(Đơn vị tính:%)
(Nguồn: tính tốn của tác giả dựa vào số liệu điều tra)
3.6 Giới tính chủ hộ
Giới tính chủ hộ giữa hai nhóm hầu như khơng có sự khác biệt. Đúng như dự đốn, số gia đình có chủ hộ là nam giới nhiều hơn nữ giới trong cả hai nhóm. Trung bình ở cả hai nhóm xử lý và kiểm soát, nam giới là chủ hộ chiếm đa số (82,5%). Chỉ 17,5% các hộ gia đình có nữ giới làm chủ hộ.
Các nghiên cứu đi trước đều cho thấy có mối quan hệ tuyến tính giữa giới tính chủ hộ và mức thu nhập bình qn người trong hộ gia đình. Tuy nhiên chiều của mối tương quan tuyến tính này khơng rõ ràng. Xét riêng nghiên cứu này, thu nhập bình quân đầu người của những gia đình có chủ hộ là nam giới cao hơn so với những hộ có chủ hộ là nữ giới. Sự khác biệt này thể hiện ở cả hai nhóm xử lý và kiểm soát.
Cụ thể, năm 2002, đối với những hộ gia đình có chủ hộ là nam giới, thu nhập bình quân đầu người là 3,987 triệu đồng (thuộc nhóm xử lý) và 2,571 triệu đồng (thuộc nhóm kiểm sốt) thì đối với nhóm có giới tính chủ hộ là nữ giới thu nhập bình qn đầu người giảm cịn 3,033 triệu đồng ( thuộc nhóm xử lý) và 1,942 triệu đồng (thuộc nhóm kiểm sốt).
Hình 3.6 Giới tính chủ hộ & Thu nhập bình qn đầu người
(Đơn vị tính:triệu đồng)
(Nguồn: tính tốn của tác giả dựa vào số liệu điều tra)
Năm 2005, sự cách biệt về thu nhập giữa hai nhóm giới tính chủ hộ vẫn cịn tồn tại tuy khơng cịn lớn như năm 2002. Đối với những hộ gia đình do nam giới làm chủ, thu nhập bình quân đầu người là 6,189 triệu đồng (nhóm xử lý) và 4,203 triệu đồng (nhóm kiểm sốt) cịn đối với những hộ do nữ làm chủ hộ, chỉ tiêu này chỉ là 6,011 triệu đồng (nhóm xử lý) và 3,916 triệu đồng (nhóm kiểm sốt). Xét chung đối với toàn mẫu nghiên cứu, nếu như năm 2002 thu nhập bình quân của những hộ có chủ hộ là nam giới là 2,905 triệu đồng thì đối với những hộ có chủ hộ là nữ, mức thu nhập này giảm còn 2,191 triệu đồng. Tương tự, năm 2005, thu nhâp bình quân của những hộ có chủ hộ là nam giới là 4,664 triệu đồng và thu nhập bình qn của những hộ có chủ hộ là nữ chỉ còn là 4,410 triệu đồng.
Tuy nhiên, chỉ có sự khác biệt đối với thu nhập bình quân đầu người năm 2002 giữa hai nhóm giới tính chủ hộ là có ý nghĩa về mặt thống kê (sig. = 0.034 với t = 1,872) (chi tiết xem thêm phụ lục 3.3).
3.7 Diện tích đất canh tác
Các số liệu liên quan đến con số thống kê mô tả về diện tích đất dùng để sản xuất giữa hai nhóm hộ xử lý và kiểm sốt có sự khác biệt. Theo đó, diện tích đất cho
sản xuất trung bình của hai nhóm hộ đều tăng hơn vào năm 2005 và giá trị trung bình diện tích đất sản xuất của hộ gia đình thuộc nhóm kiểm sốt cao so với nhóm xử lý. Nếu như vào năm 2002, diện tích đất sản xuất của hộ thuộc nhóm kiểm sốt là 11,17 nghìn m2/hộ thì con số này ở nhóm xử lý là 9,1 nghìn m2/ hộ. Sự khác biệt này không lớn và khơng có ý nghĩa về mặt thống kê.
Hình 3.7 Diện tích đất sản xuất trung bình
(Đơn vị tính: 1000m2)
(Nguồn: tính tốn của tác giả dựa vào số liệu điều tra)
Tuy nhiên đến năm 2005, trong khi trung bình một hộ thuộc nhóm kiểm sốt sở hữu 18,77 nghìn m2 đất/hộ thì con số này ở nhóm xử lý chỉ là 10,6 nghìn m2/hộ. Thực hiện kiểm định thống kê Independent Sample Test kết quả cho thấy cho giá trị sig = 0,01 vào năm 2005. Với kết quả này ta có thể kết luận được rằng, sự khác biệt đối với diện tích đất của nhóm xử lý và nhóm kiểm sốt là đủ lớn và có ý nghĩa về mặt thống kê (độ tin cậy 95% -Chi tiết xin xem thêm phụ lục 3.4).
Phát hiện này đã khiến tác giả đặt câu hỏi phải chăng các hộ gia đình thuộc nhóm xử lý được hưởng lợi từ việc điện khí hóa nên có điều kiện hỗ trợ cho các hoạt động tạo thu nhập tốt hơn (cả trực tiếp và gián tiếp). Kết quả là các hộ sẽ có điều kiện tích vụ vốn, từ đó tích tụ đất đai sản xuất? Và tác động này chắc chắn sẽ có ảnh hưởng đến mức thu nhập bình quân đầu người giữa hai nhóm hộ gia đình.
3.8 Kiểu nhà
Đối với đa số người dân Việt Nam, nhà không chỉ là nơi sinh sống mà nó cịn như một biểu tượng của sự thịnh vượng và là cơ sở để đánh giá mức độ giàu có của hộ gia đình. Do đó, trong các nghiên cứu liên quan đến thu nhập, các nhà nghiên cứu cũng quan tâm đến việc đưa yếu tố này vào trong mơ hình.
Trong mẫu nghiên cứu, dựa vào kết quả điều tra, thông tin về loại nhà trong gia đình được thể hiện như sau:
Ở cả hai nhóm kiểm sốt và xử lý, tỷ lệ nhà kiên cố và bán kiên cố đều tăng theo thời gian. Cụ thể, ở nhóm kiểm sốt: nếu như năm 2002, tỷ lệ nhà kiên cố chỉ 6% thì vào năm 2005, tỷ lệ này là 16% - một mức tăng đáng kể. Tỷ lệ nhà bán kiên cố cũng tăng (từ 51% năm 2002 lên 57% năm 2005) và tương ứng với đó là sự giảm trong tỷ lệ nhà tạm (43% năm 2002 xuống 27% năm 2005). Ở nhóm xử lý, nếu như tỷ lệ nhà kiên cố năm 2002 chỉ có 9% thì vào năm 2005, tỷ lệ này tăng thêm 8%. Với loại hình nhà bán kiên cố, năm 2002 chiếm 63% thì vào năm 2005, tỷ lệ này là 69% (tăng 6%). Và tương tự thì tỷ lệ nhà tạm đã giảm sút từ 28% năm 2002 xuống còn 14% năm 2005 (giảm 2 lần).
Hình 3.8.1 Kiểu nhà
(Đơn vị tính:%)
(Nguồn: tính tốn của tác giả dựa vào số liệu điều tra)
So sánh sự khác biệt trong tỷ lệ nhà ở thuộc hai nhóm xử lý và kiểm soát qua thời gian 02 năm ta thấy một sự khác biệt khá rõ rệt. Trong nhóm kiểm sốt, tỷ lệ hộ
gia đình sở hữu nhà kiên cố và bán kiên cố đều thấp hơn một cách có ý nghĩa thống kê so với nhóm xử lý ở cả hai năm 2002 và 2005. (chi tiết xem thêm phụ lục 3.5)
Bên cạnh việc xem xét yếu tố kiểu nhà như phân tích ở phần trên thì diện tích đất xây dựng cũng có ý nghĩa quan trọng. Do đó nghiên cứu này cũng quan tâm tìm hiểu để trả lời câu hỏi: liệu có sự khác biệt giữa diện tích đất xây dựng của hai nhóm đối tượng nghiên cứu hay khơng?
Kết quả cho thấy diện tích đất xây dựng của cả hai nhóm phân tích đều tăng theo thời gian. Trung bình, tổng diện tích đất xây dựng của cả hai nhóm vào năm 2002 là 65,83 m2 thì vào năm 2005, diện tích này tăng lên 69,88m2. Nhưng xét riêng từng nhóm hộ gia đình thì có sự khác biệt. Diện tích đất xây dựng của nhóm kiểm sốt thấp hơn nhóm xử lý (56,37m2 so với 68,74 m2 năm 2002 và 58,09 m2 so với 73,49m2 năm 2005). Sự khác biệt này có ý nghĩa về mặt thống kê (sig = 0,004; F= 8,579 cho năm 2002 và sig = 0,006; F= 7,624 cho năm 2005). (chi tiết xem thêm phụ
lục 3.6)
Hình 3.8.2 Diện tích đất xây dựng
(Đơn vị tính:m2)
(Nguồn: tính tốn của tác giả dựa vào số liệu điều tra)
Như vậy xét trên cả hai tiêu chí kiểu nhà và tổng diện tích đất xây dựng thì nhóm kiểm sốt có chất lượng và số lượng kém hơn so với nhóm xử lý. Tương tự như yếu tố diện tích đất sản xuất, phát hiện này cũng gợi nên câu hỏi: Liệu có mối
liên hệ giữa việc sử dụng điện với kiểu nhà và diện tích đất xây dựng của các hộ gia đình hay khơng?
3.9 Có thuộc dự án hay khơng
Trong mẫu nghiên cứu có những hộ thuộc xã có dự án điện khí hố nơng thơn và có những hộ khơng thuộc xã có dự án điện khí hố nơng thơn. Như vậy, không phải tất cả các hộ gia đình có điện đều thuộc các xã hưởng lợi từ dự án diện khí hố nơng thơn. Bên cạnh đó cũng có những hộ gia đình có điện nhưng khơng thuộc xã có dự án trong khi có hộ gia đình khơng có điện nhưng vẫn thuộc xã có dự án.
Vì tác động của điện là tác động đa chiều, trong đó các hộ gia đình thuộc xã có dự án điện khí hố nơng thơn sẽ được hưởng những ngoại tác tích cực cho dù bản thân hộ gia đình đó có sử dụng điện hay khơng. Ví dụ, một hộ gia đình khơng sử dụng điện nhưng nằm trong địa bàn có dự án thì có nhiều khả năng sẽ nhận được lợi ích do ngoại tác tích cực từ dự án. Chẳng hạn như có điện sẽ tạo thêm các cơng ăn việc làm mới hay được hưởng một môi trường sống lành mạnh hơn, ít bị ơ nhiễm hơn, các điều kiện về chăm sóc sức khoẻ tốt hơn v.v. Những ảnh hưởng ấy nếu xét một cách tách biệt thì sẽ rất khó đo lường. Tuy nhiên xét ở bình diện tổng thể, nó sẽ có tác động gián tiếp đến tổng thu nhập bình quân đầu người. Trên cơ sở này, tôi xem xét sự khác biệt trong thu nhập bình quân đầu người dựa trên việc hộ gia đình ấy có thuộc dự án điện khí hố nơng thơn hay khơng? Kết quả như sau:
Kết quả thể hiện ở biểu đồ dưới đây cho thấy thu nhập bình quân đầu người của các hộ thuộc dự án cao hơn nhiều so với thu nhập của các hộ không thuộc dự án và xu hướng này không đổi theo thời gian. Nếu như năm 2002, thu nhập bình quân đầu người của hộ thuộc xã có dự án điện khí hố là 3,267 triệu đồng thì con số này ở các hộ khơng thuộc dự án chỉ là 1,579 triệu đồng. Xu hướng này cũng đúng cho năm 2005 khi mà thu nhập bình quân đầu người của hộ gia đình thuộc xã có dự án điện khí hố là 5,025 triệu đồng và ở các hộ không thuộc dự án là 3,455 triệu đồng. Sự khác biệt này có ý nghĩa về mặt thống kê với giá trị thống kê sig = 0,000, giá trị F = 8,085 (cho năm 2002) và sig = 0,006; giá trị F = 5,238 (cho năm 2005) (chi tiết xin
Hình 3.9 Thu nhập bình qn đầu người*Nhóm xã
(Đơn vị tính: triệu đồng)
(Nguồn: tính tốn của tác giả dựa vào số liệu điều tra)
Những số liệu trên cho thấyviệc có điện đã tạo ra những tiến bộ (gián tiếp) và từ đó góp phần tạo ra thu nhập cao hơn. Tuy nhiên như đã phân tích ở phần mơ tả phương pháp ước lượng, việc ước lượng suất sinh lợi của việc có điện bị ảnh hưởng của nhiều yếu tố. Do đó ta khơng thể coi suất sinh lợi của việc có sử dụng điện hay khơng là phép tính trừ đơn giản vì đơi khi bản thân thu nhập của nhóm xử lý đã cao hơn thu nhập của nhóm kiểm sốt (do các đặc điểm cơ sở khác nhau) hoặc do tác động tăng thu nhập theo thời gian (có thể thu nhập của nhóm xử lý tăng khơng là kết quả của việc có sử dụng điện hay không mà là do những tác động về mặt thời gian) v.v. Khẳng định điều này để thấy rằng, nhìn về mặt trực quan, thu nhập của nhóm hộ sử dụng điện hoặc nằm trong xã có dự án điện cao hơn mức thu nhập của nhóm khơng sử dụng điện hay thuộc xã khơng có dự án điện. Tuy nhiên để ước lượng được suất sinh lợi từ việc sử dụng điện ta cần xây dựng mơ hình hồi quy đa biến, kết hợp với việc sử dụng phương pháp DID thì mới tách được các tác động một cách rõ rệt.
3.10 Nghề nghiệp hộ gia đình
Hầu hết các hộ gia đình thuộc mẫu nghiên cứu đều làm nông nghiệp. Tuy nhiên trong số đó, vẫn có hộ làm thêm các ngành nghề khác. Các nghiên cứu đi trước đều chỉ ra rằng, các hộ thuần nơng bao giờ cũng có mức thu nhập kém hơn so với
các hộ vừa làm nông nghiệp, vừa tham gia thêm một trong số các loại hình sản xuất phi nơng nghiệp như làm nghề thủ công , làm dịch vụ hay buôn bán nhỏ v.v.
Kết quả của phân tích thống kê mơ tả cho thấy: Thu nhập của các hộ có tham gia sản xuất phi nông nghiệp cao hơn so với các hộ thuần nơng ở cả hai nhóm đối tượng nghiên cứu. Trong tổng số 676 hộ gia đình thuộc mẫu nghiên cứu, chỉ có 89 hộ tham gia thêm một trong số các lĩnh vực phi nông nghiệp và 587 hộ là thuần nông. Thu nhập bình qn đầu người của những hộ có tham gia sản xuất phi nông nghiệp năm 2002 là 5,694 triệu đồng và năm 2005 là 7,544 triệu đồng. Trong khi đó, các hộ thuần nơng có mức thu nhập thấp hơn nhiều (năm 2002 là 2,336 triệu đồng và năm 2005 là 4,178 triệu đồng). Sự khác biệt này có ý nghĩa về mặt thống kê với hệ số sig.= 0,000 và F= 36.413 (cho năm 2002) và sig. = 0.000 và F = 22.720 (cho năm 2005) (chi tiết xin xem thêm phụ lục 3.8).
Hình 3.10 Thu nhập bình quân đầu người phân theo lĩnh vực nghề nghiệp (Đơn vị tính: triệu đồng)
(Nguồn: tính tốn của tác giả dựa vào số liệu điều tra)
Xét theo tiêu chí hộ gia đình thuộc nhóm hộ xử lý hay hộ thuộc nhóm kiểm sốt ta thấy: Trong năm 2002, ở nhóm xử lý, hộ gia đình có tham gia hoạt động khác ngồi nơng nghiệp có mức thu nhập bình qn đầu người là 5,797 triệu đồng trong khiở những hộ thuần nông con số này chỉ là 3,573 triệu đồng. Ở nhóm kiểm sốt, xu hướng cũng tương tự, tuy nhiên mức bình quân chung thấp hơn so với nhóm xử lý
(1,945 triệu đồng với hộ không tham gia hoạt động phi nông nghiêp và 5,670 triệu đồng với hộ có tham gia một trong số các hoạt động phi nông nghiệp). Tương tự đối với năm 2005 (xem minh hoạ ở biểu đồ trên).
Tóm lại
Tổng hợp các phân tích mơ tả bộ số liệu đối với các biến số thuộc đặc điểm riêng của bản thân các hộ gia đình thuộc hai nhóm nghiên cứu ta thấy:
Một số các đặc điểm cơ sở của hai nhóm kiểm sốt và xử lý trước khi có sự thay đổi về mặt chính sách (tức là được cung cấp điện) khơng có sự khác biệt. Cụ thể:
i) Khơng có sự khác biệt lớn trong tiêu chí loại hình gia đình. Nếu như tỷ lệ gia đình hạt nhân là 25,79% ở nhóm kiểm sốt trong khi tỷ lệ này ở nhóm xử lý là 23,98%. Tương tự, tỷ lệ gia đình mở rộng ở hai kiểm sốt và nhóm xử lý tương ứng là 74,21% và 76,02%. Tỷ lệ này cũng hầu như khơng đổi vào năm 2005.
ii) Khơng có sự khác biệt về số người phụ thuộc của hai nhóm. Trung bình chung, số người phụ thuộc ở cả hai nhóm xử lý và kiểm soát là 5,47 người/hộ.
iii) Chênh lệch trong độ tuổi của chủ hộ và vợ/ chồng chủ hộ giữa hai nhóm phân tích khơng đáng kể (tính trung bình, tuổi của chủ hộ ở nhóm xử lý là 40,22 tuổi và ở nhóm kiểm sốt, tuổi trung bình của chủ hộ là 41,29 tuổi). Tương tự, khơng có sự khác biệt về mặt ý nghĩa thống kê đối với tuổi của vợ/chồng chủ hộ trong hai nhóm xử lý và kiểm sốt (36,73 tuổi đối với nhóm xử lý và 36,8 tuổi đối với nhóm kiểm sốt).
iv) Khơng có sự khác biệt trong tỷ lệ giới tính chủ hộ giữa hai nhóm phân tích. Ở cả hai nhóm, nam giới là chủ hộ đều chiếm đa số. Chỉ khoảng hơn 17% số hộ gia đình chủ hộ là nữ giới.
v) Vào năm 2002, khi cả hai nhóm xử lý và kiểm sốt chưa chịu tác động của chương trình điện khí hố nơng thơn thì diện tích đất sản xuất của hộ thuộc nhóm kiểm sốt là 11,17 nghìn m2/hộ cịn diện tích đất sản xuất thuộc nhóm xử lý là 9,1 nghìn m2/hộ. Sự khác biệt này không lớn và khơng có ý nghĩa về mặt thống kê.
Các đặc điểm khác có sự khác biệt. Cụ thể:
i) Có sự khác biệt về mặt thu nhập bình quân giữa hai nhóm hộ xử lý và kiểm sốt vào năm 2002 và 2005. Chính sự khác biệt về thu nhập vào năm 2002 cho thấy một thực tế là bản thân thu nhập của nhóm xử lý đã cao hơn thu nhập của nhóm kiểm sốt khi chưa có tác động của chính sách cơng (có điện).
ii) Mặc dù năm 2002 khơng có sự khác biệt lớn về mặt quy mơ hộ gia đình nhưng vào năm 2005, quy mơ hộ gia đình giữa hai nhóm có sự khác biệt và sự khác biệt này có ý nghĩa về mặt thống kê. Tất nhiên chưa thể đi đến kết luận được kết quả này có phải là do tác động của việc có điện hay khơng nhưng bước đầu cho thấy có khả năng điện là một trong những