Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Tác động của vốn xã hội đến việc tham gia hoạt động kinh doanh phi nông nghiệp của các hộ gia đình nông thôn Việt Nam

Mục đích nghiên cứu của Luận văn nhằm phân tích tác động của vốn xã hội đến sự tham gia vào hoạt động kinh doanh phi nông nghiệp của các hộ gia đình nông thôn Việt Nam. Phân tích tác động của vốn xã hội đến mức đóng góp của thu nhập từ hoạt động kinh doanh phi nông nghiệp vào tổng thu nhập của hộ. Mời các bạn cùng tham khảo!

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM NGUYỄN NHẬT KHÁNH UYÊN TÁC ĐỘNG CỦA VỐN XÃ HỘI ĐẾN SỰ THAM GIA HOẠT ĐỘNG KINH DOANH PHI NƠNG NGHIỆP CỦA HỘ GIA ĐÌNH NƠNG THƠN VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Tp Hồ Chí Minh – Năm 2017 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM NGUYỄN NHẬT KHÁNH UYÊN TÁC ĐỘNG CỦA VỐN XÃ HỘI ĐẾN SỰ THAM GIA HOẠT ĐỘNG KINH DOANH PHI NÔNG NGHIỆP CỦA HỘ GIA ĐÌNH NƠNG THƠN VIỆT NAM Chun ngành: Kinh tế phát triển Mã số: 60310105 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Ngƣời hƣớng dẫn khoa học: GS.TS NGUYỄN TRỌNG HOÀI Tp Hồ Chí Minh – Năm 2017 LỜI CAM ĐOAN Tơi xin cam đoan luận văn cơng trình nghiên cứu tơi thực hiện, số liệu thông tin sử dụng luận văn trung thực, có nguồn gốc rõ ràng đƣợc trích dẫn đầy đủ theo quy định TPHCM, ngày tháng năm Tác giả Nguyễn Nhật Khánh Uyên MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN .3 DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC HÌNH DANH MỤC BẢNG TÓM TẮT CHƢƠNG GIỚI THIỆU 1.1 Đặt vấn đề 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Phƣơng pháp nghiên cứu 1.5 Đối tƣợng phạm vi nghiên cứu 1.6 Cấu trúc luận văn CHƢƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC LIÊN QUAN 2.1 Cơ sở lý thuyết 2.1.1 Lý thuyết tham gia hoạt động kinh doanh phi nông nghiệp 2.1.2 Lý thuyết vốn xã hội .12 2.2 Lƣợc khảo nghiên cứu thực nghiệm liên quan 17 CHƢƠNG PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 23 3.1 Khung phân tích .23 3.2 Mô tả biến 25 3.2.1 Biến phụ thuộc 25 3.2.2 Biến độc lập .25 3.2.3 Biến kiểm soát 26 3.3 Mơ hình nghiên cứu 30 3.4 Dữ liệu 32 CHƢƠNG KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 33 4.1 Thống kê mô tả 33 4.1.1 Vốn xã hội hoạt động kinh doanh phi nông nghiệp hộ gia đình nơng thơn Việt Nam 33 4.1.2 Đặc điểm hộ gia đình .37 4.1.3 Đặc điểm địa phƣơng 39 4.2 Phân tích ảnh hƣởng vốn xã hội đến việc tham gia họat động kinh doanh phi nông nghiệp hộ 40 4.2.1 Kiểm định mối quan hệ biến .40 4.2.2 Kết hồi quy mơ hình binary logit .41 4.3 Phân tích ảnh hƣởng vốn xã hội đến tỷ trọng thu nhập từ hoạt động kinh doanh phi nông nghiệp hộ 45 4.3.1 Kiểm định mối quan hệ biến .45 4.3.2 Kết hồi quy mơ hình tobit 45 4.4 So sánh tác động vốn xã hội yếu tố khác mơ hình .49 CHƢƠNG KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH 53 5.1 Kết luận 53 5.2 Hàm ý sách .54 5.3 Hạn chế luận văn hƣớng nghiên cứu .59 5.3.1 Hạn chế luận văn .59 5.3.2 Hƣớng nghiên cứu 60 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT VARHS: Điều tra tiếp cận nguồn lực hộ gia đình Việt Nam CIEM: Viện nghiên cứu quản lý kinh tế Trung ƣơng DBSH: Đồng sông Hồng DBSCL: Đồng sông Cửu Long Đảng CSVN: Đảng Cộng sản Việt Nam DANH MỤC HÌNH Hình 3.1 Khung phân tích 24 Hình 4.1 Một số nhóm ngành kinh doanh phi nơng nghiệp 33 Hình 4.2 Các tổ chức, hiệp hội hộ tham gia .36 DANH MỤC BẢNG Bảng 2.1 Tóm tắt nghiên cứu thực nghiệm .21 Bảng 3.1 Tóm tắt mô tả biến 29 Bảng 4.1 Đặc điểm vốn xã hội mẫu nghiên cứu 35 Bảng 4.2 Vốn xã hội tham gia hoạt động kinh doanh phi nông nghiệp …….37 Bảng 4.3 Đặc điểm nhân học nguồn lực hộ gia đình 38 Bảng 4.4 Đặc điểm địa phƣơng nơi hộ sinh sống 40 Bảng 4.5 Kiểm định Pearson Chi-square biến độc lập kiểm soát với biến phụ thuộc Y1 .40 Bảng 4.6 Kết ƣớc lƣợng mơ hình logit tác động biên 42 Bảng 4.7 Kết ƣớc lƣợng mơ hình tobit với tác động biên loại .46 Bảng 4.8 So sánh tác động biến giải thích mơ hình 49 TÓM TẮT Luận văn sử dụng liệu VARHS 2014 để nghiên cứu tác động vốn xã hội đến tham gia vào hoạt động kinh doanh phi nơng nghiệp hộ gia đình nơng thôn Việt Nam Mẫu nghiên cứu bao gồm 3423 hộ gia đình thuộc vùng nơng thơn 12 tỉnh thành liệu gốc Tác giả sử dụng mơ hình hồi quy logit để phân tích ảnh hƣởng vốn xã hội yếu tố khác đến tham gia hộ gia đình vào hoạt động kinh doanh phi nông nghiệp, đồng thời hộ có tham gia, tác giả mở rộng thêm nghiên cứu tác động vốn xã hội yếu tố khác đến mức đóng góp thu nhập từ hoạt động kinh doanh phi nơng nghiệp tổng thu nhập hộ mơ hình hồi quy tobit Kết từ chạy hồi quy mơ hình cho thấy, yếu tố vốn xã hội nhƣ tỷ lệ thành viên hộ gia đình nơng thơn tham gia vào tổ chức, hiệp hội địa phƣơng có tác động làm giảm tham gia hộ gia đình vào ngành nghề kinh doanh phi nơng nghiệp, đồng thời làm giảm thu nhập từ hoạt động hộ gia đình có phần thu nhập từ hoạt động kinh doanh phi nông nghiệp Các yếu tố khác nhƣ trình độ học vấn trung bình hộ, tổng số thành viên trƣởng thành hộ, có làng nghề địa phƣơng đƣợc tìm thấy có tác động thúc đẩy hộ gia đình tham gia vào ngành nghề phi nông nghiệp đồng thời làm tăng thu nhập từ ngành cho hộ Tuổi chủ hộ, tổng giá trị vật ni có, tổng diện tích đất hộ có tác động làm giảm tham gia nhƣ làm giảm phần đóng góp từ thu nhập phi nơng nghiệp hộ có phần thu nhập từ hoạt động Ngoài ra, có khác tham gia vào hoạt động kinh doanh phi nông nghiệp tỷ trọng thu nhập phi nông nghiệp vùng sinh sống hộ CHƢƠNG GIỚI THIỆU 1.1 Đặt vấn đề Theo thống kê sơ năm 2014 Tổng cục Thống kê, có khoảng 67% dân số Việt Nam sống vùng nông thôn nông nghiệp lĩnh vực có nhiều đóng góp quan trọng cho phát triển kinh tế đất nƣớc năm qua Hiện nay, hầu hết dân nghèo nông thôn Việt Nam tham gia vào sản xuất nông nghiệp Tuy đời sống vật chất, tinh thần ngƣời dân khu vực nông thơn đƣợc nâng lên (logarit thu nhập tích lũy năm 2014 cao năm 2012 theo VARHS, 2014) nhƣng hoạt động sản xuất nông nghiệp Việt Nam lạc hậu, chủ yếu lao động giản đơn, sản xuất theo kinh nghiệm truyền từ đời sang đời khác, áp dụng khoa học kỹ thuật giới hóa trồng trọt chăn ni, phụ thuộc gần nhƣ hoàn toàn vào thời tiết đồng thời giá nông sản phụ thuộc vào biến động thị trƣờng, thƣờng rơi vào cảnh “đƣợc mùa giá”, hỗ trợ nhà nƣớc ngƣời nông dân cịn thấp nên thu nhập ngƣời nơng dân bấp bênh Mặc dù thu nhập từ hoạt động sản xuất nông nghiệp chủ yếu, song để ổn định thu nhập, bảo đảm sống, nhiều hộ gia đình nơng thơn buộc phải tìm kiếm phƣơng kế khác để làm tăng thu nhập thu nhập từ sản xuất nơng nghiệp Có nhiều loại hình hoạt động tạo thu nhập khác ngồi thu nhập từ nơng nghiệp hộ nhƣ hoạt động kinh doanh phi nông nghiệp hộ gia đình, việc làm đƣợc trả cơng ngồi hộ gia đình khai thác, sử dụng nguồn tài nguyên chung, nhƣ đánh bắt thủy hải sản hay khu vực sông nƣớc công cộng, hay thu thập tài nguyên từ rừng (VARHS, 2014) Ngƣời nghèo tìm kiếm hội kinh tế phi nông nghiệp nông thôn, không để nâng cao mức thu nhập mà cịn để ổn định thu nhập hộ gia đình theo thời gian (Haggblade, Hazell cộng sự, 2010) Thu nhập phi nông nghiệp nguồn tài trợ quan trọng để mua đầu vào cần thiết nhằm tăng suất nông nghiệp (Oseni, 2009), nguồn quan trọng tăng trƣởng kinh tế địa phƣơng xóa đói giảm nghèo khu vực nơng thơn (Davis, 2003) Có thể nói, thu nhập từ hoạt động phi nông nghiệp (bao gồm việc làm công ăn lƣơng hoạt động kinh doanh hộ) đóng góp phần khơng nhỏ làm gia tăng tổng nguồn thu nhập hộ, việc tham gia vào hoạt động phi nông nghiệp cách làm đa dạng hóa thu nhập cho hộ gia đình, tiếp cận gần đến khung sinh kế bền vững Tại Việt Nam, trình chuyển đổi cấu kinh tế hầu hết địa phƣơng, khu vực nông thôn ven đô thị, khu vực phát triển cơng nghiệp dẫn đến tình trạng di cƣ lao động từ khu vực nông nghiệp sang hoạt động dịch vụ nhƣ xây dựng, kinh doanh nhà trọ, bn bán nhỏ,… Bên cạnh đó, nội ngành nơng nghiệp có chuyển đổi mạnh mẽ, chuyển dịch lao động từ nơng nghiệp sang lĩnh vực phi nông nghiệp, kết hợp với nông nghiệp (lúc nông nhàn) Thế nhƣng liệu thực tế cho thấy tỷ lệ hộ tham gia hoạt động kinh doanh phi nơng nghiệp cịn thấp Tỷ lệ hộ gia đình tham gia vào hoạt động kinh doanh phi nơng nghiệp nông thôn Việt Nam tƣơng đối ổn định (tuy có giảm từ 27,74% năm 2008 xuống 24,3% vào năm 2014 (VARHS, 2014)) Nguyên nhân giảm sút kể đến lao động nơng thôn tham gia vào công việc đƣợc trả lƣơng tự sản xuất kinh doanh môi trƣờng kinh tế vĩ mô không ổn định năm gần Nhiều nghiên cứu giới yếu tố tác động đến việc tham gia hoạt động kinh doanh lĩnh vực phi nông nghiệp vốn ngƣời, vốn tài vốn xã hội nhân tố quan trọng (Reardon cộng sự, 2007; Trần Tiến Khai Nguyễn Ngọc Danh, 2014) Vốn xã hội đƣợc nói đến nhƣ mạng lƣới quan hệ xã hội, tin tƣởng có qua có lại lẫn cộng đồng Đã có nhiều nghiên cứu giới nghiên cứu yếu tố tác động đến đa dạng hóa nguồn thu nhập hay cụ thể tham gia vào việc làm phi nông nghiệp nông thôn nhƣ Malek (2009), Babatunde Qaim (2009)…Tuy nhiên, nghiên cứu tác động yếu tố cụ thể nhƣ vốn xã hội khơng nhiều, điển hình nghiên cứu Nega cộng (2009) vấn đề Đa dạng hóa, bất bình đẳng thu nhập Vốn xã hội Ethiopia, tác giả xem xét đa dạng hóa thu nhập bao gồm nhiều hoạt động khác khơng có phân loại cụ thể Chính Phụ lục 2: So sánh đặc điểm biến nhóm tham gia khơng tham gia Nhóm tham gia Nhóm khơng tham gia Min Max Variable Obs Mean 2666959 6.192414 3709351 1986858 3.620574 0 0 50 1 12 tylethamgia songuoi_gi~o longtina longtinb trinhdo_ch~o 2669 2669 2669 2669 2669 4267173 4.350693 8220307 0666916 6.148745 7.361977 8169761 49.96552 3.456233 8050398 2.554044 3869428 12.55094 1.363076 396433 0 18 12 90 trinhdo_tb gioitinh_c~o tuoi songuoitru~h dantoc 2669 2669 2669 2669 2669 754 754 754 754 754 5.003853 7.841022 0450928 3408488 1.749204 4.817295 1.516361 4813478 4743093 4.4425 3.555348 0 22.04502 12.25662 45 logtongvat~i logtongdat tindung langnghe_xa kc_duong 754 754 754 754 754 2970822 2904509 0689655 1419098 1405836 4572764 4542718 2535637 3491893 3478222 0 0 1 1 DBSH TrungduMNp~c BacTrungBo DHMTrung TayNguyen Variable Obs Mean tylethamgia songuoi_gi~o longtina longtinb trinhdo_ch~o 754 754 754 754 754 4142185 5.143236 8355438 0411141 7.816976 trinhdo_tb gioitinh_c~o tuoi songuoitru~h dantoc 754 754 754 754 754 logtongvat~i logtongdat tindung langnghe_xa kc_duong DBSH TrungduMNp~c BacTrungBo DHMTrung TayNguyen Std Dev Std Dev Min Max 2953431 4.597346 3825586 249534 4.063216 0 0 45 1 12 6.167455 8017984 51.66242 3.258524 5964781 2.927824 3987195 14.50514 1.417604 4906956 0 18 12 100 2669 2669 2669 2669 2669 6.794362 8.469693 0846759 203447 3.464144 4.391599 1.395833 7052128 4026376 20.24997 2.70805 0 19.5193 11.99081 10 800 2669 2669 2669 2669 2669 133758 3844136 0610716 114275 2233046 3404559 4865475 2395064 3182046 4165389 0 0 1 1 Phụ lục 3: Các kiểm định mơ hình logit Phụ lục 3A Đa cộng tuyến Variable VIF 1/VIF TrungduMNp~c TayNguyen DBSH trinhdo_ch~o trinhdo_tb dantoc DHMTrung BacTrungBo logtongdat songuoitru~h tuoi longtina logtongvat~i longtinb tylethamgia gioitinh_c~o langnghe_xa kc_duong songuoi_gi~o tindung 5.03 3.34 3.03 2.55 2.54 2.53 2.43 1.92 1.73 1.55 1.53 1.52 1.50 1.48 1.48 1.23 1.19 1.10 1.08 1.04 0.198909 0.299512 0.329983 0.391460 0.393260 0.395273 0.411087 0.520992 0.579678 0.644046 0.652920 0.658852 0.666387 0.673404 0.674114 0.815040 0.839795 0.905867 0.924128 0.963298 Mean VIF 1.99 Phụ lục 3B Phƣơng sai thay đổi Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of Y1 chi2(1) Prob > chi2 = = 256.60 0.0000 Phụ lục 3C Kiểm định Pearson Chi-square mối quan hệ biến tab Y1 longtina, col chi2 tab Y1 longtinb, col chi2 Key Key frequency column percentage frequency column percentage Enterprise number longtina Total Enterprise number longtinb Total 475 79.30 2,194 77.69 2,669 77.97 2,491 77.50 178 85.17 2,669 77.97 124 20.70 630 22.31 754 22.03 723 22.50 31 14.83 754 22.03 Total 599 100.00 2,824 100.00 3,423 100.00 Total 3,214 100.00 209 100.00 3,423 100.00 Pearson chi2(1) = 0.7436 Pr = 0.389 Pearson chi2(1) = Key Key frequency column percentage frequency column percentage Gender of HH member Male Pr = 0.010 tab Y1 dantoc , col chi2 tab Y1 gioitinh_chuho , col chi2 Enterprise number 6.7089 Total Enterprise number Ethnicity of the HH Total 529 79.31 2,140 77.65 2,669 77.97 1,077 87.99 1,592 72.40 2,669 77.97 138 20.69 616 22.35 754 22.03 147 12.01 607 27.60 754 22.03 Total 667 100.00 2,756 100.00 3,423 100.00 Total 1,224 100.00 2,199 100.00 3,423 100.00 Pearson chi2(1) = 0.8632 Pr = 0.353 Pearson chi2(1) = 111.3241 Pr = 0.000 tab Y1 DBSH , col chi2 tab Y1 langnghe_xa , col chi2 Key Key frequency column percentage frequency column percentage Enterprise number co lang nghe hay khong Yes Total 2,669 77.97 754 22.03 530 18.65 224 38.55 754 22.03 3,423 100.00 Total 2,842 100.00 581 100.00 3,423 100.00 2,669 77.97 497 18.95 257 32.13 Total 2,623 100.00 800 100.00 Pr = 0.000 Pearson chi2(1) = 111.2828 Pr = 0.000 tab Y1 BacTrungBo , col chi2 tab Y1 TrungduMNphiaBac , col chi2 Key Key frequency column percentage frequency column percentage TrungduMNphiaBac Total 357 61.45 543 67.88 Enterprise number 2,312 81.35 2,126 81.05 61.9760 DBSH 0 Pearson chi2(1) = Enterprise number Total Enterprise number BacTrungBo Total 1,643 75.44 1,026 82.41 2,669 77.97 2,506 78.12 163 75.81 2,669 77.97 535 24.56 219 17.59 754 22.03 702 21.88 52 24.19 754 22.03 Total 2,178 100.00 1,245 100.00 3,423 100.00 Total 3,208 100.00 215 100.00 3,423 100.00 Pearson chi2(1) = 22.4290 Pr = 0.000 Pearson chi2(1) = 0.6224 Pr = 0.430 tab Y1 DHMTrung , col chi2 tab Y1 TayNguyen , col chi2 Key Key frequency column percentage frequency column percentage Enterprise number DHMTrung Total Enterprise number TayNguyen Total 2,364 78.51 305 74.03 2,669 77.97 2,073 76.19 596 84.90 2,669 77.97 647 21.49 107 25.97 754 22.03 648 23.81 106 15.10 754 22.03 Total 3,011 100.00 412 100.00 3,423 100.00 Total 2,721 100.00 702 100.00 3,423 100.00 Pearson chi2(1) = 4.2406 Pr = 0.039 Pearson chi2(1) = 24.6771 Pr = 0.000 Phụ lục 3D Mơ hình hồi quy logit sau khắc phục phƣơng sai thay đổi Logistic regression Number of obs Wald chi2(20) Prob > chi2 Pseudo R2 Log pseudolikelihood = -1615.2399 Y1 Coef tylethamgia songuoi_giupho longtina longtinb trinhdo_chuho trinhdo_tb gioitinh_chuho tuoi songuoitruongthanh dantoc logtongvatnuoi logtongdat tindung langnghe_xa kc_duong DBSH TrungduMNphiaBac BacTrungBo DHMTrung TayNguyen _cons -.3455158 0046218 -.0056334 -.3585989 026915 0443689 0376265 -.0180496 2565162 6782427 -.0673343 -.1378141 -.0306998 2719254 -.0125845 8654275 7800267 7444898 5016932 1361005 -1.160269 Robust Std Err .184131 0089942 1380879 2330804 0183385 0240646 1223111 0039679 0377153 1460606 011479 0395668 0803992 1031873 0102382 2011129 2095457 24849 2120007 2086035 4489269 z -1.88 0.51 -0.04 -1.54 1.47 1.84 0.31 -4.55 6.80 4.64 -5.87 -3.48 -0.38 2.64 -1.23 4.30 3.72 3.00 2.37 0.65 -2.58 P>|z| 0.061 0.607 0.967 0.124 0.142 0.065 0.758 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.703 0.008 0.219 0.000 0.000 0.003 0.018 0.514 0.010 = = = = 3423 328.87 0.0000 0.1050 [95% Conf Interval] -.7064058 -.0130065 -.2762806 -.8154281 -.0090277 -.0027969 -.2020989 -.0258265 1825956 3919691 -.0898327 -.2153636 -.1882794 069682 -.0326511 4712536 3693246 2574585 0861796 -.2727548 -2.040149 0153743 0222501 2650139 0982303 0628577 0915348 2773519 -.0102728 3304369 9645162 -.0448359 -.0602646 1268797 4741688 0074821 1.259602 1.190729 1.231521 9172069 5449559 -.2803882 Phụ lục 3E Mơ hình hồi quy logit với tác động biên Marginal effects after logit y = Pr(Y1) (predict) = 19019424 variable tyleth~a songuo~o longtina* longtinb* trinhd~o trinhd~b gioiti~o* tuoi songuo~h dantoc* logton~i logton~t tindung langng~a* kc_duong DBSH* Trungd~c* BacTru~o* DHMTrung* TayNgu~n* dy/dx Std Err -.0532165 0007118 -.0008686 -.0499583 0041455 0068337 0057541 -.00278 0395087 0984933 -.0103709 -.0212262 -.0047284 0437726 -.0019383 1565561 1281228 1375029 0864139 0214856 02832 00139 02132 02917 00282 0037 01857 00061 00577 0199 00175 00608 01238 01732 00157 04134 03646 05289 0403 03373 z -1.88 0.51 -0.04 -1.71 1.47 1.85 0.31 -4.55 6.84 4.95 -5.94 -3.49 -0.38 2.53 -1.23 3.79 3.51 2.60 2.14 0.64 P>|z| [ 95% C.I 0.060 0.607 0.967 0.087 0.142 0.065 0.757 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.703 0.011 0.218 0.000 0.000 0.009 0.032 0.524 -.108714 002281 -.002004 003428 -.042648 04091 -.107124 007207 -.00139 009681 -.000417 014085 -.030637 042145 -.003977 -.001583 028193 050825 059499 137488 -.013794 -.006947 -.033137 -.009315 -.029 019544 009831 077714 -.005023 001146 075522 23759 056665 199581 033839 241167 007418 16541 -.044617 087588 (*) dy/dx is for discrete change of dummy variable from to Phụ lục 3F Mức độ dự báo mơ hình logit Logistic model for Y1 True Classified D ~D Total + - 110 644 90 2579 200 3223 Total 754 2669 3423 Classified + if predicted Pr(D) >= True D defined as Y1 != Sensitivity Specificity Positive predictive value Negative predictive value Pr( +| D) Pr( -|~D) Pr( D| +) Pr(~D| -) 14.59% 96.63% 55.00% 80.02% False False False False Pr( +|~D) Pr( -| D) Pr(~D| +) Pr( D| -) 3.37% 85.41% 45.00% 19.98% + + - rate rate rate rate for for for for true ~D true D classified + classified - Correctly classified 78.56% ] X 423964 4.52527 825007 061058 6.51621 6.43058 805142 51.2886 3.30207 642419 6.39996 8.33121 075957 233713 2.55527 169734 363716 06281 120362 205083 Phụ lục Các kiểm định mơ hình tobit Phụ lục 4A Đa cộng tuyến Variable VIF 1/VIF TrungduMNp~c TayNguyen DBSH trinhdo_ch~o trinhdo_tb dantoc DHMTrung BacTrungBo logtongdat songuoitru~h tuoi longtina logtongvat~i longtinb tylethamgia gioitinh_c~o langnghe_xa songuoi_gi~o tindung kc_duong 5.03 3.30 3.03 2.55 2.54 2.52 2.43 1.91 1.71 1.55 1.53 1.52 1.50 1.49 1.48 1.23 1.18 1.08 1.04 1.01 0.198970 0.303283 0.330279 0.391713 0.393376 0.396349 0.412013 0.522884 0.584545 0.644169 0.652976 0.658838 0.666392 0.673335 0.674497 0.815427 0.843913 0.924209 0.963265 0.985500 Mean VIF 1.98 Phụ lục 4B Phƣơng sai thay đổi Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of Y2 chi2(1) Prob > chi2 = = 1448.75 0.0000 Phụ lục 4C Kiểm định Mann-Whiney biến Y2 biến định tính nhị phân ranksum Y2, by( longtina) ranksum Y2, by( longtinb) Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test longtina obs rank sum expected longtinb obs rank sum expected 599 2824 1015255.5 4844920.5 1025488 4834688 3214 209 5527678 332498 5502368 357808 combined 3423 5860176 5860176 combined 3423 5860176 5860176 unadjusted variance adjustment for ties adjusted variance 4.827e+08 -2.296e+08 2.531e+08 unadjusted variance adjustment for ties 1.917e+08 -91166328 adjusted variance 1.005e+08 Ho: Y2(longtinb==0) = Y2(longtinb==1) z = 2.525 Prob > |z| = 0.0116 Ho: Y2(longtina==0) = Y2(longtina==1) z = -0.643 Prob > |z| = 0.5201 ranksum Y2, by ( gioitinh_chuho ) ranksum Y2, by ( dantoc ) Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test gioitinh_c~o obs rank sum expected dantoc obs rank sum expected Male 667 2756 1131618 4728558 1141904 4718272 1224 2199 1852752 4007424 2095488 3764688 combined 3423 5860176 5860176 combined 3423 5860176 5860176 unadjusted variance adjustment for ties adjusted variance 5.245e+08 -2.495e+08 2.750e+08 Ho: Y2(gioiti~o==0) = Y2(gioiti~o==Male) z = -0.620 Prob > |z| = 0.5351 unadjusted variance adjustment for ties adjusted variance 7.680e+08 -3.653e+08 4.027e+08 Ho: Y2(dantoc==0) = Y2(dantoc==1) z = -12.096 Prob > |z| = 0.0000 ranksum Y2, by ( langnghe_xa ) ranksum Y2, by ( DBSH ) Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test langnghe_xa obs rank sum expected DBSH obs rank sum expected Yes 2623 800 4339551.5 1520624.5 4490576 1369600 2842 581 4683961 1176215 4865504 994672 combined 3423 5860176 5860176 combined 3423 5860176 5860176 unadjusted variance adjustment for ties unadjusted variance adjustment for ties 5.987e+08 -2.848e+08 adjusted variance adjusted variance 3.139e+08 4.711e+08 -2.241e+08 2.470e+08 Ho: Y2(DBSH==0) = Y2(DBSH==1) z = -11.550 Prob > |z| = 0.0000 Ho: Y2(langng~a==0) = Y2(langng~a==Yes) z = -8.523 Prob > |z| = 0.0000 ranksum Y2, by ( TrungduMNphiaBac ) ranksum Y2, by ( BacTrungBo ) Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test TrungduMNp~c obs rank sum expected BacTrungBo obs rank sum expected 2178 1245 3855061 2005115 3728736 2131440 3208 215 5481687.5 378488.5 5492096 368080 combined 3423 5860176 5860176 combined 3423 5860176 5860176 unadjusted variance adjustment for ties adjusted variance 7.737e+08 -3.680e+08 4.057e+08 Ho: Y2(Trungd~c==0) = Y2(Trungd~c==1) z = 6.272 Prob > |z| = 0.0000 unadjusted variance adjustment for ties 1.968e+08 -93608465 adjusted variance 1.032e+08 Ho: Y2(BacTru~o==0) = Y2(BacTru~o==1) z = -1.025 Prob > |z| = 0.3055 ranksum Y2, by ( DHMTrung ) ranksum Y2, by ( TayNguyen ) Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test DHMTrung obs rank sum expected TayNguyen obs rank sum expected 3011 412 5120816.5 739359.5 5154832 705344 2721 702 4734790 1125386 4658352 1201824 combined 3423 5860176 5860176 combined 3423 5860176 5860176 unadjusted variance adjustment for ties adjusted variance unadjusted variance adjustment for ties 3.540e+08 -1.684e+08 5.450e+08 -2.592e+08 adjusted variance 1.856e+08 2.858e+08 Ho: Y2(TayNgu~n==0) = Y2(TayNgu~n==1) z = 4.522 Prob > |z| = 0.0000 Ho: Y2(DHMTrung==0) = Y2(DHMTrung==1) z = -2.497 Prob > |z| = 0.0125 Phụ lục 4D Kiểm định tƣơng quan Spearman biến Y2 biến định lƣợng spearman Y2 songuoi_giupho spearman Y2 trinhdo_chuho Number of obs = Spearman's rho = Number of obs = Spearman's rho = 3423 0.0386 3423 0.1834 Test of Ho: Y2 and songuoi_giupho are independent Test of Ho: Y2 and trinhdo_chuho are independent Prob > |t| = 0.0000 Prob > |t| = 0.0239 spearman Y2 tuoi Number of obs = Spearman's rho = spearman Y2 logtongvatnuoi 3423 -0.0466 Test of Ho: Y2 and tuoi are independent Prob > |t| = 0.0064 Number of obs = Spearman's rho = 3423 -0.1710 Test of Ho: Y2 and logtongvatnuoi are independent Prob > |t| = 0.0000 spearman Y2 logtongdat spearman Y2 tindung Number of obs = Spearman's rho = Number of obs = Spearman's rho = 3423 -0.2200 Test of Ho: Y2 and logtongdat are independent Prob > |t| = 0.0000 3423 -0.0234 Test of Ho: Y2 and tindung are independent Prob > |t| = 0.1713 spearman Y2 songuoitruongthanh spearman Y2 trinhdo_tb Number of obs = Spearman's rho = Number of obs = Spearman's rho = 3423 0.0484 3423 0.1825 Test of Ho: Y2 and songuoitruongthanh are independent Test of Ho: Y2 and trinhdo_tb are independent Prob > |t| = 0.0046 Prob > |t| = 0.0000 spearman Y2 kc_duong spearman Y2 tylethamgia Number of obs = Spearman's rho = Number of obs = Spearman's rho = 3423 -0.1547 3423 -0.0055 Test of Ho: Y2 and tylethamgia are independent Prob > |t| = 0.7470 Test of Ho: Y2 and kc_duong are independent Prob > |t| = 0.0000 Phụ lục 4E Kiểm tra phân phối biến Y2 Skewness/Kurtosis tests for Normality Variable Obs 3.4e+03 Pr(Kurtosis) 0.0000 0.0000 adj chi2(2) joint Prob>chi2 10 Density 20 30 Y2 Pr(Skewness) Y2 Phụ lục 4F Mơ hình tobit sau khắc phục phƣơng sai thay đổi Tobit regression Number of obs F( 20, 3403) Prob > F Pseudo R2 Log pseudolikelihood = -1728.1723 Robust Std Err Y2 Coef tylethamgia songuoi_giupho longtina longtinb trinhdo_chuho trinhdo_tb gioitinh_chuho tuoi songuoitruongthanh dantoc logtongvatnuoi logtongdat tindung langnghe_xa kc_duong DBSH TrungduMNphiaBac BacTrungBo DHMTrung TayNguyen _cons -.1697877 0030193 -.0056857 -.1596316 0070393 0220397 0116293 -.0077005 0857628 3119508 -.0272934 -.0732999 0040169 1188005 -.0038455 3625225 2877722 3146531 2163135 123083 -.2689886 0693487 0032478 0523543 0875318 0065699 0089549 0461623 0014882 0132872 05613 0043286 0152887 0288303 039657 0033464 0762888 0787528 0959325 0808134 0786721 174434 /sigma 6864633 0179822 Obs summary: t -2.45 0.93 -0.11 -1.82 1.07 2.46 0.25 -5.17 6.45 5.56 -6.31 -4.79 0.14 3.00 -1.15 4.75 3.65 3.28 2.68 1.56 -1.54 P>|t| 0.014 0.353 0.914 0.068 0.284 0.014 0.801 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.889 0.003 0.251 0.000 0.000 0.001 0.007 0.118 0.123 2672 left-censored observations at Y2=1 = = = = 3423 21.07 0.0000 0.1246 [95% Conf Interval] -.305757 -.0033485 -.1083347 -.3312518 -.0058421 0044821 -.0788794 -.0106182 0597111 2018989 -.0357804 -.103276 -.0525095 0410465 -.0104067 2129459 1333645 126562 0578658 -.0311664 -.6109945 -.0338183 0093871 0969634 0119885 0199207 0395973 102138 -.0047827 1118145 4220027 -.0188064 -.0433239 0605433 1965545 0027157 512099 4421798 5027443 3747611 2773324 0730174 6512063 7217204 Phụ lục 4G Tác động biên loại mơ hình tobit Average marginal effects Model VCE : Robust Number of obs = 3423 Expression : E(Y2|0