(đơn vị: nghìn đồng/trẻ/năm)
Kinh và Hoa 2164,5
Dân tộc khác 682,0
Cả nước 1902,6
Chênh lệch (Dân tộc khác - Kinh và Hoa) -1482,5
Mức ý nghĩa 5% Có
Nguồn: Kết quả phân tích bộ dữ liệu VHLSS 2010 (n = 2955)
Theo giới tính của chủ hộ, kết quả phân tích sự chênh lệch mức chi tiêu trung bình cho giáo dục trung học của hai nhóm chủ hộ là nam và chủ hộ là nữ cho thấy ở nhóm chủ hộ là nữ có mức chi tiêu này là nhiều hơn tương đối so với nhóm chủ hộ là nam (có ý nghĩa thống kê ở mức 5%). Mức chi tiêu một năm cho giáo dục trung học ở hai nhóm chủ hộ này lần lượt là 2,3 triệu và 1,8 triệu. Chênh lệch về chi tiêu giáo dục trung học của hai nhóm chủ hộ này khác biệt có ý nghĩa thống kê ở mức 5% [Bảng 3.5].
Bảng 3.5: Chi tiêu cho giáo dục trung học của hộ gia đình theo giới tính của chủ hộ (đơn vị: nghìn đồng/trẻ/năm) hộ (đơn vị: nghìn đồng/trẻ/năm) Nữ 2294,2 Nam 1808,8 Cả nước 1902,6 Chênh lệch (Nữ - Nam) 485,5 Mức ý nghĩa 5% Có
Nguồn: Kết quả phân tích bộ dữ liệu VHLSS 2010 (n = 2955)
Số trẻ đang theo học ở các bậc học còn lại có mối quan hệ với chi tiêu giáo dục trung học. Tuy nhiên, mối quan hệ này chưa rõ ràng và thiếu ý nghĩa thống kê. Kết quả phân tích phương sai giữa các nhóm trẻ đang theo học ở các cấp còn lại này chưa cho thấy việc gia tăng số trẻ đi học ở các cấp khác sẽ làm giảm mức chi tiêu cho nhóm trẻ học trung học [phụ lục 3.13].
Tuổi của chủ hộ có mối quan hệ thuận chiều với mức chi tiêu cho giáo dục trung học của hộ gia đình. Các hộ có chủ hộ thuộc nhóm tuổi càng cao thì mức chi cho giáo dục trung học càng nhiều. Tuy nhiên, điều này chỉ đúng ở các nhóm tuổi dưới 52,
ở nhóm tuổi cao nhất (từ 52 tuổi trở lên) lại cho thấy điều ngược lại. Do vậy, mối tương quan giữa tuổi của chủ hộ với mức chi tiêu giáo dục trung học của trẻ sẽ có dạng parabol úp xuống (lồi) [hình 3.4]. Tất cả các sự chênh lệch về chi tiêu cho giáo dục trung học giữa các nhóm tuổi chủ hộ này đều có ý nghĩa thống kê 5% [phụ lục 3.14].
Nguồn: Kết quả phân tích bộ dữ liệu VHLSS 201 (n = 2955)
Ngồi ra, trình độ học vấn của chủ hộ cũng có mối quan hệ tuyến tính với mức chi tiêu cho giáo dục trung học của trẻ [hình 3.5].
Nguồn: Kết quả phân tích bộ dữ liệu VHLSS 2010 (n = 2955)
0.0 500.0 1000.0 1500.0 2000.0 2500.0 Nhóm 1 Nhóm 2 Nhóm 3 Nhóm 4 Nhóm 5 Cả nước 1374.2 1836.3 2079.1 2408.6 2006.0 1902.6 ng hìn đ ồn g/n ăm /trẻ
Nhóm 1: nhóm tuổi nhỏ nhất; nhóm 5: nhóm tuổi cao nhất
Hình 3.4: Chi tiêu giáo dục trung học của hộ gia đình theo nhóm tuổi của chủ hộ nhóm tuổi của chủ hộ 0.0 500.0 1000.0 1500.0 2000.0 2500.0 3000.0 3500.0 4000.0 Nhóm 1 Nhóm 2 Nhóm 3 Nhóm 4 Nhóm 5 Cả nước 1178.6 1481.8 1847.7 2444.2 3618.7 1902.6 ng hìn đ ồn g/n ăm /trẻ Nhóm 1: học vấn thấp nhất; nhóm 5: học vấn cao nhất
Hình 3.5: Chi tiêu giáo dục trung học của hộ gia đình theo các nhóm học vấn của chủ hộ
Học vấn của chủ hộ càng cao thì chi tiêu cho giáo dục trung học của hộ càng nhiều. Ở nhóm có học vấn cao nhất (tối thiểu 13 năm đi học) cao hơn gấp 3 lần so với nhóm có học vấn thấp nhất (tối đa là 6 năm đi học). Tất cả các sự chênh lệch về chi tiêu cho giáo dục trung học giữa các nhóm học vấn này đều có ý nghĩa thống kê 5% [phụ lục 3.15].
3.3.3 Đặc điểm kinh tế của hộ gia đình
Chi tiêu giáo dục trung học của hộ gia đình có mối quan hệ chặt chẽ với mức chi tiêu bình quân đầu người của hộ. Theo đó, những hộ thuộc nhóm chi tiêu cao nhất (nhóm 4, nhóm 5) có mức chi tiêu giáo dục trung học cao hơn rất nhiều so với các nhóm có mức chi tiêu thấp nhất (nhóm 1, nhóm 2) [Hình 3.6]. Ngồi ra, kết quả phân tích ANOVA Oneway [phụ lục 3.16] cho thấy mức chi tiêu của hộ tăng sẽ làm tăng tương ứng mức chi tiêu cho giáo dục trung học của hộ gia đình cho trẻ.
Nguồn: Kết quả phân tích bộ dữ liệu VHLSS 2010 (n = 2955)
Tóm tắt chương 3:
Bộ dữ liệu khảo sát sử dụng trong đề tài bao gồm 2955 quan sát. Các quan sát được phân bố trên cả 6 vùng địa lý, từ khu vực thành thị đến nông thôn. Kết quả thống kê bước đầu trên bộ dữ liệu này cho thấy chi tiêu giáo dục trung học có sự khác nhau theo địa điểm hộ sinh sống. Cụ thể: ở khu vực thành thị có mức chi bình quân lớn hơn
0.0 500.0 1000.0 1500.0 2000.0 2500.0 3000.0 3500.0 4000.0 4500.0 Nhóm 1 Nhóm 2 Nhóm 3 Nhóm 4 Nhóm 5 Cả nước 668.9 1143.7 1552.6 2077.1 4070.7 1902.6 ng hìn đ ồn g/n ăm /trẻ
Nhóm 1: ít chi tiêu nhất; nhóm 5: chi tiêu nhiều nhất
Hình 3.6: Chi tiêu giáo dục trung học của hộ gia đình theo các nhóm chi tiêu của hộ nhóm chi tiêu của hộ
nơng thơn, ở các thành phố lớn thì mức chi bình quân lớn hơn các tỉnh/thành cịn lại; mức chi bình qn lớn nhất, và thấp nhất tương ứng ở vùng Đông Nam Bộ và Trung du & miền núi phía Bắc so với các vùng cịn lại. Ngồi ra, chi tiêu giáo dục trung học còn phụ thuộc vào các đặc điểm nhân khẩu của hộ. Các yếu tố như chi tiêu hoặc dân tộc của hộ, giới tính, trình độ học vấn, tuổi của chủ hộ đều có mối quan hệ chặt chẽ với mức chi tiêu giáo dục trung học.
CHƯƠNG 4: MƠ HÌNH THỰC NGHIỆM
Trong nội dung chương này, nghiên cứu sẽ trình bày mơ hình hồi quy. Sau khi xem xét hiện tượng đa cộng tuyến và khử bỏ hiện tượng phương sai thay đổi sẽ đưa ra kết quả hồi quy sau cùng của nghiên cứu.
4.1 Mơ hình hồi quy
Triển khai mơ hình nghiên cứu (2.6) đã nêu ở chương 2, mơ hình hồi quy tổng thể của nghiên cứu được diễn đạt cụ thể như sau:
lnEExpch =
(4.1) Tuy nhiên thông qua phần thống kê mô tả, nhận thấy biến tuổi chủ hộ có dạng parabol úp ngược (lồi), dạng dữ liệu thích hợp để thêm dạng lũy thừa 2 với mục đích khảo sát thêm xu hướng tăng chi tiêu giáo dục trung học theo tuổi của chủ hộ. Việc thêm biến này cũng phù hợp với cách đưa biến tuổi chủ hộ vào mơ hình của những nghiên cứu có liên quan. Từ phân tích trên, ta có mơ hình kinh tế như sau:
lnEExpch =
(4.2)
4.2 Kiểm định mơ hình
Kết quả ma trận tương quan giữa các biến độc lập chính trong mơ hình khơng cho thấy có sự tương quan mạnh giữa các biến [phụ lục 4.1]. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến thì chúng ta thường xem xét các hệ số phóng đại phương sai VIF. Theo Hoàng Ngọc Nhậm và cộng sự (2008) nếu VIF của một biến lớn hơn 10 thì biến này được coi là có cộng tuyến cao. Kết quả phân tích cho thấy các hệ số VIF của các biến chính trong mơ hình đều nhỏ hơn 10 [Phụ lục 4.3]. Do vậy, có thể kết luận là khơng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mơ hình. Ngồi ra, một vấn đề khác cần được kiểm tra là phương sai của sai số.
Trong đề tài hiện tượng phương sai thay đổi [phụ lục 4.4] được khắc phục bởi tùy chọn Robust sau câu lệnh hồi quy.
Kiểm định F về sự phù hợp của mơ hình với giả thuyết là tất cả giá trị của các hệ số ước lượng trong mơ hình đều bằng zero. Kết quả cho thấy giá trị F(17, 2937 ) = 131,38 có ý nghĩa ở mức 1%. Điều này cho phép bác bỏ giả thuyết , và ít nhất có một hệ số ước lượng trong mơ hình khơng bằng zero.