một đặc điểm, có thể coi đặc điểm này đóng vai trò quan trọng trong việc quyết định tình trạng nghèo trẻ em và có ảnh hưởng đến nguy cơ rơi vào nghèo của trẻ. Bảng 13 cho thấy các tỷ lệ CPR không khác nhau nhiều giữa trẻ trai và trẻ gái, thể hiện rằng giới tính không phải là một nhân tố quyết định tình trạng nghèo trẻ em. Tuy nhiên, khu vực sinh sống của trẻ, nông thôn hay thành thị, lại có vẻ như có tác động lớn đến khả năng rơi vào nghèo của trẻ. Khoảng 40% số trẻ sống ở vùng nông thôn là nghèo so với 12% ở vùng thành thị. Về trình độ học vấn của chủ hộ, có thể thấy rằng số liệu về nghèo trẻ em giảm dần khi trình độ học vấn của chủ hộ tăng lên. Do vậy, trình độ học vấn của chủ hộ được dự báo là sẽ làm giảm nguy cơ rơi vào nghèo của trẻ. Trẻ em sống trong các gia đình có chủ hộ là nữ có nguy cơ bị tổn thương trước nghèo thấp hơn. Sự khác biệt rõ nét hơn nhiều theo dân tộc, với tỷ lệ CPR là 78% đối với trẻ thuộc các dân tộc khác ngoài dân tộc Kinh/Hoa trong khi con số này ở những trẻ dân tộc Kinh/Hoa chỉ là 28% (MICS). Tỷ lệ nghèo trẻ em thường cao hơn ở những trẻ sống trong các gia đình có số người già và trẻ em cao hơn; tuy nhiên kết quả này là không nhất quán và ít có ý nghĩa hơn so với các đặc điểm khác. Về tổng số thành viên trong hộ gia đình, có vẻ như trẻ sống trong gia đình có quy mô nhỏ (2-3 người) lại có tỷ lệ nghèo cao hơn và tỷ lệ này giảm dần khi quy mô hộ gia đình đạt đến một giá trị lý tưởng. Tỷ lệ nghèo trẻ em lại tăng lên khi quy mô hộ vượt quá 5 người.
Phân tích số liệu thống kê mô tả cung cấp cái nhìn ban đầu về những nhân tố có thể tác động đến khả năng một đứa trẻ có thể rơi vào tình trạng nghèo. Có thể dự đoán rằng giới tính của đứa trẻ và chủ hộ có thể không có ảnh hưởng nhiều, tuy nhiên, sự khác biệt lớn về số liệu ước lượng tỷ lệ nghèo theo các cấp trình độ giáo dục khác nhau của chủ hộ lại cho thấy đây là một nhân tố quan trọng trong việc xác định khả năng chịu ảnh hưởng của nghèo của một đứa trẻ.
b) Ảnh hưởng của các đặc điểm cá nhân và hộ của trẻ đến vấn đề nghèo trẻ em nghèo trẻ em
Để đánh giá ảnh hưởng của các đặc điểm cá nhân và hộ gia đình của trẻ đến tình trạng nghèo trẻ em, chúng tôi sử dụng mô hình hồi quy. Phương pháp và phương pháp luận được giải thích kỹ ở Hộp 10. Trong mục này, chúng ta sẽ tập trung vào các kết quả mô hình hồi quy và thảo luận những kết quả trực quan của mô hình. Có thể xem phần tổng hợp các kết quả ở Phụ lục 7.
hộp 10 mô hình hồi quy phân tích nghèo trẻ em, micS và VhLSS
Xác suất một đứa trẻ có khả năng bị nghèo là một biến phụ thuộc trong mô hình ước lượng, các nhân tố có thể ảnh hưởng đến biến kết quả này là các biến độc lập và các biến giải thích. Trong quá trình kiểm định xác suất của một kết quả nhị phân như vậy, một mô hình hồi quy dựa trên phương pháp bình phương tối thiểu thông thường (OLS) sẽ có một số vấn đề (Long, 1997, Diekmann và Jann, 2008). Vấn đề quan trọng nhất là dạng hàm. Một mô hình hồi quy tuyến tính giả định rằng mức độ thay đổi của một biến phụ thuộc là không đổi theo tất cả các mức độ của biến độc lập. Tuy nhiên, khi biến phụ thuộc thể hiện xác suất, rất có khả năng tác động của các biến độc lập tăng hoặc giảm khi giá trị xác suất dự báo tiến đến 0 hoặc 1 (Long, 1997). Để khắc phục vấn đề này cũng như các vấn đề khác trong quá trình ước lượng mô hình hồi quy với kết quả nhị phân, có thể sử dụng phương pháp hồi quy logistic. Phương pháp này không giả định mối quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập, do vậy kết quả dự báo sẽ chính xác hơn. Tuy nhiên, rất khó để giải thích rõ ý nghĩa của các hệ số biến giải thích (Diekmann and Jann, 2008). Để có thể giải thích một cách trực quan về các hệ số này, chúng tôi tính toán và trình bày tác động cận biên trong báo cáo.
Biến phụ thuộc trong mô hình ước lượng là Tỷ lệ nghèo trẻ em (CPR) và được định nghĩa như sau:
CPr = 1, nếu đứa trẻ đó là nghèo CPr = 0, nếu đứa trẻ không nghèo
Mô hình hồi quy logistic
Logrit[Pr(CPr=1)]β0 + β1gender + β2age + β3age_sq + β4area + β5 totchild + β6 totchild_sq + β7 totelderly + β8 totelderly_sq + β9 tothhmem + β10 tothhmem_sq + β11 eduhead + β12 occuphead + β13 ethnicity + β14 region + β15 genderhead + β16 agehead + β17 agehead_sq + β18 marital + β19 poverty + εi
Trong đó Pr là xác suất, βi là tham số của một biến độc lập cụ thể và εi là sai số chuẩn.
Các đặc điểm cá nhân và hộ gia đình trình bày ở Biểu 12 đều được đưa vào trong mô hình ước lượng như là các biến giải thích. Chúng tôi sử dụng giá trị bình phương cả các biến age, totchild, và agehead thay vì đưa vào các giá trị số học đơn thuần của các biến này.
Mô hình được ước lượng riêng cho vùng nông thôn và thành thị. Đây là một việc làm có ý nghĩa khi tác động của mô hình không giống nhau ở hai nhóm dân số (tham khảo Alexandrova 2006, Grootaert 1997, Ravallion and Wodon 2004, Wodon 2000). Các kết quả từ nghiên cứu trước và hồ sơ trẻ em nghèo nói chung cho thấy có khoảng cách giữa nông thôn và thành thị theo tất cả các đặc điểm cá nhân và hộ gia đình, đồng thời cũng cho thấy rằng việc ước lượng riêng vấn đề nghèo trẻ em sẽ là phù hợp. Chúng tôi sử dụng kiểm định Chow để ước lượng xem các tham số của mô hình có thực sự khác biệt giữa nông thôn và thành thị. Kiểm định này bác bỏ giả thiết là tác động nhân tố là như nhau giữa nông thôn và thành thị (chi bình phương = 409.4, p < 0.000). Điều này thể hiện nên ước lượng mô hình riêng cho hai nhóm. Về mặt phân phối, điều này ngụ ý rằng trẻ ở khu vực nông thôn đang chịu ảnh hưởng bất lợi từ nghèo nhiều hơn so với trẻ ở khu vực thành thị.
Dạng rút gọn của các kết quả hồi quy được trình bày trong Bảng 14 dựa trên các bộ số liệu VHLSS và MICS. Bảng này trình bày các điểm phần trăm thay đổi trong xác suất rơi vào nghèo của trẻ dựa trên các đặc điểm khác nhau với giả định rằng tất cả các đặc điểm khác không đổi17. Ví dụ, khi nghiên cứu số liệu VHLSS, xác suất rơi vào nghèo của một đứa trẻ (còn được gọi là nguy cơ nghèo) giảm 6 điểm phần trăm khi chủ hộ có trình độ tiểu học so với trường hợp chủ hộ không đi học. Kết quả được trình bày riêng theo hai nhóm trẻ ở khu vực nông thôn và khu vực thành thị do tác động ở hai nhóm này là rất khác nhau. Trong trường hợp tác động không có ý nghĩa thống kê, tác động theo điểm phần trăm sẽ không được thể hiện trong báo cáo. Hơn nữa, Bảng 14 cũng không trình bày các đặc điểm không có ý nghĩa trong việc giải thích tình trạng nghèo trẻ em ở cả khu vực nông thôn và thành thị dựa trên bộ số liệu VHLSS và MICS. Các đặc điểm không có ý nghĩa bao gồm giới tính, tổng số trẻ trong hộ, tổng số người già trong hộ và tuổi của chủ hộ. Kết quả của mô hình hồi quy cho thấy những đặc điểm này không có ý nghĩa trong việc dự báo nguy cơ rơi vào nghèo của trẻ.
Bảng 14 điểm phần trăm thay đổi trong nguy cơ rơi vào nghèo của trẻ
VhLSS micS
Đặc điểm Thành thị Nông thôn Thành thị Nông thôn
Tuổi của trẻ không có ý
nghĩa không có ý nghĩa không có ý nghĩa 4
số thành viên trong hộ không có ý
nghĩa không có ý nghĩa không có ý nghĩa 18
Chủ hộ có trình độ tiểu học (so
với chủ hộ không đi học) -4 -6 -7 -17
Chủ hộ có trình độ trung học cơ sở
(so với chủ hộ không đi học)
-6 -11 -12 -33
Chủ hộ có trình độ trung học phổ thông
(so với chủ hộ không đi học)
-5 -15 -17 -44
Chủ hộ có trình độ chuyên môn kỹ thuật
(so với chủ hộ không đi học)
-9 -18 -21 -55
Chủ hộ có trình độ đại học
(so với chủ hộ không đi học) -8 -44 -26 -78
Chủ hộ là cán bộ lãnh đạo (so
với chủ hộ không có việc làm) -16 -41 na na
Chủ hộ có chuyên môn kỹ thuật bậc cao
(so với chủ hộ không có việc làm)
không có ý
nghĩa -67 na na
Chủ hộ có chuyên môn kỹ thuật bậc trung
(so với chủ hộ không có việc làm)
-8 -37 na na
Chủ hộ là công nhân cổ trắng (so với chủ hộ không có việc làm)
-14 -32 na na
Chủ hộ là nhân viên kinh doanh/dịch vụ có trình độ (so với chủ hộ không có việc làm)
không có ý
nghĩa -51 na na
17 Lưu ý rằng các tác động được đo lường bằng thay đổi theo điểm phần trăm hơn là phần trăm thay đổi. Nguy cơ hoặc xác suất một đứa trẻ rơi vào nghèo là tỷ lệ phần trăm thay đổi và sự thay đổi đến giá trị phần trăm này được thể hiện dưới các điểm phần
Chủ hộ là công nhân kỹ thuật trong nông nghiệp
(so với chủ hộ không có việc làm)
không có ý
nghĩa -46 na na
Chủ hộ là công nhân kỹ thuật (so với chủ hộ không có việc làm)
-9 -45 na na
Chủ hộ là thợ lắp ráp/vận hành máy móc
(so với chủ hộ không có việc làm)
-8 -49 na na
Chủ hộ không có tay nghề (so
với chủ hộ không có việc làm) -5 -40 na na
Kinh/hoa
(so với các nhóm dân tộc khác) -4 -24 không có ý nghĩa -43
sống ở vùng đông Bắc (so với
vùng đồng bằng sông hồng) 10 20 không có ý nghĩa 27
Tây Bắc (so với vùng đồng
bằng sông hồng) 13 31 không có ý nghĩa 40
Bắc Trung Bộ (so với vùng
đồng bằng sông hồng) 11 14 12 21
nam Trung Bộ
(so với vùng đồng bằng sông hồng)
không có ý
nghĩa 16 không có ý nghĩa 23
Tây nguyên
(so với vùng đồng bằng sông hồng)
12 25 không có ý
nghĩa 21
đông nam Bộ (so với vùng
đồng bằng sông hồng) không có ý nghĩa 25 không có ý nghĩa 26
đồng bằng sông Cửu long (so với vùng đồng bằng sông hồng)
18 55 10 58
Chủ hộ là nữ
(so với nam) -3 -7 không có ý nghĩa -9
hộ nghèo
(so với hộ không nghèo) 6 21 na na
Tuổi của đứa trẻ lại có ảnh hưởng lớn đến nguy cơ rơi vào nghèo của trẻ trên cơ sở bộ số liệu MICS. Tổng số thành viên trong hộ cũng làm tăng xác suất rơi vào nghèo của trẻ, đặc biệt là ở vùng nông thôn. Thêm một thành viên trong hộ sẽ làm tăng xác suất rơi vào nghèo thêm 18 điểm phần trăm theo bộ số liệu MICS. Khi nghiên cứu tác động của trình độ học vấn của chủ hộ, có thể thấy rằng đặc điểm này làm giảm xác suất rơi vào nghèo của trẻ ở cả nông thôn và thành thị theo cả hai bộ số liệu. Mức độ ảnh hưởng càng lớn khi trình độ học vấn của chủ hộ càng cao. Khi chủ hộ có trình độ tiểu học so với chủ hộ không đi học sẽ làm giảm xác suất rơi vào nghèo của trẻ từ 4-17 điểm phần trăm ở cả nông thôn và thành thị tùy theo bộ số liệu sử dụng. Khi chủ hộ có trình độ đại học, xác suất giảm 44-78 điểm phần trăm ở khu vực nông thôn. Tình trạng việc làm của chủ hộ cũng có ảnh hưởng nhưng không phải lúc nào cũng có ý nghĩa. Nguy cơ rơi vào nghèo của trẻ giảm mạnh khi chủ hộ có trình độ chuyên môn kỹ thuật cao, nhân viên kinh doanh/dịch vụ có kỹ năng, hoặc thợ lắp ráp/vận hành máy móc so với chủ hộ không có việc làm. Dân tộc đóng vai trò rất quan trọng trọng việc quyết định nguy cơ rơi vào nghèo ở trẻ, đặc biệt là ở khu vực nông thôn. Việc một đứa trẻ thuộc dân tộc Kinh/Hoa làm giảm nguy cơ rơi vào nghèo hơn 24 điểm phần trăm đối với bộ số liệu VHLSS và 43 điểm phần trăm đối với bộ số liệu MICS so với việc đứa trẻ đó thuộc
các nhóm dân tộc khác. Tác động của vùng sinh sống hầu hết có ý nghĩa ở khu vực nông thôn; thể hiện sự thay đổi về nguy cơ rơi vào nghèo khi so sánh với việc sống ở vùng Đồng bằng sông Hồng. Trong những trường hợp tác động có ý nghĩa, có thể thấy rằng sống ở các vùng khác ngoài Đồng bằng sông Hồng làm tăng xác suất rơi vào nghèo của trẻ. Nguy cơ rơi vào nghèo tăng nhiều nhất khi đứa trẻ sống ở vùng Đồng bằng sông Cửu long và Tây Bắc. Giới tính của chủ hộ tuy có tác động nhỏ nhưng lại có ý nghĩa đối với nguy cơ rơi vào nghèo của trẻ, làm giảm 3-9 điểm phần trăm nguy cơ này. Cuối cùng, mô hình xem xét tình trạng nghèo tiền tệ của hộ gia đình có ảnh hưởng gì đến tình trạng nghèo ở trẻ. Có thể thấy rằng trẻ sống trong gia đình được coi là nghèo về tiền tệ có xác suất rơi vào nghèo tăng lên, từ 6 điểm phần trăm ở khu vực thành thị đến 21 điểm phần trăm ở khu vực nông thôn.
Dựa trên việc phân tích các kết quả hồi quy, chúng ta chỉ có thể đưa ra các kết quả mang tính chất kết luận về một số nhân tố. Các kết quả ước lượng đều thể hiện rằng không có mối quan hệ chặt chẽ giữa giới tính của trẻ và xác suất rơi vào nghèo. Tổng số trẻ và số người gia trong gia đình cũng có tác động quan trọng đến nguy cơ rơi vào nghèo của trẻ sống trong gia đình đó. Trình độ học vấn của chủ hộ càng cao thì nguy cơ rơi vào nghèo càng giảm ở cả khu vực thành thị và nông thôn. Trẻ sống trong gia đình có chủ hộ có việc làm so với chủ hộ không có việc làm có ít nguy cơ nghèo. Nguy cơ rơi vào nghèo giảm nhanh hơn ở khu vực nông thôn và phụ thuộc vào nghề của chủ hộ. Nguy cơ rơi vào nghèo cao hơn khi sống ở các vùng khác ngoài vùng Đồng bằng sông Hồng, trong đó Đồng bằng sông Cửu long và Tây Bắc là các vùng có nguy cơ rơi vào nghèo cao nhất. Việc thuộc nhóm dân tộc Kinh/Hoa làm giảm đáng kể xác suất rơi vào nghèo của một đứa trẻ, mặc dù tác động này phù hợp với vùng nông thôn hơn là vùng thành thị. Trẻ sống trong gia đình có chủ hộ là nữ ít có khả năng rơi vào nghèo hơn; trong khi đó trẻ sống trong các hộ gia đình nghèo tiền tệ lại có nguy cơ nghèo cao hơn.
13) Kết luận và Bài học kinh nghiệm
Phương pháp tiếp cận nghèo trẻ em Việt Nam trải qua một quá trình nghiên cứu tổng quan tài liệu, tham vấn các cơ quan có liên quan và đánh giá số liệu. Đây là một phương pháp đa chiều, lấy trẻ em làm đối tượng nghiên cứu và riêng có của Việt Nam có tính đến những vấn đề được coi là phản ánh đầy đủ tình trạng nghèo trẻ em ở Việt Nam. Số liệu về nghèo trẻ em dựa vào hai cuộc điều tra MICS và VHLSS 2006.
Tỷ lệ nghèo trẻ em nói chung chiếm tới 37% theo số liệu MICS và 31% theo số liệu VHLSS. Về con số tuyệt đối, điều này có nghĩa là ở Việt Nam có khoảng 7 triệu trẻ em nghèo . Tỷ lệ nghèo trẻ em không khác biệt giữa trẻ trai và trẻ gái nhưng lại thể hiện khoảng cách lớn giữa