CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.2. Phân tích ảnh hưởng của vốn xã hội tới thu nhập của hộ gia đình nơng
4.2.1. Kết quả hồi quy mơ hình
Phần này, nghiên cứu sẽ tập trung phân tích các kết quả thu được từ mơ hình hồi quy và so sánh kết quả thu được với các nghiên cứu khác. Ở lần hồi quy mơ hình OLS đầu tiên, kết quả kiểm định cho thấy, không đủ bằng chứng cho thấy mơ hình có hiện tượng phương sai thay đổi do giá trị p_value trong kiểm định Breusch-Pagan <0.05 (0.000) (Breusch và Pagan, 1979) do đó bác bỏ giả thuyết Ho rằng mơ hình có tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi. Tuy nhiên kiểm tra hệ số VIF lại cho thấy mơ hình xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến do giá trị của hệ số VIF =5,54 >> 3 (Marquardt, 1970), nghi ngờ khả năng trong mơ hình tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến và dẫn đến kết quả ở lần hồi quy lần thứ nhất có thể bị thiên lệch. Giá trị R2 =0,307 chỉ cho thấy 30,7% sự thay đổi thu nhập trung bình của hộ được giải thích bởi sự thay đổi của các biến độc lập trong mơ hình.
Mơ hình hồi quy OLS thứ hai với vốn xã hội bao gồm các thành phần: tổng số tổ chức hộ có thành viên tham gia, tính đồng nhất trong tổ chức, mật độ tham gia và đóng góp tiền mặt cho tổ chức. Qua các kiểm định cho thấy, mơ hình khơng tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi và có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra VIF = 4,27. Giá trị R2 = 31,6 tức là các biến độc lập giải thích được 31,6% sự thay đổi thu nhập trung bình của các hộ gia đình.
Kết quả ở cả hai mơ hình hồi quy OLS chỉ ra rằng: vốn xã hội có ảnh hưởng đến thu nhập của các hộ gia đình nơng thơn Việt Nam. Ở mơ hình hồi quy thứ nhất, vốn xã hội cụ thể là tổng số tổ chức mà hộ có thành viên tham gia có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và mang hệ số hồi quy dương. Khi hộ tham gia tăng thêm 1 tổ chức thì thu nhập trung bình của hộ tăng 4,37%. Ngồi ra các biến kiểm soát về đặc điểm nhân khẩu học như: quy mơ hộ, nghề nghiệp chủ hộ, trình độ học vấn của chủ hộ, số năm đi học trung bình của lực lượng lao động và tổng diện tích đất của hộ gia đình đều có ý nghĩa thống kê và có ảnh hưởng đến thu nhập trung bình của hộ gia đình. Các biến kiếm sốt về khu vực đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và có thu nhập trung bình thấp hơn so với khu vực Đồng Bằng Sông Cửu Long.
Bảng 4.7: Kết quả ước lượng mơ hình hồi quy OLS (1) và OLS (2)
Log Y OLS1 OLS2 IV
Số tổ chức tham gia (tổ chức)
0.0437*** 0.0415*** 0.4050**
(0.012) (0.014) (0.169)
Mật độ tham gia 1
(=1 nếu hiếm khi; =0 nếu khác) 0.0754 (0.112) Mật độ tham gia 2 (=1 nếu thỉnh thoảng; =0 nếu khác) 0.0496 (0.053) Mật độ tham gia 3
(=1 nếu thường xuyên; =0 nếu khác) 0.1040** (0.051) Tính đồng nhất 1 (1 = nếu cùng họ hàng; 0 = nếu không) 0.0124 (0.047) Tính đồng nhất 2 (1 = nếu cùng nghề nghiệp; 0 = nếu không)
-0.1098*** (0.035) Tính đồng nhất 3 (1 = nếu cùng dân tộc; 0 = nếu khơng) -0.0380 (0.041) Đóng góp tiền mặt 0.0000** (0.000)
Quy mô hộ (người) -0.1125*** -0.1132*** -0.1803***
(0.009) (0.009) (0.033)
Tuổi của chủ hộ (năm) 0.0051 0.0049 0.0017
(0.004) (0.004) (0.005)
Bình phương tuổi của chủ hộ
-0.0000 -0.0000 -0.0000
(0.000) (0.000) (0.000)
Nghề nghiệp của chủ hộ (1 = Nông nghiệp; 0 = phi nông nghiệp) -0.4060*** -0.3970*** -0.4787*** (0.046) (0.046) (0.063) Trình độ giáo dục của chủ hộ (năm) 0.0421*** 0.0408*** 0.0193 (0.005) (0.005) (0.012)
Số năm đi học trung bình của lực lượng lao động trong hộ (năm) 0.0633*** 0.0631*** 0.0556*** (0.006) (0.006) (0.007) Tổng diện tích đất của hộ (m2) 0.0000*** 0.0000*** 0.0000* (0.000) (0.000) (0.000) DBSH -0.2847*** -0.2628*** -0.6393*** (0.057) (0.058) (0.178) TDMNPB -0.6422*** -0.5899*** -0.8115*** (0.059) (0.060) (0.104) BTB -0.5159*** -0.4840*** -0.9406*** (0.076) (0.077) (0.216) DHMT -0.4299*** -0.4225*** -0.7337*** (0.064) (0.065) (0.159) TN -0.3124*** -0.2848*** -0.5279*** (0.058) (0.060) (0.121) Constant 9.9395*** 9.9402*** 10.2862*** (0.136) (0.138) (0.225) Observations 2,730 2,729 2,730 R-squared 0.311 0.316 0.084 F-test F (13, 2716) = 94,25 Prob > F = 0,000 F (20, 2708) = 62,63 Prob > F = 0,000 F (13, 2716) = 70,53 Prob > F = 0,000 VIF 5,54 4,27 Breusch-Pagan/ Cook- Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of logY chi2(1) = 22,64 Prob > chi2 = 0.0000 Ho: Constant variance Variables: fitted values of logY chi2(1) = 23,93 Prob > chi2 = 0.0000 Tests of endogeneity of: So_tc H0: Regressor is exogenous
Wu-Hausman F test 6,133 F(1,2710) P-value = 0.013
Durbin-Wu-Hausman chi-sq test:
6,153 Chi-sq(1) P-value = 0.013
Ghi chú: *** có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, ** có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, * có ý nghĩa ở mức thống kê 10%
Nguồn: Tính tốn từ dữ liệu VARHS (2014) của tác giả
Bảng 4.7 trình bày kết quả của cả ba mơ hình nghiên cứu mối quan hệ giữa vốn xã hội và thu nhập trung bình của các hộ gia đình ở nơng thơn Việt Nam.
Ở mơ hình hồi quy OLS thứ hai, các biến thuộc thành phần vốn xã hội: tổng số tổ chức hộ có thành viên tham gia, tính đồng nhất của một trong ba tổ chức quan trọng nhất đối với hộ, đóng góp tiền mặt và mật độ tham gia đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, 5% và 10%. Cụ thể:
Biến số tổ chức mà hộ có thành viên tham gia mang hệ số hồi quy dương và
trung bình của hộ tăng 4,15%. Kết quả này tương đồng với kết quả của Grootaert (2002) và Yusuf (2008) cho rằng số tổ chức hộ tham gia tác động tích cực đến thu nhập trung bình của hộ, tham gia nhiều tổ chức sẽ giúp hộ kết nối được với nhiều mối quan hệ hơn, giúp hộ gia đình biết được nhiều thơng tin, kiến thức hơn về hoạt động sản xuất hoặc có khi là cơ hội nghề nghiệp, việc làm. Từ đó nâng cao thu nhập cho hộ gia đình.
Tính đồng nhất của tổ chức mà các hộ gia đình tham gia, ở đây nghiên cứu
chỉ xét về tính đồng nhất đối với một trong ba tổ chức tham gia mà hộ cho là quan trọng nhất. Chỉ có biến tính “dongnhat2” có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, cho thấy sự khác nhau về nghề nghiệp mới có ảnh hưởng tới thu nhập của hộ gia đình, cịn sự khác biệt về dân tộc hay họ hàng đều khơng có ảnh hưởng tới thu nhập trung bình của hộ. Hệ số của biến tính đồng nhất trong tổ chức mang dấu âm, điều này có nghĩa là tính đồng nhất trong một tổ chức có mối quan hệ nghịch biến với thu nhập trung bình của hộ, khi những người tham gia cùng một tổ chức càng đồng nhất (giống nhau/khơng có sự khác biệt) thì thu nhập trung bình của hộ gia đình thấp hơn 10,98%. Kết quả đúng với dấu kì vọng ban đầu và nghiên cứu của Grootaert (2002), điều này được giải thích rằng nếu trong tổ chức hộ tham gia có các thành viên làm nhiều ngành nghề khác nhau thì họ sẽ chia sẽ nhiều kinh nghiệm, nhiều thông tin và kiến thức với nhau hơn là cùng một ngành nghề. Các hộ gia đình sẽ có cơ hội tìm hiểu sâu hơn về những ngành nghề khác. Từ đó có thể đa dạng hóa thơng tin về thị trường và nâng cao thu nhập.
Biến mật độ tham gia vào tổ chức hộ có thành viên tham gia lâu nhất, chỉ có
biến “matdo_thamgia3” có ý nghĩa thống kê ở mức 5% và mang hệ số hồi quy dương. Điều này có nghĩa là khi hộ tham gia sinh hoạt trong các tổ chức thường xuyên hơn thì thu nhập trung bình của hộ gia đình cao hơn 10,4% so với những hộ không thường xuyên tham gia vào các hoạt động của tổ chức lâu nhất mà hộ có thành viên tham gia. Những hộ gia đình thường xuyên tham gia vào hoạt động của tổ chức thì họ sẽ gắn kết được với những thành viên trong nhóm, tạo mối quan hệ thân thiết hơn, hoặc hộ có thể tiếp nhận thông tin từ hiệp hội một cách đầy đủ để có thể đa dang hóa thu nhập. Kết quả nghiên cứu này gần giống như nghiên cứu của Gootaert (2002), khi hộ gia đình có mức độ tham gia càng nhiều vào các tổ chức xã hội thì thu nhập của hộ càng tăng.
Biến đóng góp tiền mặt vào tổ chức, hiệp hội mà hộ tham gia có ý nghĩa thống
kê ở mức 1% và hệ số dương. Tuy nhiên hệ số đóng góp tiền mặt của các hộ gia đình vào tổ chức nhỏ. Kết quả này tương đồng với nghiên cứu của Gootaert (2002), điều này cho thấy khi hộ có nhiều đóng góp về tiền mặt cho tổ chức mà hộ tham gia thì chứng tỏ hộ là thành viên tích cực trong tổ chức đó, đóng góp nhiều về mặt tiền bạc cũng cho thấy hộ đặt nhiều kỳ vọng vào tổ chức mà hộ tham gia. Đóng góp về mặt tiền bạc còn khẳng định mối quan hệ mật thiết của hộ đối với tổ chức, hộ sẽ thường xuyên có mặt ở những sự kiện quan trọng của tổ chức và khả năng hộ sẽ tiếp cận sâu hơn với những thông tin quan trọng về thị trường lao động-sản xuất, từ đó làm tăng khả năng kiếm tiền của hộ, nâng cao thu nhập hơn.
Kết quả bảng 4.7 còn chỉ ra rằng đặc điểm về vốn con người và vật chất của hộ là những yếu tố quan trọng ảnh hưởng tới thu nhập trung bình của các hộ gia đình ở nơng thơn. Biến quy mơ hộ có quan hệ nghịch biến với thu nhập trung bình của hộ ở mức ý nghĩa thống kê là 1%. Kết quả này tương đồng với nghiên cứu của Fadipe và các cộng sự năm 2014, quy mơ hộ gia đình có hệ số hồi quy tiêu cực. Điều này là do thực tế hầu hết những người phụ thuộc trong gia đình quá nhỏ, hoặc quá tuổi lao động, khơng có khả năng tham gia sản xuất (chiếm trên 50%), do đó khơng đóng góp vào thu nhập hộ gia đình.
Khác với nghiên cứu của Lhing và các cộng sự (2003), kết quả nghiên cứu này chưa tìm thấy bằng chứng tuổi của chủ hộ có ảnh hưởng đến thu nhập của hộ. Trên thực tế, khi phân tích thống kê mơ tả và quan sát thực tiễn thì tuổi của chủ hộ có ảnh hưởng tới thu nhập theo biểu đồ hình chng, tuy nhiên biến tuổi bình phương trong nghiên cứu này khơng có ý nghĩa thống kê.
Biến nghề nghiệp của chủ hộ có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và mang hệ số âm. Điều này có nghĩa là nếu người dẫn đầu của hộ gia đình có nghề nghiệp chính thuộc lĩnh vực nơng nghiệp thì thu nhập trung bình của các hộ gia đình giảm 39,70% so với những hộ có chủ hộ làm việc trong lĩnh vực phi nơng nghiệp.
Biến trình độ học vấn của chủ hộ đại diện cho biến vốn con người, có ảnh hưởng tích cực đến thu nhập trung bình của hộ. Giống với các nghiên cứu trước như Aikaeli (2010), theo đó trình độ của chủ hộ càng cao thì thu nhập của hộ gia đình càng cao. Số năm đi học của chủ hộ tăng lên 1 năm thì thu nhập trung bình của hộ tăng 4,08%. Chủ hộ là người có tầm ảnh hưởng đến hoạt động kinh doanh sản xuất trong hộ, vậy nên nếu chủ hộ có trình độ học vấn cao thì hộ sẽ có nhiều phương pháp kinh doanh, áp dụng nhiều hình thức sản xuất tiên tiến hơn để nâng cao thu nhập.
Biến trình độ học vấn trung bình của lực lượng lao động, cũng là một trong những đại diện nữa cho biến vốn con người đánh giá chất lượng lao động của hộ, có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và mang hệ số hồi quy dương. Số năm đi học trung bình của tổng lao động trong hộ tăng lên 1 năm thì thu nhập trung bình của hộ tăng 6,31%. Giống với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Quốc Nghi (2011) những người lao động trong hộ có trình độ học vấn cao thì họ sẽ có nền tảng kiến thức, cơ hội tiếp cận với việc làm thu nhập cao nhiều hơn, nắm bắt được tình hình kinh tế - xã hội để từ đó định hướng được hoạt động sản xuất kinh doanh, nâng cao thu nhập cho hộ gia đình. Biến tổng diện tích đất của hộ gia đình, đây là biến đại diện cho tài sản của hộ gia đình. Biến có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và hệ số mang hồi quy dương. Kết quả này tương tự với nghiên cứu của Lhing và cộng sự (2013), hộ gia đình càng có nhiều đất thì họ càng có nhiều diện tích đất để ni trồng, sản xuất nơng lâm ngư nghiệp,
từ đó nâng cao thu nhập cho hộ gia đình. Tuy nhiên hệ số hồi quy của biến tổng diện tích đất rất nhỏ. Điều này cho thấy, vốn vật chất chưa thực sự là một yếu tố có tác động quan trọng lên thu nhập của hộ.
Nghiên cứu còn xem xét sự khác nhau về thu nhập của hộ giữa các vùng miền, kết quả cho thấy các hộ gia đình thuộc khu vực Đồng bằng Sơng Hồng, Trung du miền núi Phía Bắc, Bắc Trung Bộ, Duyên Hải Miền Trung, Tây Nguyên đều có thu nhập thấp hơn khu vực Đồng Bằng Sông Cửu Long. Cụ thể, ở mức ý nghĩa 1%, các hộ gia đình ở khu vực Đồng bằng Sông Hồng, Trung du miền núi Phía Bắc, Bắc Trung Bộ, Duyên Hải Miền Trung, Tây Nguyên lần lượt thấp hơn thu nhập ở khu vực Đồng Bằng Sông Cửu Long là: 26,28%; 58,99%; 48,40%; 42,25%; 28,48%.
Kết quả thu được từ mơ hình hồi quy OLS thứ nhất cho thấy tồn tại một mối quan hệ mạnh giữa vốn xã hội lên thu nhập trung bình của hộ. Tuy nhiên từ hệ số hồi quy thấy tác động của vốn xã hội lên phúc lợi của hộ còn thấp, nghi ngờ hồi quy OLS đã ước tính thấp tác động thực của mối quan hệ này. Nhiều bằng chứng từ tổng quan cũng chứng tỏ rằng mối quan hệ giữa vốn xã hội và phúc lợi hộ gia đình/thu nhập bình quân đầu người của hộ là mối quan hệ nhân quả như Grootaert và cộng sự (2002); Yusuf (2008). Yusuf (2008) thấy rằng vốn xã hội bị nội sinh và sử dụng biến niềm tin là một biến công cụ để xác thực lại mối quan hệ giữa biến vốn xã hội và phúc lợi của hộ. Tương tự, Grootaert và cộng sự (2002) cũng kết luận ước tính tác động của vốn xã hội đến thu nhập hộ gia đình được đánh giá thấp do đã bỏ qua các biến tiềm ẩn không được đưa vào. Để giải quyết vấn đề này tác giả đã sử dụng bộ ba biến công cụ trong đó biến niềm tin được đo lường qua câu hỏi: Liệu họ nghĩ họ có thể nhận sự giúp đỡ khẩn cấp từ người khác hay không? Biến này được xem như là một sự gắn kết giữa các cá nhân với nhau và độc lập với mức thu nhập.
Trong nghiên cứu này, biến tổng số tổ chức mà hộ có thành viên tham gia của vốn xã hội được kỳ vọng có ảnh hưởng lớn đối với thu nhập của hộ, nhưng kết quả thu được lại cho thấy ảnh hưởng ước lượng được cịn thấp. Có khả năng số tổ chức tham gia của hộ vào một tổ chức xã hội bị nội sinh, và có thể là do bị ảnh hưởng bởi
niềm tin của những thành viên tham gia hoặc không tham gia trong tổ chức. Niềm tin giữa con người với nhau sẽ thúc đẩy các hộ gia đình tham gia vào số tổ chức nhiều hơn. Các mối quan hệ từ đó được mở rộng và hộ sẽ có nhiều cơ hội để tìm kiếm sự giúp đỡ trong khi hộ gặp khó khăn.
Nhiều khả năng kết quả thu được từ OLS đã bị thiên lệch, bởi tác động của vốn xã hội lên thu nhập đã bị một ảnh hưởng ngoại sinh khác đến từ niềm tin giữa những con người với nhau. Do đó một phương pháp khác được nghiên cứu đưa vào sử dụng nhằm đánh giá lại tác động của vốn xã hội đối với thu nhập trung bình của hộ.
Mơ hình hồi quy với biến công cụ (IV) đã chọn dựa theo nghiên cứu của Yusuf (2008) được ước lượng bằng phương pháp 2SLS. Một biến đại diện cho yếu tố niềm tin được đưa vào sử dụng trong mơ hình này. Ở đây, biến bị nội sinh là biến số tổ chức tham gia của hộ gia đình và biến cơng cụ được chọn là biến niềm tin đại diện cho niềm tin của các hộ vào những người xung quanh hộ bằng cách đo lường: có bao