Biến giải thích Hệ số Tác động biên
Đặc điểm của chủ hộ Chủ hộ là nam giới -0,140 (0,116) -0,029 (0,024) Chủ hộ là người DTTS 0,081 (0,116) 0,017(0,024) Độ tuổi của chủ hộ 0,211*** (0,029) 0,043*** (0,006)
Độ tuổi bình phương của chủ hộ -0,002***
(0,000) -0,0003*** (5,56e-05)
Chủ hộ đang có vợ/chồng 0,977***
(0,146) 0,201*** (0,029)
Chủ hộ chưa hoàn thành cấp học nào 0,237 (0,192) 0,049 (0,039)
Chủ hộ hoàn thành bậc tiểu học 0,148 (0,182) 0,031 (0,038) Chủ hộ hoàn thành bậc THCS 0,170 (0,180) 0,035 (0,037) Chủ hộ hoàn thành bậc THPT 0,072 (0,188) 0,015 (0,039) Quy mô hộ -0,403*** (0,034) -0,083*** (0,006) Đặc điểm của hộ
TNBQ đầu người của hộ đã loại trừ tiền gửi (logarit) -0,265*** (0,066) -0,055*** (0,014) Tỷ lệ thành viên hộ <15 tuổi 0,948*** (0,132) 0,195*** (0,027)
Tỷ lệ thành viên hộ từ 60 tuổi trở lên -0,017 (0,143) -0,0034 (0,029)
Tỷ lệ chi tiêu phi LTTP của hộ 0,099 (0,154) 0,021 (0,032)
Tỷ lệ thành viên hộ trong độ tuổi lao động 1,013***
(0,355) 0,208*** (0,073) Tỷ lệ thành viên hộ làm việc NLTS -0,167 (0,133) -0,034 (0,027) Tỷ lệ thành viên hộ là nữ giới 0,632*** (0,182) 0,130*** (0,037) Hộ gặp cú sốc trong năm -0,237** (0,105) -0,049** (0,022)
Đặc điểm của khu vực địa lý
Hộ sống ở vùng Đông Bắc Bộ -0,008 (0,121) -0,002 (0,025)
Hộ sống ở vùng Tây Bắc 0,212 (0,305) 0,044 (0,063)
Hộ sống ở vùng Bắc Trung Bộ 0,169 (0,117) 0,035 (0,024)
Hộ sống ở vùng Duyên hải Nam Trung Bộ 0,201 (0,138) 0,041 (0,028)
Hộ sống ở vùng Tây Nguyên -0,021 (0,222) -0,004 (0,046) Hộ sống ở vùng Đông Nam Bộ 0,021 (0,154) 0,004 (0,032) Hộ sống ở vùng ĐBSCL 0,043 (0,107) 0,009 (0,022) Hộ ở vùng thành thị -0,169* (0,09) -0,035* (0,020) Điểm số PCI -0,009 (0,015) -0,002 (0,003) Hằng số -4,903*** (1,246) Số quan sát 5353
Giá trị thống kê Wald chi2(27) 310,62 (Prob > chi2 = 0,0000)
Vùng hỗ trợ chung (common support) 0,018 - 0,869
Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu gộp của bộ dữ liệu VHLSS 2014, 2016
Chú thích: Giá trị trong ngoặc đơn là sai số chuẩn đã được robust ***, **, *: Có ý nghĩa thống kê tương ứng ở mức 1%, 5%, 10%
Kết quả ước lượng theo phương pháp PSM cho thấy, có nhiều yếu tố tác động chính tới khả năng hộ gửi thành viên di cư và được chia thành ba đặc điểm tác động gồm đặc điểm của chủ hộ, đặc điểm của hộ và đặc điểm của khu vực địa lý nơi hộ sinh sống. Ngoài ra nghiên cứu còn bổ sung yếu tố liên quan đến thể chế thông qua biến chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh (PCI).
Kết quả ước lượng chỉ ra rằng, tuổi chủ hộ càng tăng thì khả năng hộ có thành viên di cư càng cao (nhưng với tốc độ giảm dần). Thêm vào đó, khả năng di cư thường cao hơn ở chủ hộ đang có vợ/chồng. Kết quả từ mô hình hồi quy cũng cho thấy thu nhập bình quân đầu người (đã loại trừ tiền gửi) có tác động âm tới khả năng di cư của hộ. Điều này có nghĩa rằng, khi thu nhập bình quân đầu người trước khi có tiền gửi càng cao thì khả năng hộ có thành viên di cư có xu hướng càng giảm. Kết quả thống kê mô tả từ dữ liệu gộp cũng cho thấy, di cư không có sẵn cho những hộ thuộc nhóm nghèo nhất khi mà tỷ lệ di cư ở nhóm hộ này thấp nhất do chi phí di chuyển là một rào cản đáng kể của di cư. Hộ di cư thường là những hộ thuộc nhóm có mức thu nhập dưới trung bình, trung bình (hai nhóm này chiếm tới gần 50% số hộ di cư ở cả hai năm). Trong khi những hộ giàu nhất có điều kiện di chuyển nhưng khuynh hướng di cư vì việc làm thấp hơn các nhóm còn lại.
Điều này cho thấy, hộ có điều kiện kinh tế khó khăn hơn thì ý định di cư tìm kiếm việc làm càng gia tăng với mục đích là cải thiện thu nhập và điều kiện sống cho hộ. Tuy vậy, di cư cũng không dành cho những hộ nghèo nhất (.
Kết quả hồi quy cũng chỉ ra rằng, quy mô hộ có tác động ngược chiều đến xu hướng di cư. Nếu quy mô hộ tăng thêm 1 thành viên thì khả năng hộ có thành viên di cư việc làm giảm 8,3%. Điều này đã được Tran Thi Bich và cộng sự (2012) khẳng định trong bài nghiên cứu, theo đó, tác giả cũng đã chỉ ra xu hướng tương tự. Xem xét dữ liệu khảo sát cho thấy, hiện tượng di cư thường gặp đối với những hộ có quy mô dưới 5 thành viên (chiếm khoảng 80%). Điều này cho thấy, đối với những hộ có số thành viên lớn thì ít có khả năng di cư hơn so với hộ có số thành viên ít hơn. Mặt khác, hộ có nhiều thành viên trong độ tuổi lao động thì càng khuyến khích hộ gửi thành viên di cư việc làm (tỷ lệ hộ có thành viên trong độ tuổi lao động tăng thêm 1% thì khả năng hộ gửi thành viên di cư việc làm tăng thêm 20,8%, một tỷ lệ rất cao).
Kết quả trong Bảng 4.1 cũng cho thấy các hộ gia đình thành thị xu hướng di cư thấp hơn so với các hộ gia đình nông thôn. Lý giải cho điều này là do người di
cư vì việc làm đại diện quá mức trong mẫu khảo sát và phần lớn các hộ gia đình di cư vì việc làm này nằm ở khu vực nông thôn. Mặc dù, luồng di cư nông thôn - thành thị đóng vai trò chủ đạo, nhưng xu hướng này ngày càng giảm. Đến năm 2019, luồng di cư này nhường chỗ cho luồng di cư thành thị - thành thị với tỷ trọng di cư nông thôn - thành thị chỉ là 27,5% trong khi con số này cho xu hướng di cư thành thị - thành thị là 36,5% (TCTK, 2019b). Ngoại trừ vùng Đông Nam Bộ và Đồng bằng sông Hồng được coi là vùng nhận cư, có đông người di cư đến, thì các vùng khác xu hướng xuất cư ngày càng gia tăng, đặc biệt là vùng Đồng bằng sông Cửu Long, Bắc Trung Bộ và Đông Bắc Bộ. Trong đó Đồng bằng sông Cửu Long luôn là vùng xuất cư lớn nhất cả nước (theo số liệu khảo sát của Tổng điều tra dân số và nhà ở năm 2019, tỷ suất di cư thuần của vùng này là -40%). Một phần do điều kiện kinh tế - xã hội khó khăn, dân cư đông, thiếu việc làm vì vậy người dân ở các vùng này có xu hướng di chuyển rất cao tới các vùng khác để tìm kiếm việc làm, cải thiện thu nhập cho bản thân và gia đình. Tây Nguyên trước đây thường được xem là vùng nhận cư khi mà theo số liệu thống kê, giai đoạn 2005 đến 2017, các tỉnh Tây Nguyên có tới 58.846 hộ di dân tự do với khoảng 220.000 nhân khẩu, cao gấp nhiều lần so với các khu vực còn lại trong cả nước. Di dân tự do đã gây nên nhiều hệ lụy nghiêm trọng, đe dọa tới môi trường, đói nghèo, an sinh xã hội... khu vực Tây Nguyên, mặc dù Chính phủ và các địa phương đã có nhiều nỗ lực để khắc phục tình trạng này (trích Báo điện tử Công an nhân dân, 2019). Tuy nhiên, theo kết quả của Tổng điều tra dân số và nhà ở (2019), Tây Nguyên đã chuyển thành vùng xuất cư với tỷ suất di cư thuần ghi nhận ở mức -12%.
Một điểm lưu ý từ kết quả ước lượng cho thấy, xu hướng di cư gia tăng đối với những hộ có tỷ lệ thành viên là nữ gia tăng. Theo đó, nếu tỷ lệ thành viên hộ là nữ tăng thêm 1% thì khả năng di cư ở những hộ này tăng thêm 13%. Điều này càng củng cố cho vấn đề “nữ hóa di cư” như các nghiên cứu trước đã khẳng định. Theo Số liệu Điều tra dân số giữa kì 2014 cho thấy (Tổng cục thống kê, 2015), tỷ lệ nữ chiếm gần 60 % tổng số hơn 5 triệu người di cư trong 5 năm và tỷ lệ nữ di cư ngày càng tăng qua các thời kỳ ở tất cả các loại hình di cư. Hiện tượng “nữ hóa di cư” xảy ra ở cả di cư thành thị, nông thôn và ở các vùng kinh tế xã hội. Tuy nhiên, theo số liệu mới nhất từ Tổng điều tra dân số và nhà ở năm 2019 cho thấy, mặc dù nữ giới vẫn chiếm đa số trong tổng dân số di cư nhưng sự khác biệt về giới tính của dân số di cư đang dần được điều chỉnh theo hướng cân bằng (tỷ lệ này có xu hướng
giảm trong khi tỷ lệ nam di cư tăng). Phụ nữ di cư là đối tượng dễ bị tổn thương do họ không được đảm bảo các quyền lợi tại nơi đến và sự phân biệt giới tính. Chính vì vậy, Nhà nước cần phải chú trọng đến việc phát triển hệ thống tư vấn và chăm sóc sức khỏe, và cung cấp các biện pháp nhằm hỗ trợ và bảo vệ quyền và lợi ích nhóm đối tượng này ở nơi nhận cư.
Yếu tố tỷ lệ người phụ thuộc tác động rõ rệt đến xu hướng di cư của hộ. Những người xuất cư chủ yếu trong độ tuổi lao động và những người ở nhà thường là người già và trẻ em. Theo đó, hộ có tỷ lệ người phụ thuộc là trẻ em (dưới 15 tuổi) càng cao thì khả năng di cư càng tăng trong khi, với tỷ lệ người phụ thuộc là người già thì xu hướng di cư càng giảm (vì nhóm này cần người chăm sóc). Tuy nhiên, tác động của yếu tố phụ thuộc ở nhóm người già tới xu hướng di cư của hộ không thực sự có ý nghĩa thống kê. Đối với hộ có người phụ thuộc là trẻ em, hộ có thể để những đối tượng này cho bố/mẹ/người thân chăm sóc để di cư vì vậy khuynh hướng di cư của nhóm này cao hơn. Điều này dẫn đến hiện tượng có sự tác động ngược chiều đối với những tỉnh nhập cư và xuất cư được khẳng định trong kết quả Tổng điều tra dân số và nhà ở giữa kì 2014 rằng “Nơi đến nhận được nhiều lao động trẻ thông qua di cư trong khi nơi đi phải đối mặt với già hóa dân số và những hệ quả như tăng tỷ lệ phụ thuộc, tăng hỗ trợ an sinh xã hội và chăm sóc sức khỏe cho người già. Chính vì vậy, việc phân bổ ngân sách quốc gia cho các tỉnh cần tính đến các yếu tố này nhằm giảm bớt sự cách biệt giữa tỉnh nhập cư và tỉnh xuất cư” (TCTK 2016a, trang 61).
Một yếu tố tác động đến xu hướng di cư được nhắc tới trong luận án là chỉ số PCI - chỉ số năng lực cạnh tranh cấp tỉnh. Tuy nhiên, kết quả ước lượng không như mong đợi khi mà yếu tố này dường như không có tác động tới xu hướng di cư. Tuy nhiên, kết quả ước lượng cho thấy, cải cách chất lượng và hiệu quả điều hành nền kinh tế được phản ánh thông qua chỉ số PCI vẫn chưa hiệu quả trong việc thu hút lao động tại địa phương để giảm động lực di cư của người dân địa phương từ đó giảm áp lực di cư tới các địa phương khác đặc biệt là tại các đô thị lớn. Một nguyên nhân được VCCI (2016) chỉ ra là do chất lượng đào tạo của người lao động tại địa phương vẫn còn hạn chế chưa đáp ứng được nhu cầu của nhà tuyển dụng.
Kết quả ước lượng từ mô hình hồi quy logit tính toán điểm xu hướng di cư và giá trị này sẽ được sử dụng nhằm kết nối các hộ có đặc điểm tương đồng nhau để so sánh với nhau từ đó thực hiện đánh giá tác động của di cư.
4.1.2. Tác động của di cư đến nghèo đa chiều
Trước khi thực hiện ước lượng tác động cần kiểm tra phân phối tương đồng của các biến đưa vào mô hình đưa vào mô hình di cư và kiểm tra chất lượng của các phương pháp ghép cặp. Điều kiện phân phối được kiểm tra thông qua đồ thị phân phối điểm xu hướng cũng như kiểm định phân phối của các biến đưa vào mô hình. Sự tương đồng trong đồ thị phân phố điểm xu hướng và vùng hỗ trợ chung (common support) lớn là một chỉ báo tốt để tìm ra các cặp hộ có đặc điểm giống hệt nhau dựa trên những đặc điểm có thể quan sát được từ đó so sánh hiệu quả tác động trung bình của di cư lên đối tượng bị tác động.
Chất lượng của các phương pháp ghép cặp được thể hiện ở chỗ các giá trị Pseudo R2, và độ lệch tuyệt đối trung bình được chuẩn hóa (MASB) sau khi ghép cặp giảm so với trước khi ghép cặp; LR Chi2 không có ý nghĩa thống kê sau khi ghép nhưng có ý nghĩa thống kê trước khi ghép cặp. Đồng thời số quan sát nằm trong khoảng phân phối tương đồng là không đáng kể.
Một khi chất lượng của phương pháp ghép cặp được đảm bảo, nghiên cứu sẽ tiến hành tính toán tác động cho các biến kết quả cần quan tâm. Như nội dung phần trên đã đề cập, đối với phương pháp PSM nghiên cứu thực hiện ghép cặp ở ba kỹ thuật gồm ghép cặp cận gần nhất (NNM), ghép cặp bán kính (RM) và ghép cặp hạt nhân (KM). Trong khi đó, đối với phương pháp DID - PSM với mục đích kiểm tra tính vững từ các kết quả ước lượng từ phương pháp PSM, nghiên cứu sẽ chỉ trình bày kết quả theo kỹ thuật ghép cặp hạt nhân.
4.1.2.1. Chất lượng của các phương pháp ghép cặp
Chất lượng của việc ghép cặp được thực hiện bằng việc kiểm tra phân phối điểm xu hướng và vùng hỗ trợ chung. Nội dung phần này chỉ tập trung trình bày các kết quả theo phương pháp PSM. Đối với các kết quả của phương pháp DID – PSM được trình bày trong phần phụ lục (Hình A1 đến Hình A3 và Bảng A3)
Để tác động có ý nghĩa thì việc tính toán tác động chỉ nằm trong vùng hỗ trợ chung (common support) với điều kiện rằng vùng hỗ trợ chung lớn (tức là có sự trùng khớp lớn trong điểm số xu hướng giữa nhóm bị tác động và nhóm đối chứng). Hay nói cách khác, phân phối điểm xu hướng giữa hai nhóm là tương đồng. Kết quả thể hiện trong Hình 4.1 cho thấy sẽ cho thấy những điều này.
0 .2 .4 .6 .8 Propensity Score
Untreated Treated
Hình 4.1: Phân phối điểm xu hướng của hộ theo phương pháp PSM
Nguồn: Tính toán của tác giả từ bộ dữ liệu VHLSS 2014, 2016
Hình 4.1 với các thanh phía trên đường nằm ngang biểu thị phân phối điểm số tương đồng của các hộ gia đình di cư, trong khi các thanh bên dưới đường ngang biểu thị sự phân phối điểm xu hướng của các hộ gia đình không di cư. Kết quả cho thấy, phân phối điểm xu hướng của hai nhóm di cư và không di cư khá tương đồng. Ngoài ra, số liệu cho thấy vùng hỗ trợ chung khá rộng (0,0179; 0,869). Phân phối điểm xu hướng trước và sau khi ghép cặp thay đổi theo hướng tích cực (tức là trước khi ghép cặp, phân phối điểm xu hướng của hai nhóm khá khác biệt – Hình 4.2. Nhưng sau khi ghép cặp thì phân phối điểm xu hướng của hai nhóm tương đồng hơn – Hình 4.3). Ngoại trừ phương pháp ghép cặp cận gần nhất có số quan sát nằm ngoài vùng hỗ trợ chung khá lớn (184 quan sát), hai phương pháp còn lại số quan sát không nằm trong vùng hỗ trợ chung (hay nằm ngoài khoảng phân phối tương đồng) là không đáng kể (13 quan sát). Kết quả này cho thấy chất lượng ghép cặp khá tốt. Kết quả cũng tương tự cho phương pháp DID - PSM thể hiện ở
0 1 2 3 4 kd en si ty _ ps co re 0 .2 .4 .6 .8
propensity scores BEFORE matching Di cư Không di cư
0 1 2 3 kd en si ty _ ps co re 0 .2 .4 .6 .8
propensity scores AFTER matching Di cư Không di cư
Hình 4.2: Phân phối điểm xu hướng trước khi ghép cặp (PSM)
Hình 4.3: Phân phối điểm xu hướng sau khi ghép cặp (PSM)
Nguồn: Tính toán của tác giả từ bộ dữ liệu VHLSS 2014, 2016
Như đã lưu ý trong phần 2.2 của Chương 2, mục tiêu chính của ước lượng điểm xu hướng là xem xét sự cân bằng trong phân phối của các biến được quan sát giữa hai nhóm thay vì đưa ra dự đoán chính xác về xác suất tham gia. Bảng 4.2 dưới đây trình bày kết quả từ các kiểm tra thuộc tính cân bằng của các biến quan sát trước và sau khi ghép cặp. Thuộc tính cân bằng của các biến quan sát thỏa mãn khi giá trị độ lệch tuyệt đối trung bình được chuẩn hóa, Pseudo R2 cũng như LR Chi2 giảm sau khi