Bƣớc tiếp theo, nghiên cứu tiến hành hồi qui các biến theo mơ hình tobit có kiểm duyệt trái tại 1 với 6 nhóm biến đƣợc đề nghị bao gồm vốn con ngƣời, vốn vật
0 .1 .2 .3 .4 .5 0 10 20 30 40 50 Thamhoa
chất, vốn tự nhiên, vốn xã hội, vốn tài chính và đặc điểm khu vực trong năm 2010. Kết quả thu đƣợc thể hiện ở phụ lục 3.
Thực hiện kiểm định hiện tƣợng đa cộng tuyến giữa các biến bằng phƣơng pháp tính hệ số tƣơng quan. Kết quả đƣợc thể hiện ở phụ lục 6 cho thấy hệ số tƣơng quan giữa các biến tƣơng đối thấp (<0,8) cho nên có thể kết luận đa cộng tuyến ít nghiêm trọng. Kiểm định hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi để đánh giá sự tin cậy của hệ số hồi quy, nghiên cứu dùng kiểm định White, kết quả ở phụ lục 4 cho thấy mơ hình có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi, chính vì thế mà tác giả khắc phục tình trạng này bằng phƣơng pháp VCE Robust trong Stata và thu đƣợc mô hình 1R. Kết quả đƣợc thể hiện ở bảng 4.10 là mơ hình đƣợc lựa chọn.
Bảng 4.10 Mơ hình Tobit (1R) sau khi khắc phục phương sai thay đổi năm 2010
Đa dạng hoá thu nhập Hệ số hồi quy Độ lệch chuẩn Giá trị p-value Số năm học TB của LĐ/ hộ -0,00052 0,00622 0,934 Giới tính chủ hộ -0,11225 0,04210 0,008 Tuổi chủ hộ 0,00440 0,00135 0,001 Qui mô hộ 0,08342 0,01429 0,000 Tỷ lệ hoạt động NN 0,78973 0,06034 0,000 Tỷ lệ hoạt động PNN 0,48898 0,06550 0,000 Dân tộc 0,09763 0,07340 0,184 Mối quan hệ 0,17363 0,07844 0,027 Xe máy 0,08588 0,04616 0,164 Điện thoại 0,02376 0,04430 0,592 Nhà ở -0,12401 0,13353 0,353 Tín dụng 0,09755 0,07068 0,168 Diện tích đất SXKD -0,00001 0,00000 0,000 Khoảng cách đến UBND -0,00172 0,00089 0,053 Khoảng cách đến Chợ 0,00781 0,00789 0,322 Khoảng cách đến Thị trấn 0,00373 0,00244 0,126 Đƣờng giao thông -0,02464 0,04519 0,586 Nhà máy -0,01381 0,05226 0,792 TT Khuyến nông -0,02848 0,07537 0,706 Nhà trẻ/ trƣờng MG 0,03717 0,03660 0,310 Thảm hoạ -0,01038 0,00323 0,428
Từ kết quả bảng 4.10 chúng ta thấy mức độ đa dạng hóa thu nhập chịu ảnh hƣởng bởi các nhân tố là giới tính chủ hộ, tuổi chủ hộ, qui mô hộ, tỷ lệ hoạt động nông nghiệp, tỷ lệ hoạt động phi nơng nghiệp, diện tích đất sản xuất kinh doanh (ở mức ý nghĩa 1%), mối quan hệ ( ở mức ý nghĩa 5%), khoảng cách đến UBND (ở mức ý nghĩa 10%).
Xét về nhân tố vốn con ngƣời, nghiên cứu cho thấy số năm học trung bình của tất cả lao động trong hộ khơng ảnh hƣởng đến việc đa dạng hố thu nhập của hộ gia đình, trong khi các yếu tố cịn lại trong vốn con ngƣời nhƣ giới tính chủ hộ, tuổi chủ hộ, qui mô hộ, tỷ lệ hoạt động nông nghiệp, tỷ lệ hoạt động phi nơng nghiệp có ảnh hƣởng. Trong bài nghiên cứu, biến giới tính chủ hộ khơng mang tác động tích cực nhƣ lý thuyết và kỳ vọng đã nếu ở chƣơng 3, ngƣợc lại cho thấy tác động tiêu cực đến chỉ số đa dạng hố thu nhập của hộ gia đình nơng thôn vùng ĐBSCL, điều này cho thấy các hộ gia đình chủ hộ là nữ đa dạng hố thu nhập nhiều hơn các hộ gia đình có chủ hộ là nam. Tuy nhiên, điều này cũng có thể đƣợc giải thích các hộ gia đình chủ hộ là nữ thƣờng thiếu các mối quan hệ xã hội, ít có cơ hội tiếp cận với công việc mang tính chất ổn định hơn là nam giới nên có xu hƣớng tham gia vào các công việc tạm thời, theo mùa và trong các khu vực khơng chính thức, do đó nguồn thu nhập thƣờng không ổn định và rất dễ bị tổn thƣơng trƣớc các cú sốc. Ngƣợc lại, hộ gia đình nam giới làm chủ thƣờng có mức thu nhập ổn định hơn nhƣ các doanh nghiệp kinh doanh chính thức và cơng việc làm công ăn lƣơng. Do đó, các hộ gia đình có phụ nữ đứng đầu thƣờng đeo đuổi tham gia vào nhiều nguồn thu nhập hơn và đa dạng hoá nhiều hơn, điều này cũng phù hợp với kết quả trong nghiên cứu của Ersado (2003) trong khu vực thành thị.
Tuổi của chủ hộ trong bài nghiên cứu có tác động tích cực đến đa dạng hóa thu nhập. Điều này cho thấy ở cùng ĐBSCL, chủ hộ càng lớn tuổi càng có nhiều kinh nghiệm và mối quan hệ nên hộ có thể tham gia nhiều hoạt động tạo thu nhập do đó hộ có chỉ số đa dạng hoá thu nhập hơn. Kết quả phù hợp với giả thiết và nghiên cứu trƣớc đó của tác giả Ahmed và Fausat (2012).
Qui mô hộ hay số lƣợng thành viên trong hộ có tác động tích cực đến đa dạng hóa thu nhập của hộ gia đình. Điều này cho thây ở vùng ĐBSCL, các hộ gia đình có số thành viên càng nhiều càng có nhiều cơ hội tham gia vào nhiều lĩnh vực tạo sự đa dạng hố trong thu nhập. Qua đó, cũng có thể nói lên thành viên trong hộ gia đình nơng thơn ở vùng ĐBSCL chủ yếu là lực lƣợng lao động do đó khi qui mơ hộ tăng thì mức độ đa dạng hố thu nhập của hộ cũng tăng. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng và lý thuyết đã nêu ở chƣơng 3,sự gia tăng trong quy mô hộ gia đình có tác động làm tăng thu nhập từ các nguồn thu nhập khác của các hộ nông dân nông thôn, trong khi sự gia tăng số phụ thuộc trong hộ làm giảm mức độ đa dạng hoá thu nhập của hộ (Idowu và cộng sự, 2011). Số ngƣời ở độ tuổi lao động trong hộ có tác động tích cực đến đa dạng hóa. Hộ càng có nhiều lao động thì khả năng tham gia các hoạt động tạo thu nhập cũng tăng lên (Ellis, 1998; Reardon, 1997). Nhƣ vậy, qui mơ hộ gia đình là một trong các nhân tố có ảnh hƣởng tích cực đến mức độ đa dạng hố thu nhập của các hộ gia đình nơng thơn vùng ĐBSCL.
Tỷ lệ hoạt động nông nghiệp, tỷ lệ hoạt động phi nông nghiệp trong bài nghiên cứu đƣợc dùng đo lƣờng mức độ hộ thâm nhập vào các hoạt động nông nghiệp và phi nông nghiệp để đánh giá tác động đến việc đa dạng hoá thu nhập của các hộ gia đình nơng thơn. Kết quả hồi quy bảng 4.10 cho thấy cả hai yếu tố là tỷ lệ hoạt động nông nghiệp và tỷ lệ hoạt động phi nơng nghiệp đều có tác động tích cực đến mức độ đa dạng hố thu nhập của hộ gia đình ở mức ý nghĩa 1%. Nhƣ lý thuyết và kỳ vọng dấu ở chƣơng trƣớc, tỷ lệ thành viên trong hộ hoạt động phi nơng nghiệp có tác động tích cực đến đa dạng hoá thu nhập của hộ gia đình nơng thơn vùng ĐBSCL, thông qua việc tham gia vào các hoạt động làm cơng ăn lƣơng trong khu vực chính thức và tự tạo việc làm phi nông nghiệp (FAO, 1998; Lanjouw & Lanjouw, 2001). Ngƣợc lại, biến tỷ lệ thành viên trong hộ hoạt động nông nghiệp không nhƣ kỳ vọng, việc hộ gia đình có tỷ lệ thành viên hoạt động trong nông nghiệp càng nhiều càng đa dạng hoá thu nhập. Trong nghiên cứu của Trần Tiến Khai và Nguyễn Ngọc Danh (2014) đã đo lƣờng mức độ hộ thâm nhập vào các hoạt động nông nghiệp và phi nông nghiệp bằng biến số lƣợng thành viên trong hộ hoạt
động nông nghiệp, số lƣợng thành viên trong hộ hoạt động phi nông nghiệp, tuy nhiên kết quả nghiên cứu tƣơng tự cả hai biến số trên đều tác động tích cực đến chỉ số đa dạng hố thu nhập của hộ. Điều này cũng có thể đƣợc giải thích rằng các hộ gia đình nơng thơn càng tham gia nhiều trong lĩnh vực nông nghiệp với mức thu nhập thấp do đó có nhiều nổ lực tìm kiếm thêm các hoạt động khác nhằm bổ sung thêm nguồn thu nhập nhƣ cố gắng tận dụng tốt nhất các lao động nông nghiệp cho các hoạt động phi nông nghiệp bổ sung.
Khác với các nghiên cứu khác, trình độ học vấn của hộ đƣợc đo lƣờng thông qua số năm học trung bình của tất cả lao động trong hộ khơng có ảnh hƣởng đến đa dạng hóa thu nhập của hộ. Đây có thể là một kết quả bất ngờ khi thực hiện nghiên cứu các hộ gia đình tại vùng ĐBSCL. Theo lý thuyết cũng nhƣ các nghiên cứu trƣớc, trình độ học vấn của hộ hay trình độ học vấn của chủ hộ luôn là nhân tố quan trọng tác động đến việc đa dạng hố thu nhập của hộ gia đình nhƣ nghiên cứu của Ersado(2003) với tác động âm; Idowu và cộng sự (2011), Alobo Sarah(2012) và Trần Tiến Khai và Nguyễn Ngọc Danh (2014) với tác động dƣơng. Sự khác biệt này có thể giải thích dựa vào kết quả thống kê mơ tả biến trình độ học vấn của các hộ gia đình nơng thơn vùng ĐBSCL năm 2010, chủ yếu trình độ học vấn hộ nằm trong khoảng từ 0 đến 9 năm chiếm 91,2% tƣơng đƣơng với trình độ dƣới THCS, từ 10 đến 12 năm chiếm 6,8% tƣơng đƣơng trình độ THPT và trên 12 năm chiếm 2% tƣơng đƣơng trình độ từ cao đẳng, đại học trở lên. Nhƣ vậy, hầu hết các hộ gia đình nơng thơn vùng ĐBSCL có trình độ học vấn rất thấp tƣơng đồng nhau dƣới THCS qua đó cho thấy nhân tố trình độ học vấn ở vùng ĐBSCL không đƣợc chú trọng phát triển, hoặc chính sách giáo dục nghề nghiệp tại vùng cịn hạn chế nên kết quả nghiên cứu khơng có ý nghĩa thống kê.
Qua đó cho thấy vốn con ngƣời là nhân tố quan trọng tác động đến mức độ đa dạng hố thu nhập tại các hộ gia đình nơng thơn vùng ĐBSCL thơng qua các yếu tố giới tính chủ hộ, tuổi chủ hộ, qui mơ hộ, tỷ lệ hoạt động nông nghiệp và phi nông nghiệp.
Xét về vốn vật chất, các nhân tố về sự sở hữu các loại tài sản riêng là xe, điện thoại và số lƣợng nhà ở trong năm 2010 đều khơng có ý nghĩa thống kê. Trong nghiên cứu của Trần Tiến Khai và Nguyễn Ngọc Danh (2014) khi đo lƣờng tài sản riêng bằng biến giả thì việc sở hữu xe và điện thoại có tác động tiêu cực đến đa dạng hóa thu nhập. Điều này có thể đƣợc giải thích tƣơng tự nhƣ yếu tố trình độ học vấn trung bình của tất cả lao động trong hộ là hấu hết các hộ gia đình nơng thơn ĐBSCL trong năm 2010 hầu hết có sở hữu xe và điện thoại nhƣ trong phần thống kê mơ tả tác giả đã nêu, do đó khơng gây sự khác biệt lớn giữa các hộ để tác động đến đa dạng hoá thu nhập nhƣ lý thuyết và các nghiên cứu trƣớc đã đƣa ra. Riêng biến nhà ở trong nghiên cứu của Trần Tiến Khai và Nguyễn Ngọc Danh (2014) đo lƣờng bằng diện tích nhà ở mà hộ sở hữu có tác động tiêu cực đến đa dạng hố thu nhập, tuy nhiên trong bài nghiên cứu nhà ở đƣợc đo bằng số lƣợng nhà mà hộ sở hữu khơng có ý nghĩa kê, dựa vào kết quả thống kê cho thấy 99% hộ gia đình nơng thơn vùng ĐBSCL sở hữu một ngơi nhà do đó có thể khơng gây sự khác biệt lớn giữa các hộ để tác động đến đa dạng hoá thu nhập nhƣ lý thuyết và các nghiên cứu trƣớc đã đƣa ra. Qua đó, cho thấy vốn vật chất có thể khơng là nhân tố quan trọng tác động đến đa dạng hoá thu nhập của các hộ gia đình nơng thơn vùng ĐBSCL. Tuy nhiên, điều này cần đƣợc điều tra xem xét cụ thể thêm để có kết luận phù hợp.
Xét về nhân tố vốn tài chính, kỳ vọng về sự tác động của tín dụng đã khơng xảy ra trong năm 2010. So với các nghiên cứu trƣớc của Ersado (2003), Trần Tiến Khai và Nguyễn Ngọc Danh (2014), nhân tố tín dụng cũng đƣợc đo lƣờng bằng hai khả năng là có hoặc là khơng có tín dụng đã cho kết quả tác động tích cực đến đa dạng hố thu nhập, tín dụng có thể đƣợc sử dụng cho cả hai mục đích đầu tƣ vào các hoạt động tạo thu nhập truyền thống và trong hoạt động mới. Tuy nhiên, khi thực hiện nghiên cứu với nhân tố này cho ĐBSCL thì tác động đối với đa dạng hóa khơng có ý nghĩa thống kê. Qua kết quả thống kê mô tả trong năm 2010 cho thấy chỉ có khoảng 10,1% hộ gia đình nơng thơn ĐBSCL có tiếp cận tín dụng, còn lại 89,9% là khơng. Điều này có thể ám chỉ hoạt động tín dụng khơng hiệu quả tại khu vực ĐBSCL, hộ gia đình có thể sử dụng vốn vay khơng đúng mục đích để đầu tƣ
sản xuất kinh doanh hoặc bị hạn chế bởi đối tƣợng và mức cấp vốn vay gây khó khăn trong các hoạt động đa dạng hoá thu nhập. Kết quả cũng tƣơng đồng với nghiên cứu ở Nigeria của Idowu và cộng sự (2011).
Xét về vốn xã hội, dân tộc của chủ hộ khơng ảnh hƣởng đến đa dạng hố thu nhập, trong khi việc tham gia vào các tổ chức đồn thể chính trị - xã hội thì có ảnh hƣởng. Khơng nhƣ kỳ vọng, biến dân tộc khơng có ý nghĩa thống kê ám chỉ việc hộ gia đình thuộc dân tộc Kinh hay Hoa hay nhóm các dân tộc thiểu số khác khơng có sự khác biệt khi tác động đến đa dạng hố sinh kế. Điều này có thể do trong bộ dữ liệu nghiên cứu các hộ gia đình nơng thơn ĐBSCL năm 2010 chủ yếu thuộc hai nhóm dân tộc lớn là Kinh và Hoa chiếm 92,7%, trong khi nhóm các dân tộc thiểu số cịn lại chỉ chiếm 7,3%, có thể do đó khơng gây nên sự khác biệt lớn giữa các nhóm dân tộc tác động đến đa dạng hố thu nhập.
Tuy nhiên, việc có thành viên tham gia hay làm việc trong các đoàn thể, cơ quan tổ chức chính trị có tác động tích cực đến việc đa dạng hóa thu nhập của hộ. Điều này cũng phù hợp với các nghiên cứu trƣớc đó nhƣ trong nghiên cứu của Trần Tiến Khai và Nguyễn Ngọc Danh (2014) khi cho rằng các hộ gia đình có mối quan hệ với cán bộ cơng chức có lợi thế mang lại cho họ nhiều cơ hội tham gia vào các hoạt động tạo thu nhập giúp họ đa dạng hóa tốt hơn. Nhƣ vậy, với mối quan hệ tốt hơn hay vốn xã hội tốt hơn có thể giúp cho các hộ gia đình nơng thơn ĐBSCL có thêm thơng tin và sự trợ giúp vào các hoạt động tạo thu nhập.
Xét về nhân tố vốn tự nhiên, với chỉ số đại diện là diện tích đất SXKD có ảnh hƣởng tiêu cực đến đa dạng hóa thu nhập của hộ. Điều này ủng hộ kết quả từ nghiên cứu của Reardon (1998) và Sarah (2012), nhƣng ngƣợc lại với các kết luận của Barrett, Reardon và Webb (2001). Điều này có thể đƣợc giải thích rằng việc nắm giữ đất đai lớn hơn tại các hộ gia đình nơng thơn ĐBSCL làm giảm sự đóng góp từ thu nhập trong lĩnh vực phi nơng nghiệp, các hộ gia đình có thể đa dạng hố nhiều hơn trong khu vực nông nghiệp hoặc cho thuê đất. Qua đó cho thấy, tổng diện tích đất có tác động tiêu cực đến việc đa dạng hoá thu nhập ở các hộ gia đình nơng thơn ĐBSCL.
Các nhân tố đặc điểm khu vực bao gồm các biến về cơ sở hạ tầng là nhà máy, đƣờng giao thông, trung tâm khuyến nông, nhà trẻ/ trƣờng mẫu giáo; biến về khoảng cách đến chợ, thị trấn và UBND tỉnh và biến rủi ro là số thảm hoạ trong năm. Kết quả cho thấy hầu hết các biến thuộc nhân tố đặc điểm khu vực đều khơng có ý nghĩa thống kê hay nói cách khác là khơng ảnh hƣởng đến đa dạng hoá thu nhập của các hộ gia đình ĐBSCL.
Kết quả hồi quy năm 2010 cho thấy số lƣợng thảm hoạ do các cú sốc nghiêm trọng khơng có ý nghĩa thống kê nhƣ kỳ vọng. Có thể là do đo lƣờng trong tập dữ liệu VHLSS tính tốn theo số lần xuất hiện thảm họa trong năm, biến này có lẽ khơng thực sự đƣợc phản ánh đầy đủ số lƣợng thảm họa xảy đến các hộ gia đình để đa dạng hóa nguồn thu nhập của họ.
Các biến phản ánh cơ sở hạ tầng thuộc khu vực hộ sinh sống trong bài nghiên cứu là đƣờng giao thông, nhà máy, trung tâm khuyến nông và nhà trẻ/ trƣờng mẫu giáo đều khơng có ý nghĩa thống kê trong năm 2010. Không nhƣ kỳ vọng là sự hiện diện của nhà máy trong khu vực hộ sinh sống sẽ giúp các hộ gia