140,7821 Std Err 0,157 0,007 0,039 0,198 0,043 0,000 1,014 0,203 0,235 0,600 0,284 0,227 0,267 0,187 0,261 1,191 Number of obs Wald chi2(15) Prob > chi2 Pseudo R2 z 3,830 2,000 7,350 0,550 6,050 4,570 2,810 -9,510 -1,870 -2,120 -1,240 0,450 1,650 3,140 -1,940 -8,740 = = = = P>z 0,000 0,046 0,000 0,581 0,000 0,000 0,005 0,000 0,061 0,034 0,214 0,650 0,099 0,002 0,052 0,000 9189 448,02 0,3713 [95% Conf 0,293 0,000 0,211 -0,279 0,175 0,000 0,862 -2,330 -0,899 -2,446 -0,909 -0,341 -0,083 0,220 -1,018 -12,743 Interval] 0,908 0,029 0,364 0,498 0,342 0,001 4,835 -1,534 0,021 -0,095 0,203 0,547 0,963 0,954 0,005 -8,075 Nguồn: Tính toán tác giả từ nguồn liệu VHLSS 2008 Tiếp tục loại bỏ biến khơng có ý nghĩa thống kê VUNG5, ta có mơ hình sau: Bảng phụ lục 4.3 Mơ hình U3 sau loại bỏ biến DANTOC, VUNG5 Logistic regression Log pseudolikelihood = -1140,8861 Number of obs Wald chi2(14) Prob > chi2 Pseudo R2 = = = = 9189 448,05 0,3712 88 internet gioitinh tuoi hocvan vieclam quymo thubq cotv nongthon vung2 vung3 vung4 vung6 vung7 vung8 _cons Coef 0,6005 0,0144 0,2868 0,1058 0,2588 0,0004 2,8499 -1,9366 -0,4643 -1,2967 -0,3779 0,4132 0,5620 -0,5320 -10,3677 Std Err 0,157 0,007 0,039 0,198 0,043 0,000 1,015 0,202 0,223 0,595 0,274 0,255 0,174 0,251 1,194 z 3,830 1,980 7,330 0,540 6,060 4,600 2,810 -9,570 -2,080 -2,180 -1,380 1,620 3,230 -2,120 -8,680 P>z 0,000 0,048 0,000 0,593 0,000 0,000 0,005 0,000 0,038 0,029 0,168 0,105 0,001 0,034 0,000 [95% Conf 0,293 0,000 0,210 -0,282 0,175 0,000 0,861 -2,333 -0,902 -2,463 -0,915 -0,087 0,221 -1,024 -12,708 Interval] 0,908 0,029 0,363 0,493 0,343 0,001 4,839 -1,540 -0,026 -0,130 0,159 0,913 0,903 -0,040 -8,027 Nguồn: Tính tốn tác giả từ nguồn liệu VHLSS 2008 Tiếp tục loại bỏ biến khơng có ý nghĩa thống kê VIECLAM, ta có mơ hình sau: Bảng phụ lục 4.4 Mơ hình U3 sau loại biến DANTOC, VUNG5, VIECLAM Logistic regression Log pseudolikelihood = internet gioitinh tuoi hocvan quymo thubq cotv nongthon vung2 vung3 vung4 vung6 vung7 vung8 _cons Coef 0,6119 0,0164 0,2875 0,2590 0,0004 2,8451 -1,9461 -0,4682 -1,3018 -0,3893 0,4020 0,5635 -0,5404 -10,3408 -1141,1117 Number of obs Wald chi2(13) Prob > chi2 Pseudo R2 Std Err 0,158 0,006 0,039 0,043 0,000 1,013 0,200 0,223 0,593 0,274 0,254 0,174 0,251 1,189 z 3,870 2,560 7,330 6,040 4,600 2,810 -9,740 -2,100 -2,200 -1,420 1,580 3,240 -2,150 -8,700 = = = = P>z 0,000 0,010 0,000 0,000 0,000 0,005 0,000 0,036 0,028 0,155 0,113 0,001 0,032 0,000 Nguồn: Tính tốn tác giả từ nguồn liệu VHLSS 2008 9189 445,43 0,3711 [95% Conf 0,302 0,004 0,211 0,175 0,000 0,859 -2,338 -0,906 -2,464 -0,926 -0,096 0,222 -1,033 -12,671 Interval] 0,922 0,029 0,364 0,343 0,001 4,831 -1,555 -0,030 -0,140 0,147 0,900 0,905 -0,048 -8,010 89 Tiếp tục loại bỏ biến khơng có ý nghĩa thống kê VUNG4, biến VUNG6 trở nên có ý nghĩa thống kê mức 10%, ta có mơ hình R3 với tất biến có ý nghĩa thống kê sau: Bảng phụ lục 4.5 Mơ hình R3 Logistic regression Log pseudolikelihood internet gioitinh tuoi hocvan quymo thubq cotv nongthon vung2 vung3 vung6 vung7 vung8 _cons = -1142,4147 Coef 0,6136 0,0164 0,2874 0,2586 0,0004 2,8498 -1,9645 -0,4037 -1,2389 0,4690 0,6226 -0,4770 -10,4155 Std Err 0,159 0,006 0,039 0,043 0,000 1,013 0,199 0,219 0,591 0,251 0,172 0,249 1,188 Number of obs Wald chi2(12) Prob > chi2 Pseudo R2 z 3,870 2,560 7,310 6,040 4,610 2,810 -9,890 -1,840 -2,100 1,870 3,630 -1,920 -8,760 = = = = P>z 0,000 0,010 0,000 0,000 0,000 0,005 0,000 0,066 0,036 0,062 0,000 0,055 0,000 9189 423,2 0,3704 [95% Conf 0,303 0,004 0,210 0,175 0,000 0,864 -2,354 -0,834 -2,398 -0,023 0,286 -0,964 -12,745 Interval] 0,924 0,029 0,364 0,342 0,001 4,835 -1,575 0,026 -0,080 0,961 0,959 0,010 -8,086 Nguồn: Tính tốn tác giả từ nguồn liệu VHLSS 2008 Để kiểm ñịnh việc loại bỏ biến VIECLAM, VUNG4, VUNG5, DANTOC, có nghĩa hệ số hồi quy biến có giá trị với giả thiết: H0: β4 = β11 = β12 = β16=0 Giá trị kiểm ñịnh χ2 với bậc tự tính tốn sau: χ2(4) = (Log likelihood U3 - Log likelihood R3) = (-1140,6838 + -1142,4147) = 3,4618 Với mức ý nghĩa 5% bậc tự 4, sử dụng hàm invchi2tail(4,0.05) STATA, ta có giá trị χ2(5%,4) = 9,4877 Ta thấy, giá trị kiểm định χ2(4) < χ2(5%,4) nên khơng bác bỏ giả thiết H0, nghĩa mơ hình R3 giải thích khả tiếp cận Internet hộ tốt mô hình U3 90 PHỤ LỤC 5: TÍNH TỐN TÁC ĐỘNG BIÊN Mơ hình Logit xây dựng với biến phụ thuộc Yi có hai thuộc tính với Yi=1 có khả tiếp cận điện nghệ thơng tin, Yi=0 khơng có khả tiếp cận cơng nghệ thơng tin Ta có mơ hình sau : Pr (Yi = | Xs, β s ) = P = Với exp( β + β1 X 1i + β X 2i + K + β k X ki ) + exp( β + β X 1i + β X 2i + K + β k X ki ) Pi = e Zi − Pi  Pi   = β + β X 1i + β X 2i + K + β k X ki  − Pi  Trong ñó hàm Logit: Z i = Ln Với Odd = Odd1 e α + β Pi = α = eβ − Pi Odd e Giá trị βi đạo hàm Zi theo Xi Có nghĩa yếu tố khác khơng đổi, Xi tăng/giảm đơn vị xác suất tiếp cận xác suất không tiếp cận tăng/giảm eβi Chẳng hạn, trường hợp xét khả tiếp cận ñiện thoại cố ñịnh hộ (phụ lục 2), yếu tố khác khơng đổi, trình độ chủ hộ tăng bậc xác suất tiếp cận xác suất không tiếp cận tăng e0,1863 Với xác suất tiếp cận ñiện thoại cố ñịnh ban ñầu ứng với ñiều kiện hộ P0=20%, trình độ chủ hộ tăng bậc xác suất tiếp cận xác suất không tiếp cận : Odd = P0 0,02 * e 0,1863 = * 1,205 = 0,3012 − P0 − 0,02 Mà Odd = P1 = 0,3012 − P1 Nên xác suất tiếp cận ñiện thoại cố ñịnh hộ là: P1 = Odd 0,3012 = = 0,2315 + Odd 1 + 0,3012 91 Như vậy, với xác suất tiếp cận ñiện thoại cố ñịnh ban ñầu ứng với ñiều kiện hộ 20%, yếu tố khác khơng đổi, học vấn chủ hộ tăng bậc xác suất tiếp cận ñiện thoại cố ñịnh hộ 23,15%, tăng 3,15% Tương tự vậy, ta tính tác động biên yếu tố khác 92 PHỤ LỤC DỊCH VỤ HÀNH CHÍNH CƠNG TRÊN MẠNG NĂM 2009 Theo văn số 1448/BBCVT-KHTC ngày 6/7/2007 Bộ Bưu chính, Viễn thơng (nay Bộ Thông tin Truyền thông) ban hành, dịch vụ hành cơng coi đạt mức dịch vụ hành cơng có đầy đủ phần lớn thơng tin quy trình, thủ tục, bước cần tiến hành, giấy tờ cần thiết, chi phí thời gian thực dịch vụ Một dịch vụ hành cơng coi đạt mức dịch vụ hành cơng ñạt ñược tiêu chí mức cho phép người sử dụng tải mẫu ñơn, hồ sơ ñể người sử dụng in giấy, ñiền vào mẫu ñơn Một dịch vụ hành cơng coi đạt mức dịch vụ hành cơng đáp ứng tiêu chí mức cho phép người sử dụng điền trực tuyến vào mẫu ñơn, hồ sơ gửi lại trực tuyến tới quan người thụ lý hồ sơ Các giao dịch trình thụ lý hồ sơ cung cấp dịch vụ ñược thực qua mạng trừ việc tốn chi phí trả kết địi hỏi người sử dụng dịch vụ ñến trực tiếp quan cung cấp dịch vụ Ban đạo quốc gia cơng nghệ thơng tin (2009) ñã tính mức ñộ triển khai dịch vụ hành công mạng ngành tỉnh thành theo cơng thức: Mức độ = (số dịch vụ mức + 2* số dịch vụ mức + 3* số dịch vụ mức 3)/6 Bảng phụ lục 6.1 Dịch vụ hành cơng mạng ngành STT 10 11 12 13 Tên ngành Bộ Tài Bộ Giao thông - Vận tải Bộ Nông nghiệp Phát triển nông thôn Bộ Ngoại giao Bộ Khoa học Công nghệ Bộ Công thương Bộ Y tế Bộ Tư pháp Bộ Xây dựng Bộ Giáo dục Đào tạo Bộ Lao ñộng - Thương Binh Xã hội Ngân hàng Nhà nước Đài Tiếng nói Việt Nam Mức ñộ 104,83 70,83 48,50 16,50 16,33 15,00 13,87 7,49 3,17 2,33 2,17 1,17 1,00 93 STT Tên ngành Mức ñộ 14 Bộ Kế hoạch Đầu tư 1,00 15 Bộ Tài nguyên Môi trường 0,33 16 Ủy ban dân tộc 0,33 17 Bộ Thông tin - Truyền thông 0,33 18 Bộ Nội vụ 0,00 19 Viện Khoa học Cơng nghệ 0,00 20 Bộ Văn hóa - Thể thao Du lịch 0,00 21 Viện Khoa học xã hội 0,00 22 Thông xã 0,00 23 Bảo hiểm xã hội Khơng có 24 Đài truyền hình Việt Nam Khơng có 25 Thanh tra Chính phủ Khơng có 26 Văn phịng Chính phủ Khơng có Nguồn: Báo cáo số sẵn sàng cho phát triển ứng dụng công nghệ thông tin – truyền thông năm 2009 Ban đạo quốc gia cơng nghệ thơng tin Bảng phụ lục 6.2 Dịch vụ hành cơng mạng tỉnh thành STT 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 Tên tỉnh thành Ninh Thuận Yên Bái Phú Thọ Bắc Giang Lâm Đồng Hậu Giang Quảng Bình An Giang TP Hồ Chí Minh Vĩnh Long Sóc Trăng Đồng Nai Bắc Ninh Hà Nội Thừa Thiên - Huế Đồng Tháp Hịa Bình Hải Phịng Nghệ An Ninh Bình Bạc Liêu Hưng n Quảng Ninh Mức ñộ 2,00 2,00 1,85 1,74 1,72 1,70 1,63 1,55 1,51 1,50 1,50 1,47 1,40 1,38 1,34 1,33 1,31 1,30 1,30 1,29 1,22 1,20 1,17 94 24 Đà Nẵng 1,12 25 Bình Định 1,10 26 Bến Tre 1,06 27 Tiền Giang 1,01 28 Hà Tĩnh 1,00 29 Nam Định 1,00 30 Lai Châu 1,00 31 Tuyên Quang 1,00 32 Cao Bằng 1,00 33 Quảng Trị 0,71 34 Thanh Hóa 0,63 35 Thái Bình 0,48 36 Hà Nam 0,39 37 Bình Dương 0,39 38 Long An 0,36 39 Lào Cai 0,32 40 Trà Vinh 0,27 41 Cần Thơ 0,27 42 Đắk Lắk 0,26 43 Bình Thuận 0,26 44 Bình Phước 0,25 45 Tây Ninh 0,17 46 Khánh Hòa 0,10 47 Lạng Sơn 0,09 48 Bà Rịa - Vũng Tàu 0,08 49 Phú Yên 0,07 50 Hải Dương 0,00 51 Vĩnh Phúc 0,00 52 Quảng Ngãi 0,00 53 Bắc Kạn 0,00 54 Kiên Giang 0,00 55 Quảng Nam 0,00 56 Thái Nguyên 0,00 57 Sơn La 0,00 58 Gia Lai 0,00 59 Cà Mau 0,00 60 Kon Tum 0,00 61 Hà Giang 0,00 62 Điện Biên 0,00 63 Đăk Nông 0,00 Nguồn: Báo cáo số sẵn sàng cho phát triển ứng dụng công nghệ thông tin – truyền thông năm 2009 Ban đạo quốc gia cơng nghệ thông tin ... giá khả tiếp cận cơng nghệ thơng tin từ góc ñộ người dân cần thiết Đề tài ? ?Khả tiếp cận công nghệ thông tin hộ gia đình Việt Nam? ?? nhằm nỗ lực đánh giá thực trạng tiếp cận công nghệ thông tin. .. khác biệt khả tiếp cận công nghệ thông hộ hay không? - Nếu có yếu tố ảnh hưởng đến khả tiếp cận công nghệ thông tin hộ? - Mức ñộ ảnh hưởng yếu tố ñến khả tiếp cận công nghệ thông tin hộ nào? 1.4... dùng nghiên cứu thực nghiệm khả tiếp cận công nghệ thông tin, tác giả đề nghị mơ hình nghiên cứu khả tiếp cận công nghệ thông tin hộ gia đình Việt Nam sau: Khả tiếp cận ICT Có sử dụng điện thoại