Nghiên cứu tiến hành hồi qui các biến theo mơ hình tobit có kiểm duyệt trái tại 1 với tất cả các biến giải thích được đề nghị. Kết quả thu được thể hiện ở bảng 4.4.
Bảng 4.4. Mô hình khơng giới hạn cho các nhân tố quyết định đa dạng hóa thu nhập
0 right-censored observations 2906 uncensored observations
Obs. summary: 450 left-censored observations at D<=1
/sigma .5234487 .007049 .5096278 .5372695 _cons 1.598538 .1094116 14.61 0.000 1.384017 1.813059 THPT -.0004413 .0009939 -0.44 0.657 -.0023899 .0015074 THCS .0082487 .0036673 2.25 0.025 .0010583 .0154391 TIEUHOC -.0003251 .0038124 -0.09 0.932 -.0078001 .0071499 BENHVIEN -.0006184 .0008961 -0.69 0.490 -.0023753 .0011385 PHONGKHAM -.0004816 .0011052 -0.44 0.663 -.0026485 .0016853 TRAMXA -.0099779 .0046829 -2.13 0.033 -.0191597 -.0007962 UYBAN .0030121 .0034108 0.88 0.377 -.0036754 .0096996 VUNG_6 -.012259 .0415932 -0.29 0.768 -.0938099 .0692919 VUNG_5 .0212771 .0325773 0.65 0.514 -.0425966 .0851508 VUNG_4 .070183 .0329347 2.13 0.033 .0056086 .1347574 VUNG_3 .0831097 .0423183 1.96 0.050 .0001371 .1660822 VUNG_2 .0445492 .0378791 1.18 0.240 -.0297195 .118818 CHO2 .0001833 .0003607 0.51 0.611 -.0005239 .0008904 CHO1 -.0015371 .0002643 -5.82 0.000 -.0020553 -.0010188 LNNHA -.0679607 .0196167 -3.46 0.001 -.1064228 -.0294986 THIETHAI 5.45e-07 5.90e-07 0.92 0.356 -6.12e-07 1.70e-06 LNDAT .0324252 .0090641 3.58 0.000 .0146534 .050197 NONGDAN .0151939 .0203157 0.75 0.455 -.0246386 .0550263 PHUNU .0268106 .0206813 1.30 0.195 -.0137387 .06736 THANHNIEN -.0245115 .0305041 -0.80 0.422 -.0843202 .0352972 DCS .07559 .0362159 2.09 0.037 .0045822 .1465978 DAN_TOC -.107001 .0307599 -3.48 0.001 -.1673112 -.0466908 GIOITINH .0021346 .0270995 0.08 0.937 -.0509988 .055268 TINDUNG -1.08e-07 8.24e-08 -1.32 0.188 -2.70e-07 5.30e-08 TIETKIEM -2.79e-07 1.13e-07 -2.48 0.013 -4.99e-07 -5.81e-08 DT -.0132681 .0086186 -1.54 0.124 -.0301663 .0036301 XE .0098866 .009556 1.03 0.301 -.0088497 .0286229 DUONG -.0052436 .001727 -3.04 0.002 -.0086297 -.0018576 LAODONG .0331785 .0075568 4.39 0.000 .0183621 .0479949 LAODONG2 .0222806 .0203659 1.09 0.274 -.0176503 .0622116 LAODONG1 .0529779 .0173862 3.05 0.002 .0188893 .0870666 HOCVAN2 -.1945533 .069855 -2.79 0.005 -.3315166 -.05759 HOCVAN1 .0423978 .0335958 1.26 0.207 -.0234727 .1082683 TUOI -.0028274 .0007582 -3.73 0.000 -.004314 -.0013407 D Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Log likelihood = -2668.1999 Pseudo R2 = 0.0559 Prob > chi2 = 0.0000 LR chi2(34) = 315.76 Tobit regression Number of obs = 3356
Từ kết quả ở bảng 4.4, ta thấy mặc dù mơ hình chỉ giải thích được 5,59% biến phụ thuộc, nhưng với giá trị P-value của R2 là rất bé (P-value <0,05) nên mơ hình được coi là phù hợp.
Dùng kiểm định P-value để xem xét từ kết quả ở bảng 4.4 cho thấy các biến HOCVAN1, LAODONG2, XE, DIENTHOAI, TINDUNG, GIOITINH, THANHNIEN, PHUNU, NONGDAN, THIETHAI, CHO2, VUNG_2, VUNG_5, VUNG_6,, UYBAN, PHONGKHAM, BENHVIEN, TIEUHOC và THPT là khơng có ý nghĩa thống kê.
Sau khi loại bỏ các biến này và chạy lại mơ hình tobit, kết quả thu được thể hiện ở bảng 4.5
Bảng 4.5. Mơ hình các nhân tố quyết định đa dạng hóa thu nhập (lặp lần 1)
0 right-censored observations 2906 uncensored observations
Obs. summary: 450 left-censored observations at D<=1
/sigma .524621 .0070643 .5107702 .5384718 _cons 1.655004 .1014073 16.32 0.000 1.456177 1.853831 THCS .0073361 .0034421 2.13 0.033 .0005874 .0140849 TRAMXA -.0070427 .0037991 -1.85 0.064 -.0144916 .0004061 VUNG_4 .0755911 .0301446 2.51 0.012 .0164873 .1346949 VUNG_3 .0858217 .0398114 2.16 0.031 .0077646 .1638789 CHO1 -.0015915 .0002582 -6.16 0.000 -.0020977 -.0010852 LNNHA -.0686549 .0188165 -3.65 0.000 -.105548 -.0317619 LNDAT .0323936 .008263 3.92 0.000 .0161926 .0485946 DCS .0836258 .0353815 2.36 0.018 .0142542 .1529974 DAN_TOC -.1178402 .0236497 -4.98 0.000 -.1642095 -.0714709 TIETKIEM -2.95e-07 1.11e-07 -2.67 0.008 -5.13e-07 -7.81e-08 DUONG -.0056779 .0016469 -3.45 0.001 -.008907 -.0024489 LAODONG .0335678 .0067058 5.01 0.000 .02042 .0467156 LAODONG1 .0645156 .0133261 4.84 0.000 .0383875 .0906437 HOCVAN2 -.1806034 .0639348 -2.82 0.005 -.3059587 -.055248 TUOI -.0032045 .0006977 -4.59 0.000 -.0045723 -.0018366 D Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Log likelihood = -2676.1518 Pseudo R2 = 0.0531 Prob > chi2 = 0.0000 LR chi2(15) = 299.85 Tobit regression Number of obs = 3356
Nghiên cứu thực hiện kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến bằng phương pháp tính hệ số tương quan. Kết quả được thể hiện ở Phụ lục 5 cho thấy hệ số tương quan giữa các biến cũng bé (<0,8) cho nên có thể kết luận đa cộng tuyến ít nghiêm trọng.
Để kiểm định hệ số hồi qui là đáng tin cậy, nghiên cứu dùng ma trận ước lượng hiệp phương sai của White. Kết quả được thể hiện ở bảng 4.6 là mơ hình được lựa chọn.
Bảng 4.6 Mơ hình giới hạn các nhân tố quyết định đa dạng hóa thu nhập
0 right-censored observations 2906 uncensored observations
Obs. summary: 450 left-censored observations at D<=1
/sigma .524621 .0079989 .5089378 .5403041 _cons 1.655004 .102133 16.20 0.000 1.454754 1.855253 THCS .0073361 .0033076 2.22 0.027 .0008511 .0138212 TRAMXA -.0070427 .0037419 -1.88 0.060 -.0143793 .0002939 VUNG_4 .0755911 .0296851 2.55 0.011 .0173883 .133794 VUNG_3 .0858217 .0401605 2.14 0.033 .00708 .1645634 CHO1 -.0015915 .0002683 -5.93 0.000 -.0021176 -.0010653 LNNHA -.0686549 .0198278 -3.46 0.001 -.1075309 -.029779 LNDAT .0323936 .0084605 3.83 0.000 .0158054 .0489818 DCS .0836258 .0348946 2.40 0.017 .0152088 .1520428 DAN_TOC -.1178402 .0243194 -4.85 0.000 -.1655226 -.0701577 TIETKIEM -2.95e-07 1.65e-07 -1.79 0.073 -6.18e-07 2.77e-08 DUONG -.0056779 .0014324 -3.96 0.000 -.0084864 -.0028694 LAODONG .0335678 .0066404 5.06 0.000 .0205481 .0465876 LAODONG1 .0645156 .0121772 5.30 0.000 .0406401 .0883911 HOCVAN2 -.1806034 .055527 -3.25 0.001 -.2894737 -.071733 TUOI -.0032045 .0006987 -4.59 0.000 -.0045743 -.0018346 D Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Robust
Log pseudolikelihood = -2676.1518 Pseudo R2 = 0.0531 Prob > F = 0.0000 F( 15, 3341) = 19.50 Tobit regression Number of obs = 3356
Từ kết quả nghiên cứu trên, chúng ta thấy mức độ đa dạng hóa thu nhập chịu ảnh hưởng bởi các nhân tố là độ tuổi của chủ hộ, trình độ học vấn của chủ hộ, số lượng người trong độ tuổi lao động của hộ, trình độ học vấn của những người trong độ tuổi lao động, khoảng cách từ nhà đến đường nhựa, dân tộc, hộ có thành viên tham gia Đảng Cộng Sản Việt Nam, diện tích đất, diện tích nhà ở và khoảng cách từ nhà đến nơi bán sản phẩm chính, khoảng cách từ nhà đến trường trung học cơ sở, hộ gia đình thuộc vùng 3 và vùng 4 (ở mức ý nghĩa 5%). Hai nhân tố tài khoản tiết kiệm và khoảng cách đến trạm xá là có ảnh hưởng đến đa dạng hóa ở mức ý nghĩa 10%.
Xét về nhân tố vốn con người, nghiên cứu cho thấy tuổi của chủ hộ tác động tiêu cực đến đa dạng hóa thu nhập. Điều này trái ngược với giả thiết và nghiên cứu trước đó của các tác giả Ahmed và Fausat (2012) và Ersado (2003). Tuy nhiên, trong điều kiện ở Việt Nam, chúng ta có thể giải thích được rằng chủ hộ càng trẻ tuổi thì sự năng động càng cao, càng có tạo cho hộ nhiều cơ hội tham gia vào các hoạt động đa dạng hóa hơn là các chủ hộ lớn tuổi. Trong trường hợp này, tính “năng động” của tuổi trẻ có thể được sử dụng để lý giải hợp lý cho kết quả nghiên cứu.
Cũng như các nghiên cứu khác, trình độ học vấn của chủ hộ cũng có ảnh hưởng đến đa dạng hóa thu nhập. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu này đã chỉ ra việc chủ hộ có bằng cao đẳng, đại học và trên đại học sẽ ảnh hưởng đến đa dạng hóa, trong khi bằng cấp nghề và trung học chun nghiệp thì khơng. Nhân tố học vấn cao của chủ hộ lại có ảnh hưởng tiêu cực đến đa dạng hóa, cho thấy rằng chủ hộ có trình độ cao từ cao đẳng trở lên thì sẽ hướng đến ổn định nguồn thu nhập hơn là đa dạng. Thứ nhất, có thể giải thích rằng các chủ hộ có trình độ từ cao đẳng trở lên thì có khuynh hướng chun mơn hóa cao, do đó sẽ tập trung vào những hoạt động nhất định nên khả năng đa dạng hóa thấp. Thứ hai, do sự phân chia các thành phần thu nhập của hộ gia đình theo năm nhóm đã khơng xem xét đến sự đa dạng trong các hoạt động làm công ăn lương, hay sự đa dạng trong các hoạt động nông nghiệp, đa dạng trong các hoạt động phi nơng nghiệp. Do đó, chủ hộ có trình độ học vấn cao có thể tham gia nhiều công việc đa dạng, nhưng nếu những cơng việc đó đều thuộc
loại làm cơng ăn lương, hay đều thuộc loại hoạt động phi nông nghiệp, nơng nghiệp thì cũng khơng thể hiện là hộ có đa dạng hóa thu nhập.
Số lượng lao động trong hộ có ảnh hưởng tích cực đến đa dạng hóa. Hộ có càng nhiều lao động thì càng có nhiều cơ hội tham gia vào nhiều lĩnh vực hoạt động tạo thu nhập. Trình độ học vấn của hộ có ảnh hưởng tích cực đến khả năng đa dạng hóa. So sánh với kết quả của Trần Tiến Khai và Nguyễn Ngọc Danh (2014), nghiên cứu trước đã sử dụng thang đo cho trình độ học vấn là số năm đi học bình quân, trong khi nghiên cứu này sử dụng thang đo là số lượng lao động theo cấp độ của bằng cấp thì kết quả cũng có tính tương đương. Tuy nhiên, do cách sử dụng thang đo nên nghiên cứu này có sự khác biệt. Đó là trong khi số lượng lao động có trình độ nghề và trung cấp trong hộ có tác động tích cực đến khả năng đa dạng hóa thu nhập thì số lượng lao động có trình độ cao trong hộ lại khơng có ý nghĩa thống kê. Điều này có thể được giải thích bằng tính hữu ích của các loại bằng nghề đối với các cơ hội việc làm tại nông thôn.
Xét về vốn vật chất, các nhân tố về số lượng tài sản riêng là xe và điện thoại khơng có ý nghĩa thống kê, trong khi tài sản cơng thì có ảnh hưởng. Cũng như các nghiên cứu trước đây, khoảng cách từ nhà đến đường nhựa có tác động tiêu cực đến đa dạng hóa. Giải thích vấn đề này là do giao thông càng thuận lợi thì khả năng tham gia các hoạt động tạo thu nhập của hộ gia đình càng tăng. Trong nghiên cứu của Trần Tiến Khai và Nguyễn Ngọc Danh khi đo lường tài sản riêng bằng biến giả (có – khơng) thì việc sở hữu xe và điện thoại lại tác động tiêu cực đến đa dạng hóa thu nhập, cịn trong nghiên cứu này khi đo lường bằng số lượng tài sản của hộ thì lại khơng có ý nghĩa thống kê. Điều này cần được điều tra xem xét cụ thể thêm để có kết luận phù hợp.
Xét về vốn tài chính, kỳ vọng về sự tác động của nhân tố mức tín dụng đã không xảy ra, trong khi nhân tố tài khoản tiết kiệm có ảnh hưởng với mức ý nghĩa 10%. So với nghiên cứu của Trần Tiến Khai và Nguyễn Ngọc Danh, nhân tố tín dụng được đo lường bằng hai khả năng là có hoặc là khơng có tín dụng thì đã cho
kết quả tác động tích cực. Tuy nhiên, khi đo lường bằng mức cấp tín dụng thì tác động của nhân tố này đối với đa dạng hóa khơng có ý nghĩa thống kê. Nhân tố mức tiết kiệm lại có tác động tiêu cực đối với đa dạng hóa (ở mức ý nghĩa 10%), có thể giải thích là do mức tiết kiệm tại hộ gia đình là vốn nằm, và hộ gia đình giữ tiền nhiều là do ít có cơ hội đa dạng hóa các hoạt động tạo thu nhập.
Xét về vốn xã hội, giới tính của chủ hộ khơng ảnh hưởng đến đa dạng hóa, trong khi dân tộc của chủ hộ và việc tham gia vào các tổ chức chính trị - xã hội thì có ảnh hưởng. Khác với nghiên cứu của Trần Tiến Khai và Nguyễn Ngọc Danh, nghiên cứu này chỉ xem xét sự khác biệt giữa hộ gia đình thuộc dân tộc Kinh với các hộ gia đình thuộc các dân tộc khác trong khi nghiên cứu trước thì xem xét đến cả hai dân tộc là Kinh và Hoa. Tuy nhiên, nghiên cứu vẫn cho cùng một kết quả là hộ gia đình thuộc dân tộc Kinh thì kém đa dạng hóa hơn các dân tộc khác. Điều này có thể do dân tộc Kinh có nhiều mối quan hệ trong cộng đồng nên có cơ hội tìm kiếm việc làm ổn định hơn, vì vậy hộ gia đình dân tộc Kinh ít đa dạng hóa hơn các dân tộc khác. Một cách nhìn khác, các dân tộc thiểu số có nhu cầu đa dạng hóa lớn hơn dân tộc Kinh, có thể do nhân tố đẩy từ việc gia tăng và ổn định thu nhập, đảm bảo mức sống. Tác giả nghiêng về cách giải thích sau nhiều hơn.
Việc hộ có thành viên tham gia vào tổ chức chính trị, cụ thể là Đảng Cộng Sản Việt Nam có ảnh hưởng tích cực đến đa dạng hóa thu nhập. Điều này cũng phù hợp với các nghiên cứu trước đó khi cho rằng các mối quan hệ chính trị có ảnh hưởng tích cực đến việc tạo cơ hội tham gia vào các hoạt động tạo thu nhập. Tuy nhiên, sự ảnh hưởng của các tổ chức khác như Hội Phụ Nữ, Đồn Thanh Niên và Hội Nơng Dân đã khơng có ý nghĩa thống kê.
Xét về vốn tự nhiên, nhân tố diện tích đất có ảnh hưởng tích cực đến đa dạng hóa. Điều này ủng hộ kết quả từ nghiên cứu của Barrett, Reardon và Webb (2001), nhưng lại đi ngược lại với các kết luận của Reardon (1998) và Sarah (2010). Để giải thích vấn đề này, ta có thể xem nhân tố diện tích đất như là một nhân tố kéo tác động đến quyết định đa dạng hóa của hộ gia đình. Nó giúp cho hộ có thể kết hợp
các hoạt động khác bằng việc liên kết các ngành nghề với nhau, ví dụ có thể phát triển thêm các ngành phi nông nghiệp hoặc cho thuê đất.
Các nhân tố đẩy bao gồm rủi ro và điều kiện sống của hộ gia đình. Kết quả cho thấy mức thiệt hại do các cú sốc nghiêm trọng đã không có ý nghĩa thống kê trong việc xác định nhân tố ảnh hưởng đến thu nhập. Điều này có thể được giải thích là mức độ thiệt hại chưa đánh giá hết được tác động của rủi ro, hoặc là rủi ro ít có tác động đến quyết định đa dạng hóa của hộ gia đình nơng thơn ở Việt Nam.
Điều kiện sống thể hiện qua diện tích nhà ở của hộ đã có tác động tiêu cực đến đa dạng hóa thu nhập. Hay nói cách khác là diện tích nhà càng nhỏ thì hộ gia đình lại tích cực đa dạng hóa. Điều này ủng hộ kết quả từ nghiên cứu của Trần Tiến Khai và Nguyễn Ngọc Danh (2014). Có thể giải thích rằng đây là nhân tố để thúc đẩy hộ gia đình đa dạng hóa nhằm tìm kiếm thêm thu nhập.
Xét về nhân tố kéo, kết quả cho thấy khoảng cách đến nơi bán sản phẩm và khu vực vùng 3 (Nghệ An) và vùng 4 (Quảng Nam, Khánh Hịa) có ảnh hưởng đến đa dạng hóa thu nhập. Khoảng cách đến nơi bán sản phẩm có tác động tiêu cực đến đa dạng hóa, hay nói cách khác là càng gần nơi tiêu thụ sản phẩm thì hộ gia đình càng có khả năng đa dạng hóa thu nhập cao. Điều này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Sarah ( 2010); Barrett và cộng sự (2001) về động cơ đa dạng hóa. Nghiên cứu đã củng cố hơn nữa sự vững chắc về tác động của các nhân tố kéo, cụ thể là cơ hội để đa dạng hóa nguồn thu nhập liên quan đến nông nghiệp thương mại, cải thiện cơ sở hạ tầng, gần khu vực đô thị, lợi thế của việc tiếp cận thị trường … (Sarah, 2010). Hai khu vực vùng 3 và vùng 4 có thể có nhiều chính sách phù hợp khuyến khích hộ gia đình đa dạng hóa. Một hướng giải thích khác, có thể do điều kiện khó khăn ở vùng 3 và vùng 4 mà hộ gia đình có xu hướng đa dạng hóa nhiều hơn so với vùng 1. Để hiểu rõ hơn vấn đề này cần có thêm những nghiên cứu về chính sách ở từng vùng kinh tế. Khoảng cách đến trường trung học cơ sở càng xa thì đa dạng hóa càng tăng cũng có thể được giải thích theo hướng này, đó là do những hộ ở xa