Nghiên cứu này sử dụng bộ dữ liệu VHLSS 2014, đến thời điểm này có thể nói kết quả nghiên cứu ít đƣợc vận dụng vào thực tế. Bên cạnh đó bộ dữ liệu này là dạng dữ liệu chéo nên chƣa đƣa ra đƣợc kết quả khái quát về các đặc điểm hộ gia đình tác động nhƣ thế nào đến chi tiêu giáo dục. Điều này có thể đƣợc khắc phục khi sử dụng
dữ liệu bảng. Bên cạnh đó, nghiên cứu về thu nhập/chi tiêu thƣờng xảy ra hiện tƣợng nội sinh dẫn đến sai lệch trong ƣớc lƣợng các tham số. Tuy nhiên với dữ liệu còn hạn chế, nên trong nghiên cứu này chƣa đƣa thêm vào mơ hình các biến khác để kiểm sốt đƣợc vấn đề nội sinh.
Hạn chế tiếp theo của nghiên cứu này là chỉ tập trung nghiên cứu một số biến đại diện đặc điểm hộ gia đình, chƣa xem xét đến vấn đề chính sách liên quan đến giáo dục trong thời điểm khảo sát tác động nhƣ thế nào đến chi tiêu giáo dục của hộ gia đình. Đồng thời, chi tiêu giáo dục trong nghiên cứu là số tổng chi tiêu, chƣa phân tách đƣợc các chi tiêu thành phần để có những phân tích sâu hơn và đa dạng hơn về hành vi chi tiêu cho giáo dục của hộ gia đình Việt Nam.
Trong những nghiên cứu tiếp theo, cũng nên tiến hành nghiên cứu chi tiêu giáo dục của hộ gia đình trong phạm vi hẹp hơn nhƣ: chỉ nghiên cứu chi tiêu giáo dục Phổ thông trung học, hoặc chỉ nghiên cứu cho khu vực thành thị hoặc nông thôn, hoặc chi tiêu giáo dục trung học cho từng vùng miền và số liệu thu thập tại thời điểm hiện tại để từ đó có những kết luận và đề xuất chính sách cụ thể hơn. Cần xem xét thêm nhiều nhân tố khác có khả năng đại diện cho quy mơ hộ gia đình thì nhiều khả năng có thể dẫn đến những kết quả nghiên cứu chính xác hơn.
Hy vọng rằng những nghiên cứu sau sẽ khắc phục đƣợc những hạn chế nêu trên để có thể đƣa ra những kiến nghị xác đáng hơn, đóng góp nhiều hơn cho sự nghiệp phát triển giáo dục của cả nƣớc.
TÀI LIỆU THAM KHẢO Tiếng Việt
1. Hoàng Ngọc Nhậm và cộng sự , 2007. Giáo trình Kinh tế lượng. Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh.
2. Hồng Văn Cƣờng, 2000. Nghiên cứu thống kê tình hình phát triển giáo dục –
đào tạo ở Việt Nam. Luận án tiến sỹ kinh tế Trƣờng Đại học Kinh tế quốc dân.
3. Khổng Tiến Dũng và Phạm Lê Thông, 2014. Các yếu tố ảnh hƣởng đến chi tiêu cho giáo dục của ngƣời dân ở Đồng bằng Sơng Cửu Long. Tạp chí Khoa học, Trƣờng Đại học Cần Thơ, số 31, p. 81-90.
4. Nguyễn Hoàng Bảo, 2010. Tài liệu giảng dạy môn học Phương pháp nghiên cứu kinh tế. Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh.
5. Nguyễn Thanh Sơn, 2012. Các nhân tố ảnh hưởng đến chi tiêu của hộ gia đình
cho giáo dục: Nghiên cứu ở vùng Đông Nam Bộ. Luận văn thạc sĩ. Trƣờng Đại
học Kinh tế Tp Hồ Chí Minh.
6. Nguyễn Thị Hồng Hạnh, 2014. Các yếu tố ảnh hưởng đến chi tiêu cho giáo dục
của các hộ gia đình Miền Bắc Trung Bộ và Duyên Hải Miền Trung. Luận văn
thạc sĩ Trƣờng Đại học Kinh tế Tp Hồ Chí Minh.
7. Nguyễn Trọng Hồi và cộng sự, 2010. Tài liệu giảng dạy môn học Kinh tế lượng ứng dụng. Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh.
8. Phạm Chí Cao và Vũ Minh Châu, 2010. Giáo trình Kinh tế lượng ứng dụng.
Nhà xuất bản thống kê.
9. Phạm Lê Thông, 2011. Ảnh hưởng của học vấn đến thu nhập của người lao động ở vùng ĐBSCL. Tạp chí Nghiên cứu Kinh tế, Số 9 (412), trang 63-69.
Tiếng Anh
10. Becker, G.S, 1993. Human Capital – A theoretical and Empirical Analysis,
with Special Reference to Education. Thrid Edition. London: the University of
Chicago Press.
11. Glewwe, P. and Patrinos, H., 1999. The role of the private sector in education in Vietnam: Evidence from Vietnam Living Standards Survey. World development, 27(5), p: 887-902.
12. Huston, S. J., 1995. The household education expenditure ratio: exploring
importance of education. Journal of the family economicsand resource management division of AAFCS, 1:51-56.
13. Lassible, G., 1994. Towards a standardized definition of education xpenditure. Paris: United Nations Education, Scientific and Cultural Organization.
14. Mauldin, T et al, 2001. Parental expenditures on children's education.
[pdf]. Available through: Proquest Database[Accessed on March 29, 2012].
15. Meng Zhao và Paul Glewwe, 2007. What determines basic school attainment in developing countries? Evidence from rural China, Economics of Education Review, 29 (2010), 451 – 460.
16. Quian, J. and Smyth, R., 2010. Educational expenditure in Urban China: Income Effects, Family Charactistics and the Demand for Domestic and Overseas Education. Applied Economics, p: 1-16.
17. Tilak, J.B.G, 2002. Determinants of household expenditure on education in
rural India.[pdf]. Accessed through: Eldis.org database [Accessed on October 23,
PHỤ LỤC SỐ LIỆU 1. THỐNG KÊ MÔ TẢ . Total 5,637 100.00 1 4,417 78.36 100.00 0 1,220 21.64 21.64 chu ho Freq. Percent Cum. gioi tinh . tab gioitinh . Total 5,637 100.00 1 4,636 82.24 100.00 0 1,001 17.76 17.76 ho Freq. Percent Cum. Dan toc chu
. tab dantoc . Total 5,637 100.00 1 4,896 86.85 100.00 0 741 13.15 13.15 hon nhan Freq. Percent Cum. Tinh trang . tab honnhan . Total 5,637 100.00 1 1,762 31.26 100.00 0 3,875 68.74 68.74 sinh song Freq. Percent Cum. Khu vuc . tab kvsinhsong . hocvan 5637 2.273905 2.263948 0 12 tuoi 5637 46.67625 12.2852 17 94 Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max . sum tuoi hocvan
.
tsnguoi 5637 4.419549 1.300677 1 13 Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max . sum tsnguoi
lntongchit~u 5637 9.301487 .8960259 5.351858 13.6171 lnchitieut~m 5637 8.025211 .5573664 5.762052 10.42937 lnchitieuyte 5637 7.399532 1.646684 0 12.25214 Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max . sum lnchitieuyte lnchitieuthucpham lntongchitieu
.
lnchigiaoduc 4417 8.073596 1.277379 2.302585 11.73663 Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max -> gioitinh = 1
lnchigiaoduc 1220 8.163007 1.287969 3.401197 11.91839
Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max -> gioitinh = 0
. bysort gioitinh: sum lnchigiaoduc
.
lnchigiaoduc 4636 8.317998 1.160563 4.143135 11.91839 Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max -> dantoc = 1
lnchigiaoduc 1001 7.050653 1.292362 2.302585 10.81978
Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max -> dantoc = 0
. bysort dantoc: sum lnchigiaoduc
.
lnchigiaoduc 638 8.492835 1.171368 5.828946 11.91839 Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max -> vung = 6
lnchigiaoduc 436 8.016321 1.459317 2.302585 11.73663
Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max -> vung = 5
lnchigiaoduc 1288 8.21214 1.224084 2.995732 11.65979
Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max -> vung = 4
lnchigiaoduc 1056 7.51881 1.309238 3.401197 10.89767
Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max -> vung = 3
lnchigiaoduc 1165 8.672823 .9922919 4.356709 11.60824
Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max -> vung = 2
lnchigiaoduc 1054 7.671212 1.194268 3.951244 10.9996
Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max -> vung = 1
. bysort vung: sum lnchigiaoduc
2. KẾT QUẢ HỒI QUY . vung 0.0637 0.0085 1.0000 lntongchit~u 0.5227 1.0000 lnchitieut~m 1.0000 lnchit~m lntong~u vung
vung -0.0381 -0.0585 -0.0521 0.0517 -0.0089 0.1345 0.0291 -0.0152 lntongchit~u 0.0286 0.2529 0.1207 0.2034 0.1121 0.1688 0.1004 0.2816 lnchitieut~m -0.0031 0.3216 0.1845 0.2451 0.1139 0.3772 0.2610 0.3204 lnchitieuyte -0.0365 0.3670 0.2051 0.0418 0.0152 0.1318 0.0968 1.0000 tsnguoi 0.1341 -0.1317 0.2298 -0.0746 0.1203 -0.0389 1.0000 kvsinhsong -0.1651 0.1942 0.0916 0.2621 -0.0401 1.0000 honnhan 0.6038 -0.0530 -0.3390 0.0661 1.0000 hocvan -0.0456 0.0562 -0.0261 1.0000 tuoi -0.1663 0.1795 1.0000 dantoc -0.0841 1.0000 gioitinh 1.0000 gioitinh dantoc tuoi hocvan honnhan kvsinh~g tsnguoi lnchit~e (obs=5637)
> lntongchitieu vung
. corr gioitinh dantoc tuoi hocvan honnhan kvsinhsong tsnguoi lnchitieuyte lnchitieuthucpham
. _cons .4193761 .2273211 1.84 0.065 -.0262611 .8650133 6 .5286601 .0529425 9.99 0.000 .4248724 .6324478 5 .5102775 .060321 8.46 0.000 .3920251 .62853 4 .4912541 .0431907 11.37 0.000 .4065836 .5759245 3 .3198677 .0509648 6.28 0.000 .2199571 .4197784 2 .730046 .0447681 16.31 0.000 .6422833 .8178086 vung lntongchitieu .116582 .0187093 6.23 0.000 .0799046 .1532595 lnchitieuthucpham .6170133 .0341208 18.08 0.000 .5501235 .6839032 lnchitieuyte .0779706 .0094254 8.27 0.000 .0594931 .0964481 tsnguoi -.0994998 .0120478 -8.26 0.000 -.1231182 -.0758813 kvsinhsong .2519207 .0337962 7.45 0.000 .1856671 .3181743 honnhan .194966 .0555964 3.51 0.000 .0859755 .3039565 hocvan .0265164 .0065504 4.05 0.000 .013675 .0393577 tuoi .0066578 .0013036 5.11 0.000 .0041023 .0092132 dantoc .5640404 .0474883 11.88 0.000 .4709451 .6571358 gioitinh -.0064414 .0429825 -0.15 0.881 -.0907036 .0778209 lnchigiaoduc Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total 9235.37558 5636 1.6386401 Root MSE = 1.0334 Adj R-squared = 0.3483 Residual 6002.99662 5621 1.06795884 R-squared = 0.3500 Model 3232.37896 15 215.491931 Prob > F = 0.0000 F( 15, 5621) = 201.78 Source SS df MS Number of obs = 5637 > tieuthucpham lntongchitieu i.vung
. Mean VIF 1.56 6 1.48 0.673426 5 1.37 0.729613 4 1.74 0.576125 3 2.09 0.479113 2 1.73 0.576552 vung lntongchit~u 1.48 0.674260 lnchitieut~m 1.91 0.523919 lnchitieuyte 1.27 0.786615 tsnguoi 1.30 0.771660 kvsinhsong 1.30 0.771950 honnhan 1.86 0.536845 hocvan 1.16 0.861614 tuoi 1.35 0.738862 dantoc 1.74 0.575244 gioitinh 1.65 0.604690 Variable VIF 1/VIF . vif . _cons .4176977 .2270254 1.84 0.066 -.0273596 .8627551 6 .5287617 .0529335 9.99 0.000 .4249916 .6325319 5 .5102672 .0603157 8.46 0.000 .3920252 .6285092 4 .4910822 .0431717 11.38 0.000 .4064489 .5757155 3 .3197667 .0509559 6.28 0.000 .2198735 .41966 2 .7298125 .044737 16.31 0.000 .6421106 .8175143 vung lntongchitieu .1165803 .0187077 6.23 0.000 .079906 .1532545 lnchitieuthucpham .6171595 .0341039 18.10 0.000 .5503028 .6840162 lnchitieuyte .0780214 .0094185 8.28 0.000 .0595576 .0964853 tsnguoi -.0996006 .012028 -8.28 0.000 -.1231801 -.076021 kvsinhsong .2525515 .0335301 7.53 0.000 .1868195 .3182835 honnhan .190124 .0452402 4.20 0.000 .1014358 .2788123 hocvan .0265704 .0065399 4.06 0.000 .0137497 .0393912 tuoi .0066462 .0013012 5.11 0.000 .0040955 .009197 dantoc .5641179 .0474813 11.88 0.000 .4710361 .6571996 lnchigiaoduc Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total 9235.37558 5636 1.6386401 Root MSE = 1.0333 Adj R-squared = 0.3484 Residual 6003.0206 5622 1.06777314 R-squared = 0.3500 Model 3232.35498 14 230.882499 Prob > F = 0.0000 F( 14, 5622) = 216.23 Source SS df MS Number of obs = 5637 > ham lntongchitieu i.vung
. reg lnchigiaoduc dantoc tuoi hocvan honnhan kvsinhsong tsnguoi lnchitieuyte lnchitieuthucp
.
Prob > chi2 = 0.0053 chi2(1) = 7.77
Variables: fitted values of lnchigiaoduc Ho: Constant variance
Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity . hettest
. _cons .4176977 .232815 1.79 0.073 -.0387095 .874105 6 .5287617 .055063 9.60 0.000 .4208169 .6367066 5 .5102672 .0620803 8.22 0.000 .3885658 .6319686 4 .4910822 .0451189 10.88 0.000 .4026318 .5795326 3 .3197667 .051935 6.16 0.000 .2179542 .4215793 2 .7298125 .043999 16.59 0.000 .6435574 .8160676 vung lntongchitieu .1165803 .0190287 6.13 0.000 .0792766 .1538839 lnchitieuthucpham .6171595 .0360727 17.11 0.000 .5464431 .6878759 lnchitieuyte .0780214 .0105738 7.38 0.000 .0572928 .0987501 tsnguoi -.0996006 .0126624 -7.87 0.000 -.1244237 -.0747774 kvsinhsong .2525515 .0339145 7.45 0.000 .186066 .3190369 honnhan .190124 .0468086 4.06 0.000 .0983612 .2818869 hocvan .0265704 .0066803 3.98 0.000 .0134744 .0396665 tuoi .0066462 .0013408 4.96 0.000 .0040178 .0092747 dantoc .5641179 .0493883 11.42 0.000 .4672978 .6609379 lnchigiaoduc Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Robust Root MSE = 1.0333 R-squared = 0.3500 Prob > F = 0.0000 F( 14, 5622) = 213.64 Linear regression Number of obs = 5637 > ham lntongchitieu i.vung, robust