Biến
Mơ hình hồi quy lựa chọn Hệ số β Sai số chuẩn Wald Hằng số -1,412 0,405 12,155 c DAN_TOC 0,922 0,236 15,26 c PHU_THUOC -0,184 0,087 4,48 b NAMHOC_BQ 0,238 0,046 26,57 c LAO_DONG -0,155 -0,079 3,86 b PHI_NN 0,772 0,321 5,78 b
DNN_BQ 0,083 0,041 4,06 b
TIN_DUNG -0,626 0,250 6,30 b
VUNG_6 0,660 0,341 3,76 a
Ghi chú: (a) có ý nghĩa ở mức 10%; (b) có ý nghĩa ở mức 5%; (c) có ý nghĩa ở mức 1%
Nguồn: Tổng hợp tính tốn từ bộ số liệu VHLSS 2008 Kiểm định sự phù hợp của mơ hình
Bài nghiên cứu thực hiện kiểm định Chi bình phương - χ2
để kiểm tra mơ hình hồi quy lựa chọn trên có ý nghĩa hay khơng.
Giả thuyết: H0: β1 = β2 = β3 = β4 = β7 = β8 = β9 = β15= 0
H1: Có ít nhất β1 hoặc β2 hoặc β3 hoặc β4 hoặc β7 hoặc β8 hoặc β9 hoặc β15 khác khơng
Theo kết quả tính tốn giá trị Chi bình phương ở bậc tự do bằng 8 là χ2tính tốn = 97,98 > χ2tới hạn = 20,09, ta kết luận rằng ở mức ý nghĩa 1% giả thuyết H0 bị bác bỏ, nghĩa là mơ hình hồi quy lựa chọn có ý nghĩa.
Kiểm định mức độ dự đoán đúng của mơ hình
Mức độ dự báo đúng của mơ hình được thể hiện qua bảng bên dưới.
Bảng 4.9. Kết quả thực tế và dự báo của mơ hình hồi quy
THỰC TẾ DỰ BÁO Y = 1 Y = 0 Phần trăm đúng Y = 1 123 100 55,16% Y = 0 64 286 81,71% Tổng 71,38% Nguồn: Tổng hợp tính tốn từ bộ số liệu VHLSS 2008
Trong số 223 hộ gia đình thốt nghèo mơ hình dự đốn đúng 123 trường hợp và có tỷ lệ dự đốn đúng là 55,16%. Cịn đối với 350 hộ gia đình chưa thốt nghèo thì mơ hình dự đốn đúng 286 trường hợp nên tỷ lệ dự đốn đúng là 81,71%. Từ đó, tính ra được tỷ lệ dự đốn đúng của mơ hình hồi quy lựa chọn là 71,38%.
Từ kết quả hồi quy và những kiểm định trên, mơ hình hồi quy binary logistic được xác định như sau:
LnO0 = -1,412 + 0,921DAN_TOC - 0,184PHU_THUOC + 0,238NAMHOC_BQ - 0,155LAO_DONG + 0,772PHI_NN + 0,083DNN_BQ - 0,626TIN_DUNG + 0,66VUNG_6 + ε
Phân tích kết quả hồi quy
Kết quả từ mơ hình hồi quy lựa chọn cho thấy các hệ số ước lượng đều có dấu đúng như kỳ vọng, ngoại trừ hệ số của hai biến LAO_DONG và TIN_DUNG có dấu trái với kỳ vọng ban đầu.
Biến DAN_TOC có tương quan dương với xác suất thốt nghèo của hộ gia đình ở mức ý nghĩa 1% có nghĩa là nếu chủ hộ là dân tộc Kinh/ Hoa sẽ có xác suất thốt nghèo cao hơn so với những hộ gia đình có chủ hộ là dân tộc thiểu số khác. Kết quả này tương tự với các kết quả khác cũng nghiên cứu về nghèo đói ở Việt Nam của Cuong (2012) và Glewwe và cộng sự (2002). Điều này có thể giải thích là do dân tộc Kinh chiếm đa số trong số 54 dân tộc đang sinh sống ở Việt Nam, ngoại trừ người Hoa, Khơ-me và Chăm, 50 dân tộc còn lại chủ yếu sinh sống ở vùng nông thôn và vùng núi cao. Tỷ lệ nghèo của đồng bào dân tộc thiểu số cao hơn 4,5 lần so với người Kinh và Hoa (Baulch và cộng sự, 2008). Đồng thời, dân tộc Kinh hưởng được nhiều lợi ích nhất từ cơng cuộc Đổi mới nên đời sống của họ được cải thiện nhanh hơn so với những dân tộc thiểu số khác. Đây là một vấn đề quan trọng trong việc đưa ra chính sách nhằm giúp cho các hộ gia đình là dân tộc thiểu số thoát nghèo, nhất là những hộ gia đình sinh sống ở các vùng nơng thơn, vùng núi và cao nguyên hẻo lánh.
Đúng như kỳ vọng ban đầu, biến PHU_THUOC có tác động âm lên xác suất thốt nghèo của hộ gia đình ở nơng thơn. Ở mức ý nghĩa 5%, khi số người phụ thuộc tăng lên thì xác suất thốt nghèo của hộ gia đình giảm xuống. Kết quả này hỗ trợ cho những phát hiện của Arif và Farooq (2012), Kimsun (2011), và McCulloch và Baulch (1999). Những người sống phụ thuộc chủ yếu là trẻ em từ 15 tuổi trở xuống và người già từ 59 tuổi trở lên. Họ khơng có khả năng tạo thu nhập cho gia đình nhưng lại lấy mất một phần thu nhập trong gia đình cho chi phí học tập của trẻ em
và chi phí khám chữa bệnh của người già. Vì vậy, số người phụ thuộc là một nhân tố quan trọng có tác động đến sự thốt nghèo của hộ gia đình ở nơng thơn.
Bài nghiên cứu này khẳng định thêm vai trị của giáo dục đối với tình trạng nghèo của hộ gia đình khi biến NAMHOC_BQ có ảnh hưởng tích cực đến thốt nghèo của hộ gia đình ở mức ý nghĩa 1%. Số năm đi học bình quân của hộ gia đình càng cao, khả năng thoát nghèo càng lớn. Giáo dục giúp cho con người có nhiều kiến thức hơn, hiểu biết hơn và lao động hiệu quả hơn, từ đó tạo ra thu nhập nhiều hơn, giàu có hơn. Những người có trình độ thấp sẽ bị mất đi nhiều cơ hội tìm được việc làm tốt nên khó có khả năng thốt nghèo hơn so với những người có trình độ cao hơn. Mối quan hệ đồng biến này được tìm thấy trong hầu hết các nghiên cứu về nghèo đói ở nhiều quốc gia trên thế giới như nghiên cứu của Muyanga và cộng sự (2006), Chaudhry và cộng sự (2009), Aref (2011).
Với kỳ vọng số lao động trong hộ gia đình càng cao thì khả năng thốt nghèo của hộ tăng lên. Tuy nhiên, kết quả hồi quy cho thấy ở mức ý nghĩa 5% biến LAO_DONG lại tương quan âm với xác suất thốt nghèo của hộ gia đình. Kết quả này trái ngược với những phát hiện của Aref (2011). Cần phải xem xét lại có thể một số lao động trong hộ gia đình là những thành viên trong độ tuổi lao động. Vì thực tế có nhiều hộ gia đình nghèo, con cái của họ phải tham gia lao động để phụ giúp cha mẹ, thậm chí là nghỉ học để đi làm kiếm thu nhập. Ngồi ra, có những hộ gia đình nghèo có nhiều lao động nhưng họ có trình độ thấp chỉ tham gia sản xuất nơng nghiệp chung với gia đình. Kết quả thống kê của tác giả từ mẫu nghiên cứu cho thấy có đến 27,14% hộ gia đình chưa thoát nghèo trong mẫu nghiên cứu là những hộ có nhiều lao động (trên ba lao động trong một hộ) mà hầu hết các thành viên đều có trình độ thấp (từ tiểu học trở xuống) và đa số lao động trong hộ chỉ tham gia sản xuất nông nghiệp. Nếu xét thêm đặc điểm hộ gia đình có người sống phụ thuộc tham gia lao động thì trong số 62 hộ (tức là hộ gia đình có nhiều lao động nhưng có trình độ thấp chủ yếu tham gia sản xuất nông nghiệp và người phụ thuộc cũng tham gia lao động) có đến 53 hộ chưa thoát nghèo.
Ngồi ra, kết quả hồi quy cịn cho thấy mối quan hệ cùng chiều giữa biến hộ kinh doanh sản xuất phi nông nghiệp (PHI_NN) với xác suất thốt nghèo của hộ gia đình ở mức ý nghĩa 5%. Kết quả này cùng với rất nhiều nghiên cứu khác ở các quốc gia đang phát triển củng cố quan điểm việc làm phi nông nghiệp mang lại lợi tức cao hơn và những hộ sản xuất phi nơng nghiệp ít có khả năng nghèo hơn so với những hộ gia đình sản xuất nơng nghiệp như nghiên cứu của Yang (2004), Weber và cộng sự (2007). Như Yang (2004) đã tranh luận ở khu vực nông thôn với ngành nghề chính là sản xuất nơng nghiệp thì các hoạt động kinh doanh sản xuất gắn với nông nghiệp là một lĩnh vực mang lại suất sinh lợi tốt hơn cho hộ gia đình.
Biến DNN_BQ tác động dương lên khả năng thốt nghèo của hộ gia đình có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Theo Nguyễn Minh Hà và cộng sự (2013) đất sản xuất là tư liệu quan trọng đối với ngành sản xuất nơng nghiệp nói chung và ngành trồng trọt nói riêng. Chính vì vậy đất nơng nghiệp có vai trị quan trọng trong việc giúp cho hộ gia đình thốt nghèo, nhất là hộ gia đình ở nơng thơn.
Cũng như biến LAO_DONG, hệ số ước lượng của biến TIN_DUNG có dấu trái ngược với kỳ vọng ban đầu khi tác động tiêu cực đến xác suất thốt nghèo của hộ gia đình. Ở mức ý nghĩa 5% nếu hộ gia đình được hưởng tín dụng ưu đãi năm 2006 sẽ có khả năng thốt nghèo ít hơn hộ gia đình khơng được hưởng tín dụng ưu đãi năm 2006. Theo Nguyễn Minh Hà và cộng sự (2013) có nhiều nguồn tín dụng giúp cho người nghèo thốt nghèo thơng qua các chương trình, dự án quốc gia về xóa đói giảm nghèo, nhưng vẫn cịn rất nhiều người nghèo khơng thể tiếp cận các nguồn tín dụng này do khơng có tài sản thế chấp. Trong khi đó, những khoản vay hộ gia đình được hưởng từ chương trình tín dụng ưu đãi của Ngân hàng chính sách xã hội và các đồn thể tương đối nhỏ, khơng thể giúp họ thốt nghèo. Ngồi ra, tín dụng và khuyến nông chưa kết hợp chặt chẽ với nhau nên nhiều hộ gia đình nghèo được vay tín dụng ưu đãi nhưng lại dành phần lớn nguồn vốn vay để lo chi phí trong gia đình như chi phí học hành của con cái hoặc chữa bệnh, phần nhỏ dùng để đầu tư cho sản xuất. Sự chồng chéo về chính sách tín dụng dẫn đến khả năng trả nợ của người nghèo bị hạn chế; nhiều trường hợp thực chất chỉ là đảo nợ - vay vốn mới để trả nợ
cũ, hoặc vay ngoài chịu lãi suất cao để trả nợ ngân hàng sau đó vay tiếp món mới lớn hơn từ ngân hàng để trả nợ ngồi. Từ đó làm cho các hộ gia đình nghèo lâm vào cảnh nợ nần hơn là thoát nghèo.
Biến VUNG_6 tương quan dương với thoát nghèo của hộ gia đình. Biến này có nghĩa là hộ gia đình sinh sống ở vùng nông thôn đồng bằng sơng Cửu Long có nhiều khả năng thoát nghèo hơn so với hộ gia đình sinh sống ở vùng nông thôn trung du và miền núi phía Bắc. Đồng bằng sơng Cửu Long là nơi có thế mạnh về sản xuất nông nghiệp và thủy sản và ngày càng được chú trọng phát triển không chỉ trong ngành sản xuất nông nghiệp mà cả những ngành công nghiệp hỗ trợ cho ngành nông nghiệp như sản xuất máy nông nghiệp, ngành công nghiệp chế biến thủy hải sản, nông sản phục vụ xuất khẩu. Sinh kế gắn liền với hộ gia đình ở nơng thôn là sản xuất nông nghiệp, đồng bằng sơng Cửu Long lại là một nơi có truyền thống sản xuất nông nghiệp lâu đời và được ưu đãi về các điều kiện tự nhiên hơn nên sản xuất nông nghiệp ở đây cũng thuận lợi hơn.
4.2.3. Tác động biên của các nhân tố
Do kết quả hồi quy từ mơ hình logit chỉ cho biết chiều hướng tác động của các nhân tố đến xác suất thốt nghèo của hộ gia đình. Để biết được mức độ tác động của từng nhân tố đến xác suất thốt nghèo cần phải tính tác động biên của các nhân tố này. Giá trị tác động biên cho biết xác suất thốt nghèo của hộ gia đình thay đổi như thế nào khi biến giải thích thay đổi rất nhỏ.
Bảng 4.10. Sự thay đổi xác suất do tác động biên
Biến P0=10% P0=20% P0=30% P0=40% P0=50% P0=60% P0=70% P0=80% P0=90% DAN_TOC 21,84% 38,60% 51,87% 62,63% 71,54% 79.04% 85,44% 90,96% 95,77% PHU_THUOC 8,46% 17,22% 26,28% 35,68% 45,41% 55,51% 66,00% 76,89% 88,22% NAMHOC_BQ 12,36% 24,08% 35,22% 45,82% 55,92% 65,55% 74,75% 83,54% 91,95% LAO_DONG 8,69% 17,63% 26,85% 36,34% 46,13% 56,23% 66,65% 77,40% 88,52% PHI_NN 19,38% 35,11% 48,12% 59,06% 68,40% 76,45% 83,47% 89,64% 95,12% DNN_BQ 10,77% 21,36% 31,77% 42,01% 52,07% 61,97% 71,71% 81,30% 90,72% TIN_DUNG 5,61% 11,79% 18,64% 26,28% 34,84% 44,51% 55,51% 68,14% 82,80% VUNG_6 17,69% 32,60% 45,33% 56,33% 65,93% 74,37% 81,87% 88,56% 94,57%
Nguồn: Tổng hợp tính tốn từ bộ số liệu VHLSS 2008
Bảng 4.12 cho biết tác động biên của mỗi nhân tố đến xác suất thốt nghèo của hộ gia đình ở nơng thơn ứng với xác suất thoát nghèo cho trước. Giả sử chọn xác suất ban đầu là 10%, đối với biến DAN_TOC, xác suất thốt nghèo của hộ gia đình sẽ là 21,84% khi biến này thay đổi giá trị từ 0 đến 1 hay xác suất thốt nghèo tăng 11,84% khi hộ gia đình có chủ hộ là người Kinh/ Hoa so với hộ có chủ hộ là dân tộc thiểu số khác, trong điều kiện giữ các biến khác cố định.
Tương tự, trong điều kiện giữ các nhân tố khác không đổi, khi số người phụ thuộc tăng thêm một người thì xác suất thốt nghèo của hộ là 8,46% giảm đi 1,54% so với xác suất ban đầu là 10%.
Đối với nhân tố số năm đi học bình quân, xác suất thốt nghèo của hộ gia đình tăng lên 2,36% khi số năm đi học trung bình của hộ tăng thêm một năm với xác suất thoát nghèo ban đầu là 10% và giữ các yếu tố khác không đổi.
Xác suất thốt nghèo chỉ cịn 8,69% tức là giảm đi 1,31% so với xác suất ban đầu 10% nếu hộ gia đình có thêm một người tham gia lao động, trong điều kiện giữ các yếu tố khác khơng đổi.
Cịn đối với nhân tố hộ kinh doanh sản xuất phi nơng nghiệp thì xác suất thốt nghèo của hộ gia đình có chủ hộ tự kinh doanh sản xuất cao hơn hộ gia đình có chủ hộ sản xuất nông lâm ngư nghiệp hay làm việc nhận lương 9,38% với cùng mức xác suất thoát nghèo ban đầu là 10% và giữ các yếu tố khác khơng đổi.
Với xác suất thốt nghèo ban đầu là 10%, nếu giữ các nhân tố khác không đổi khi diện tích đất sản xuất nơng nghiệp bình qn đầu người tăng thêm một hecta thì xác suất thốt nghèo của hộ gia đình tăng 0,77%.
Nhân tố hộ gia đình được hưởng tín dụng ưu đãi năm 2006 (biến TIN_DUNG) có tác động âm đến xác suất thốt nghèo của hộ gia đình. Nếu xác suất thốt nghèo ban đầu là 10% thì xác suất thốt nghèo của hộ được hưởng tín dụng ưu đãi thấp hơn hộ khơng được hưởng tín dụng ưu đãi khi xác suất chỉ còn 5,61%, trong điều kiện giữ các yếu tố khác không đổi.
Cuối cùng, nếu xét đến yếu tố vùng miền thì những hộ gia đình sinh sống ở vùng đồng bằng sơng Cửu Long có xác suất thốt nghèo cao hơn 7,69% so với hộ gia đình sinh sống ở vùng núi và trung du phía Bắc, với điều kiện xác suất ban đầu là 10% và giữ các yếu tố khác cố định.
Như trên đã nói, tác động biên của các biến giải thích phụ thuộc vào xác suất ban đầu nên ứng với mỗi giá trị xác suất thoát nghèo cho trước ta thấy được xác suất thốt nghèo của hộ gia đình ở nông thôn thay đổi như thế nào khi các biến giải thích thay đổi một đơn vị. Hình 4.3 bên dưới cho thấy độ lớn tác động biên của các nhân tố thay đổi như thế nào.
-20.00% -15.00% -10.00% -5.00% 0.00% 5.00% 10.00% 15.00% 20.00% 25.00% 0% 10% 20% 30% 40% 50% 60% 70% 80% 90%
Xác suất thoát nghèo ban đầu
Đ ộ lớ n c ủa t á c độn g bi ê n
DAN_TOC PHU_THUOC NAMHOC_BQ LAO_DONG
PHI_NN DNN_BQ TIN_DUNG VUNG_6
Hình 4.3. Độ lớn của tác động biên
Nguồn: Tổng hợp tính tốn từ bộ số liệu VHLSS 2008
Nhìn vào hình 4.3 ta có thể nhận thấy có hai nhóm nhân tố tác động đến thoát nghèo của hộ gia đình ở nơng thơn Việt Nam là nhóm nhân tố có tác động tích cực (nằm phía trên trục hồnh) và nhóm nhân tố có tác động tiêu cực (nằm phía dưới trục hồnh).
Trong số các nhân tố có tác động dương đến xác suất thốt nghèo của hộ gia đình, nhân tố dân tộc của chủ hộ có tác động mạnh nhất, tiếp đến là nhân tố hộ kinh doanh sản xuất phi nông nghiệp, nhân tố hộ sinh sống ở vùng đồng bằng sông Cửu Long và nhân tố số năm đi học trung bình. Nhân tố có mức tác động nhỏ nhất là diện tích đất sản xuất nơng nghiệp bình qn đầu người.
Đối với nhóm nhân tố có quan hệ nghịch biến, yếu tố hộ gia đình được hưởng tín dụng ưu đãi năm 2006 có tác động mạnh nhất đến thoát nghèo của hộ gia đình. Nhân tố số người phụ thuộc cũng có ảnh hưởng mạnh đến xác suất thoát nghèo và số người lao động có tác động nhỏ nhất trong nhóm. Mặc dù hai nhân tố số lao động