Tobit
4.2.1. Kết quả hồi quy bằng phương pháp hồi quy Tobit
Phần này tập trung phân tích các nhân tố tác động đến tình trạng lao động trẻ em của hộ gia đình Việt Nam. Với đặc điểm số liệu trong trƣờng hợp bị kiểm lọc, việc sử dụng mô hình Tobit theo phƣơng pháp MLE sẽ cho kết quả hồi quy tốt nhất. Tác giả tiến hành hồi quy mô hình Tobit với các biến giải thích là các đặc điểm trẻ, đặc điểm hộ gia đình, đặc điểm chủ hộ, địa lý, trợ cấp để dự báo biến phụ thuộc bị kiểm duyệt là thời gian làm việc của trẻ. Dữ liệu phân tích bị kiểm duyệt trái, có
Trang 41
nghĩa là mô hình Tobit trong nghiên cứu sẽ kiểm duyệt các quan sát có thời gian làm việc của trẻ bằng 0. Cụ thể, có 6239 quan sát bị kiểm duyệt trái, 1187 quan sát không bị kiểm duyệt. Kết quả hồi quy mô hình đƣợc trình bày cụ thể ở bảng 4.12.
Bảng 4.12: Kết quả hồi quy mô hình Tobit
Biến Hệ số hồi quy Giá trị t
Biến phụ thuộc: Thời gian làm việc bình quân của lao động trẻ em
Tuổi của trẻ 1,317*** 28,27 Giới tính của trẻ 0,370* 1,76 Thu nhập của trẻ 0,401*** 23,99 Trình độ học vấn chủ hộ -0,288*** -8,76 Giới tính chủ hộ 0,481 1,21 Chủ hộ có việc làm 1,627*** 3,17 Chủ hộ dân tộc Kinh -3,879*** -12,17 Chủ hộ đã kết hôn -1,270*** -2,85
Chi tiêu bình quân hộ -0,163*** -5,13
Số lƣợng trẻ em trong hộ 0,162 1,12
Quy mô hộ -0,043 -0,43
Hộ nghèo 0,715*** 2,7
Hộ sống thành thị -1,653*** -5.28
Đồng bằng sông Hồng 0,957* 1,77
Trung du và miền núi phía Bắc 3,341*** 6,57
Bắc Trung bộ và DH miền Trung 2,811*** 5,9
Tây Nguyên 1,838*** 3,28
Đồng bằng sông Cửu Long 1,980*** 4,1
Trợ cấp cho giáo dục -0,153** -2,09
Hằng số -20,425 -19,23
Số quan sát 7426
Giá trị log hàm gần đúng -4.831,61 Giá trị kiểm định chi bình phƣơng 3030,9
Trang 42
Ghi chú: *** Mức ý nghĩa 1%, ** Mức ý nghĩa 5%, * Mức ý nghĩa 10% Nguồn: Tổng hợp của tác giả từ Bộ dữ liệu VHLSS 2012
4.2.2. Kiểm định tổng quát mô hình nghiên cứu 4.2.2.1. Kiểm định hệ số hồi quy 4.2.2.1. Kiểm định hệ số hồi quy
Qua kết quả hồi quy ở bảng 4.12 cho thấy các biến có tác động đến lao động trẻ em của hộ gia đình Việt Nam năm 2012 bao gồm:
Có 13 biến trong mô hình hồi quy có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1% (Sig < 1%) bao gồm: Tuổi của trẻ, tiền lƣơng của trẻ, trình độ học vấn chủ hộ, chủ hộ có việc làm, chủ hộ dân tộc Kinh, chủ hộ đã kết hôn, chi tiêu bình quân của hộ, hộ nghèo, hộ sống thành thị, trung du và miền núi phía Bắc, Bắc Trung bộ và duyên hải miền Trung, Tây Nguyên, Đồng bằng sông Cửu Long.
Có 1 biến có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5% (Sig <5%) bao gồm: Trợ cấp cho giáo dục và 2 biến có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10%: Giới tính của trẻ, Đồng bằng sông Hồng.
Biến giới tính chủ hộ, số lƣợng trẻ em và quy mô hộ là 3 biến không có ý nghĩa thống kê trong mô hình.
4.2.2.2. Kiểm định mức độ phù hợp của mô hình
Qua bảng 4.12 cho thấy xác suất lớn hơn giá trị kiểm định chi bình phƣơng (χ2) nhận giá trị 0,00 < mức ý nghĩa 1%, chứng tỏ sự phù hợp của mô hình. Điều này khẳng định sự kết hợp của các biến trong mô hình có thể giải thích đƣợc 23,88% sự thay đổi của biến phụ thuộc với mức ý nghĩa 1%.
4.2.2.3. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Để kiểm tra hiện tƣợng đa cộng tuyến, nghiên cứu sử dụng ma trận tƣơng quan giữa các biến độc lập định lƣợng. Kết quả ở ma trận cho thấy các cặp biến độc lập trong mô hình đều có hệ số tƣơng quan thấp (r < 80%) (Xem phụ lục 2).
Xác suất lớn hơn giá trị chi bình
phƣơng 0,00 Hệ số xác định R2 (%) 23,88
Trang 43
Do đó, có thể khẳng định rằng không xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến giữa các biến trong mô hình.
4.2.2.4. Kiểm định phân phối chuẩn của mô hình
Sử dụng phƣơng pháp kiểm định Skewness - Kurtosis để kiểm định phân phối chuẩn của các biến trong mô hình. Kết quả kiểm định cho thấy tất cả các biến có phân phối chuẩn, ngoại trừ biến tuổi của trẻ (Xem phụ lục 4).
4.2.2.5. Kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi
Nghiên cứu sử dụng phƣơng pháp White test để kiểm định hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi. Kết quả kiểm định cho thấy mô hình có hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi và tác giả xử lý bằng cách sử dụng White Robust standard error để khắc phục hiện tƣợng này (Xem phụ lục 5).
4.2.3. Thảo luận kết quả
Qua kết quả hồi quy cho thấy có 16 nhân tố ảnh hƣởng đến tình trạng lao động trẻ em của hộ gia đình Việt Nam. Trong đó, các nhân tố có tác động tích cực đến thời gian làm việc của trẻ bao gồm: tuổi của trẻ, giới tính trẻ, tiền lƣơng của trẻ, chủ hộ có việc làm, hộ nghèo, Đồng bằng sông Hồng, trung du và miền núi phía Bắc, Bắc Trung bộ và duyên hải miền Trung, Tây Nguyên, Đồng bằng sông Cửu Long và các nhân tố có tác động tiêu cực bao gồm: trình độ học vấn chủ hộ, chủ hộ dân tộc Kinh, chủ hộ đã kết hôn, chi tiêu bình quân của hộ, hộ sống thành thị, trợ cấp cho giáo dục.
Tuổi của trẻ có tác động tích cực đến thời gian làm việc của trẻ ở mức ý nghĩa 1%, thỏa mãn kỳ vọng dấu ban đầu. Điều này có nghĩa là khi tuổi của trẻ càng tăng thì có thể sẽ làm tăng thời gian làm việc của trẻ. Với giả định các yếu tố khác không thay đổi, khi tuổi của trẻ tăng thêm 1 năm thì số giờ làm việc bình quân một ngày của trẻ tăng 1,3 giờ. Kết quả này phù hợp với kết quả của Rosati và Tzannatos (2006), Salmon (2005), Ray (2002), Ray (2000).
Ở mức ý nghĩa 10%, giới tính của trẻ có tác động tích cực đến thời gian làm việc của trẻ, thỏa mãn kỳ vọng dấu ban đầu. Với giả định các yếu tố khác không thay đổi, số giờ làm việc của các bé nam cao hơn 0,37 giờ so với các bé nữ. Nguyên nhân là do các bé nam thƣờng có sức khỏe hơn các bé nữ, làm việc nhiều hơn và
Trang 44
làm trong những công việc nặng nhọc đòi hỏi sức khỏe, còn các bé nữ thƣờng làm việc trong những lĩnh vực đòi hỏi sự khéo tay. Kết quả này phù hợp với kết quả Rosati và Tzannatos (2006), Salmon (2005), Ray (2002), Bhalotra và Heady (2000), Ray (2000).
Hệ số của tiền lƣơng trẻ ƣớc lƣợng đƣợc có tác động dƣơng đến thời gian làm việc của trẻ ở mức ý nghĩa 1%, thỏa mãn kỳ vọng dấu ban đầu. Với giả định các yếu tố khác không thay đổi, khi tiền lƣơng của trẻ tăng thêm 1 triệu thì số giờ làm việc bình quân một ngày của trẻ tăng 0,4 giờ. Kết quả này phù hợp với kết quả Ray (2002).
Trình độ học vấn của chủ hộ có tác động tiêu cực đến thời gian làm việc của trẻ ở mức ý nghĩa 1%, thỏa mãn kỳ vọng dấu ban đầu. Với giả định các yếu tố khác không thay đổi, khi trình độ học vấn của chủ hộ tăng thêm 1 năm thì số giờ làm việc bình quân một ngày của trẻ giảm 0,28 giờ. Cha mẹ có trình độ học vấn càng cao thì cơ hội làm việc của trẻ càng thấp vì nhiều nguyên nhân. Khi cha mẹ có trình độ cao, nguồn thu nhập của hộ ổn định nên trẻ không phải đi làm mà ngƣợc lại phải đầu tƣ vào việc học. Hơn nữa, trẻ sống chung với chủ hộ có học vấn tốt sẽ định hƣớng đƣợc tƣơng lai cho trẻ, sẽ hy sinh thu nhập hiện tại của trẻ để nhận đƣợc lợi nhuận lâu dài trong tƣơng lai nhƣ lý thuyết của Basu và Van (1998). Kết quả nghiên của luận văn tƣơng đồng với các nghiên cứu Rosati và Tzannatos (2006), Salmon (2005), Bhalotra và Heady (2000).
Hệ số của chủ hộ có việc làm ƣớc lƣợng đƣợc có tác động tích cực đến thời gian làm việc của trẻ ở mức ý nghĩa 1%, trái với kỳ vọng dấu ban đầu. Với giả định các yếu tố khác không thay đổi, số giờ làm việc bình quân một ngày của trẻ sống trong hộ mà chủ hộ có việc làm cao hơn 1,6 giờ so với trẻ sống trong hộ mà chủ hộ không có việc làm. Nguyên nhân là do đặc trƣng của bộ dữ liệu trong nghiên cứu, qua thống kê mô tả thì chủ hộ có việc làm chiếm đến 92% trong mẫu điều tra, chủ hộ không có việc làm chiếm tỷ trọng rất ít, vì vậy yếu tố này sẽ có tác động tích cực đến thời gian làm việc của trẻ.
Chủ hộ là ngƣời Kinh có tác động tiêu cực đến thời gian làm việc của trẻ ở mức ý nghĩa 1%, thỏa mãn kỳ vọng dấu ban đầu. Với giả định các yếu tố khác không thay đổi, số giờ làm việc bình quân một ngày của trẻ là ngƣời Kinh thấp hơn
Trang 45
3,8 giờ so với trẻ là ngƣời dân tộc khác. Nguyên nhân là do đặc trƣng ở Việt Nam, các dân tộc thiểu số thƣờng sinh sống ở vùng miền núi, vùng sâu vùng xa, điều kiện kinh tế còn rất khó khăn, thu nhập của họ thấp hơn rất nhiều so với thu nhập của ngƣời Kinh, công việc của họ thƣờng bấp bênh không ổn định, họ sống chủ yếu bằng nông nghiệp, nên đòi hỏi rất nhiều lao đông chân tay. Chính vì vậy, thời gian làm việc của trẻ em dân tộc thiểu số thƣờng cao hơn nhiều so với trẻ em dân tộc Kinh.
Tình trạng hôn nhân của chủ hộ cũng là nhân tố có tác động đáng kể đến thời gian làm việc của trẻ. Chủ hộ đã kết hôn có tác động tiêu cực đến số giờ làm việc của trẻ ở mức ý nghĩa 1%, thỏa mãn kỳ vọng dấu ban đầu. Với giả định các yếu tố khác không thay đổi, số giờ làm việc bình quân một ngày của trẻ sống trong hộ mà chủ hộ đã kết hôn thấp hơn 1,27 giờ so với trẻ sống trong hộ mà chủ hộ độc thân, góa, ly thân, ly hôn. Đối với những gia đình có cả bố lẫn mẹ, thu nhập sẽ ổn định và nhiều hơn so với những gia đình chỉ có bố hoặc mẹ, vì thế gánh nặng về thu nhập sẽ ít hơn so với những hộ chỉ có 1 ngƣời. Chính vì vậy, thời gian làm việc của trẻ trong hộ có cả bố lần mẹ cũng sẽ ít hơn so với các trẻ khác.
Ở mức ý nghĩa 1%, chi tiêu bình quân của hộ có tác động tiêu cực đến thời gian làm việc của trẻ, thỏa mãn kỳ vọng dấu ban đầu. Với giả định các yếu tố khác không thay đổi, khi chi tiêu bình quân 1 ngƣời 1 tháng của hộ tăng thêm 100 nghìn đồng thì số giờ làm việc bình quân 1 ngày của trẻ giảm 0,163 giờ. Kết quả này phù hợp với kết quả Rosati và Tzannatos (2006), Ray (2002), Ray (2000).
Hộ nghèo có tác động tích cực đến thời gian làm việc của trẻ ở mức ý nghĩa 1%, thỏa mãn kỳ vọng dấu ban đầu. Với giả định các yếu tố khác không thay đổi, số giờ làm việc bình quân một ngày của trẻ sống trong hộ nghèo cao hơn 0,71 giờ so với trẻ sống trong hộ không nghèo. Nguyên nhân là do điều kiện sống của những hộ nghèo ảnh hƣởng đến ý thức và trách nhiệm phải đi làm sớm của trẻ để hỗ trợ thêm phần thu nhập vào nguồn sống của hộ. Kết quả này tƣơng đồng với kết quả của Ray (2002).
Khu vực sinh sống của hộ cũng là nhân tố có tác động đáng kể đến thời gian làm việc của trẻ. Hộ sinh sống ở thành thị có tác động tiêu cực đến số giờ làm việc của trẻ ở mức ý nghĩa 1%, thỏa mãn kỳ vọng dấu ban đầu. Với giả định các yếu tố
Trang 46
khác không thay đổi, số giờ làm việc bình quân một ngày của trẻ sống ở thành thị thấp hơn 1,65 giờ so với trẻ sống ở nông thôn. Ở thành thị, điều kiện làm việc tốt hơn, cơ hội làm việc nhiều hơn và đồng lƣơng cao hơn so với nông thôn; do đó, những đứa trẻ sống ở thành thị có đƣợc những điều kiện tốt hơn để tiếp cận với tƣơng lai hơn là phải làm việc để kiếm sống, để phụ giúp gia đình. Kết quả này tƣơng đồng với các nghiên cứu Salmon (2005).
Vùng miền sinh sống của hộ cũng ảnh hƣởng đến thời gian làm việc của trẻ ở mức ý nghĩa 1%, thỏa mãn kỳ vọng dấu ban đầu của nghiên cứu. Với giả định các yếu tố khác không thay đổi, số giờ làm việc bình quân một ngày của trẻ sống ở Đồng bằng sông Hồng, Trung du và miền núi phía Bắc, Bắc Trung bộ và duyên hải miền Trung, Tây Nguyên, Đồng bằng sông Cửu Long cao hơn trẻ sống ở Đông Nam Bộ lần lƣợt là 0,9 giờ, 3,3 giờ, 2,8 giờ, 1,8 giờ và 1,9 giờ. Ở nƣớc ta mỗi vùng có một đặc điểm riêng, mức sống và mức chi tiêu ở mỗi vùng khác nhau nên thu nhập của ngƣời dân cũng khác nhau, điều này ảnh hƣởng phần nào đến thời gian làm việc của trẻ. Trong đó, trung du và miền núi phía Bắc có số giờ làm việc của trẻ cao nhất với đặc trƣng chủ yếu ngƣời dân sinh sống thuộc nhóm dân tộc ít ngƣời, điều kiện sống khó khăn với núi non hiểm trở, khó canh tác, vấn đề giáo dục chƣa thực hiện sâu rộng. Bắc Trung bộ và duyên hải miền Trung với đặc trƣng là vùng chịu nhiều thiên tai nên đời sống ngƣời dân gặp nhiều khó khăn, chủ yếu sản xuất nông nghiệp, thu nhập bấp bênh kéo theo lực lƣợng lao động trẻ em nhiều.
Trợ cấp cho giáo dục của hộ cũng có tác động tiêu cực đến thời gian làm việc của trẻ ở mức ý nghĩa 5%. Với giả định các yếu tố khác không thay đổi, khi trợ cấp giáo dục của hộ tăng 1 triệu đồng thì số giờ làm việc bình quân một ngày của trẻ giảm 0,15 giờ. Những chính sách của Chỉnh phủ có tác động đến quyết định của hộ đối với việc làm của trẻ, đặc biệt là những chính sách liên quan đến giáo dục. Điều này có nghĩa là nếu có đƣợc những hộ trợ tốt từ Chính phủ, trẻ em sẽ có nhiều cơ hội tiếp cận đến giáo dục, vì thế sẽ tác động đến giờ làm việc của trẻ.
Trang 47
CHƢƠNG 5 KẾT LUẬN
Trong chương này, tác giả trình bày những kết luận rút ra từ kết quả phân tích của mô hình nghiên cứu và đưa ra một số gợi ý về chính sách trong vấn đề lao động trẻ em.
5.1. Kết luận
Những nhân tố tác động đến lao động trẻ em của hộ gia đình Việt Nam đƣợc tác giả nghiên cứu dựa trên cơ sở lý thuyết có liên quan bao gồm: kinh tế học hộ gia đình, kinh tế học về lao động trẻ em.
Luận văn sử dụng Bộ dữ liệu Khảo sát mức sống hộ gia đình Việt Nam năm 2012 bằng phƣơng pháp hồi quy Tobit để đo lƣờng mức độ tác động của từng nhân tố đến lao động trẻ em. Kết quả cho thấy trong số 7.426 quan sát có đến 1.187 lao động trẻ em đƣợc phân bố ở các độ tuổi từ 6 đến 17. Kết quả hồi quy của mô hình cho thấy mô hình có ý nghĩa thống kê, các nhân tố đo lƣờng có ý nghĩa trong mô hình bao gồm: tuổi của trẻ, giới tính của trẻ, tiền lƣơng của trẻ, trình độ học vấn chủ hộ, chủ hộ có việc làm, chủ hộ dân tộc Kinh, chủ hộ đã kết hôn, chi tiêu bình quân của hộ, hộ nghèo, hộ sống thành thị, trung du và miền núi phía Bắc, Bắc Trung bộ và duyên hải miền Trung, Tây Nguyên, Đồng bằng sông Cửu Long, Đồng bằng sông Hồng và trợ cấp cho giáo dục. Những yếu tố tác động này cho thấy sự tƣơng đồng với những nghiên cứu trƣớc.
5.2. Gợi ý chính sách
Kết quả nghiên cứu đã đƣa ra một số nhân tố có tác động đến tình trạng lao