Số người phụ thuộc Tần số Tỷ lệ % Tích lũy
0 60 10,47 10,47 1 132 23,04 33,51 2 195 34,03 67,54 3 94 16,40 83,94 4 51 8,90 92,84 Trên 5 41 7,15 100,00 Tổng 573 100,00 Nguồn: Tổng hợp tính tốn từ bộ số liệu VHLSS 2008
Số năm đi học trung bình của hộ gia đình trong mẫu nghiên cứu là 4,39 năm, số năm đi học trung bình lớn nhất là 11,25 năm và số năm đi học trung bình nhỏ nhất là 0 năm.
220 123 94 46 43 21 16 5 4 1 0 2 4 LAO_DONG 6 8
Theo kết quả thống kê số lao động của hộ gia đình lớn nhất là 9 thành viên, hộ gia đình có số lao động nhỏ nhất là 0 thành viên, giá trị trung bình là 2,87 thành viên. Hình 4.1 cho thấy hộ gia đình có 2 lao động chiếm số lượng lớn nhất với 220 hộ, tiếp theo là hộ gia đình có 3 lao động với 123 hộ.
Hình 4.1. Số lao động trong hộ gia đình
Nguồn: Tổng hợp tính tốn từ bộ số liệu VHLSS
2008
Thống kê mô tả cho thấy tuổi chủ hộ lớn nhất là 93 tuổi, nhỏ nhất là 16 tuổi và giá trị tuổi trung bình của chủ hộ trong mẫu nghiên cứu là 48,13 tuổi. Biểu đồ thống kê ở Hình 4.2 cũng cho thấy chủ hộ nằm trong độ tuổi từ 30 - 50 chiếm số lượng cao nhất. F re qu en cy 10 0 20 0 15 0 50 0
67 67 58 56 47 37 34 28 27 25 24 16 15 14 13 13 10 9 6 3 2 1 1 20 40 60 TUOI_CH 80 100 Hình 4.2. Tuổi của chủ hộ Nguồn: Tổng hợp tính tốn từ bộ số liệu VHLSS 2008
Thống kê về diện tích đất nơng nghiệp bình qn trên đầu người cho thấy diện tích đất nơng nghiệp bình qn cao nhất là 21,1 ha, thấp nhất là 0 m2 và giá trị diện tích trung bình là 1,8 ha.
4.2.Kết quả ước lượng và kiểm định mơ hình
4.2.1.Hệ số tương quan giữa các biến
Khi xem xét về khả năng thốt nghèo, tác giả kỳ vọng có sự khác nhau trong xác suất thốt nghèo của hộ gia đình ở các vùng miền. Các biến giả vùng miền được đưa vào mơ hình kinh tế lượng. Tuy nhiên, để tránh rơi vào bẫy biến giả, với sáu vùng miền trong cả nước chỉ có năm biến giả được trình bày ở bảng 4.8 bên dưới và biến vùng núi và trung du phía Bắc là biến tham chiếu.
Các nhân tố và kỳ vọng ảnh hưởng đến sự thốt nghèo của hộ gia đình ở nơng thơn Việt Nam bao gồm:
F re qu en cy 20 40 60 80 0
Bảng 4.6. Kỳ vọng ảnh hưởng của các nhân tố đến sự thoát nghèo
th ủ y l ợi, giá trị 0 n ếu xã không
Tên biến Ký hiệu Thang đo Dấu kỳvọng
Hộ gia đình thốt Danh nghĩa: nhận giá trị 1 nếu
nghèo Y hộ thoát nghèo, giá trị 0 nếu hộ
chưa thoát nghèo
Danh nghĩa: nhận giá trị 1 nếu
Dân tộc DAN_TOC hộ là dân tộc Kinh/Hoa, giá trị +
0 nếu hộ là dân tộc khác
Số người phụ Tỷ số: tổng số người phụ thuộc
thuộc PHU_THUOC trong hộ gia đình -
Số năm đi học Tỷ số: tổng số năm đi học của
trung bình của hộ NAMHOC_BQ các thành viên chia cho tổng sốthành viên trong hộ + Tỷ số: tổng số thành viên trong
Số lao động của hộ LAO_DONG gia đình có làm việc tạo ra thu +
nhập
Giới tính của chủ Danh nghĩa: nhận giá trị 1 nếu
hộ GIOITINH_CH chủ hộ là nữ, giá trị 0 nếu chủhộ là nam -
Tuổi của chủ hộ TUOI_CH Tỷ số: số tuổi của chủ hộ giađình +
Danh nghĩa: nhận giá trị 1 nếu
Kinh doanh sản chủ hộ sản xuất kinh
xuất phi nông PHI_NN doanh/dịch vụ, giá trị 0 nếu +
nghiệp chủ hộ sản xuất nông lâm ngư
nghiệp hoặc làm việc nhận lương
Diện tích đất canh Tỷ số: diện tích đất nơng
tác bình qn đầu DNN_BQ nghiệp chia cho tổng số thành +
người viên trong hộ
Danh nghĩa: nhận giá trị 1 nếu
Hưởng tín dụng ưu hộ được hưởng tín dụng ưu đãi,
đãi năm 2006 TIN_DUNG giá trị 0 nếu hộ không được +
hưởng tín dụng ưu đãi
Xã có cơng trình Danh nghĩa: nhận giá trị 1 nếu
Hộ ở đồng bằng
sông Hồng VUNG_2
Hộ ở Bắc Trung
có cơng trình thủy lợi
Danh nghĩa: nhận giá trị 1 nếu hộ ở đồng bằng sông Hồng, giá
trị 0 nếu hộ ở vùng núi và +
trung du phía Bắc
Danh nghĩa: nhận giá trị 1 nếu hộ ở Bắc Trung Bộ & duyên Bộ & duyên
hải miền Trung VUNG_3 hải miền Trung, giá trị 0 nếuhộ ở vùng núi và trung du phía + Bắc
Danh nghĩa: nhận giá trị 1 nếu
Hộ ở Tây Nguyên VUNG_4
Hộ ở Đông Nam
Bộ VUNG_5
Hộ ở đồng bằng
sông Cửu Long VUNG_6
hộ ở Tây Nguyên, giá trị 0 nếu
+ hộ ở vùng núi và trung du phía
Bắc
Danh nghĩa: nhận giá trị 1 nếu hộ ở Đông Nam Bộ, giá trị 0
+ nếu hộ ở vùng núi và trung du
phía Bắc
Danh nghĩa: nhận giá trị 1 nếu hộ ở đồng bằng sông Cửu
+ Long, giá trị 0 nếu hộ ở vùng
núi và trung du phía Bắc
Nguồn: Đề xuất của tác giả
Một trong những khuyết tật hay mắc phải của mơ hình hồi quy đa biến là hiện tượng đa cộng tuyến. Để tránh hiện tượng này, xem xét sự tương quan giữa các biến độc lập trước khi đưa vào mơ hình hồi quy là cần thiết.
Những cặp biến có hệ số tương quan lớn hơn 0,6 và có ý nghĩa thống kê được kỳ vọng là tương quan cao với nhau. Hệ số tương quan của từng cặp biến đều rất thấp. Do đó, mơ hình đề xuất ít có khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến, đảm bảo sự chính xác của mơ hình (xem Phụ lục 2).
Mơ hình hồi quy đề xuất gồm mười lăm biến độc lập có dạng như sau:
LnO0 = β0 + β1DAN_TOC + β2PHU_THUOC + β3NAMHOC_BQ +
β4LAO_DONG + β5GIOITINH_CH + β6TUOI_CH + β7PHI_NN +β8DNN_BQ + β9TIN_DUNG + β10TUOI_TIEU + β11VUNG_2 + β12VUNG_3 + β13VUNG_4 + β14VUNG_5 + β15VUNG_6 + ε
4.2.2.Kết quả hồi quy và kiểm định mơ hình
Bài nghiên cứu thực hiện hồi quy với mơ hình đầy đủ gồm mười lăm biến độc lập. Kiểm định thống kê Wald được sử dụng để kiểm tra các nhân tố tác động có ý nghĩa lên giá trị logit hay khơng hay nói cách khác hệ số ước lượng của các nhân tố có ý nghĩa hay khơng.
Với các giả thuyết: H0: βj = 0 (với j = 1, 2, 3, 4, 5, 6, 7, 8, 9, 10, 11, 12, 13, 14, 15) H1: βj ≠ 0
Ta có giá trị của χ2 với bậc tự do bằng một và ở mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%
lần lượt là 6,635; 3,841 và 2,706.
Nếu χ2tính tốn = j > χ2 2
tới hạn thì kết luận hệ số ước lượng có ý nghĩa thống kê.
SE j
Bảng 4.7. Kết quả ước lượng mơ hình hồi quy lần thứ nhất
c c c c a b b b Biến Hệ số β Sai số chuẩn Wald Hằng số -1,696 0,583 8,463 DAN_TOC 0,855 0,305 7,88 PHU_THUOC -0,194 0,089 4,68 NAMHOC_BQ 0,244 0,048 25,66 LAO_DONG -0,159 0,083 3,72 GIOITINH_CH -0,091 0,263 0,12 TUOI_CH 0,003 0,007 0,20 PHI_NN 0,808 0,329 6,05 DNN_BQ 0,086 0,042 4,32 TIN_DUNG -0,595 0,253 5,52 TUOI_TIEU 0,115 0,214 0,29 VUNG_2 0,205 0,391 0,27 VUNG_3 0,010 0,323 0,00 VUNG_4 0,450 0,369 1,49 VUNG_5 0,666 0,688 0,94 tới hạn
VUNG_6 0,774 0,413 3,51 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
Kết quả kiểm định Wald ở mơ hình hồi quy lần thứ nhất cho thấy có tám biến có ý nghĩa thống kê. Mục tiêu của bài nghiên cứu là nhận diện các nhân tố có tác động đến sự thốt nghèo của hộ gia đình ở nơng thơn để từ đó đưa ra những gợi ý về mặt chính sách nhằm mục đích giảm nghèo. Vì vậy, những yếu tố khơng có ý nghĩa về mặt kinh tế cần loại bỏ để tìm được mơ hình kinh tế lượng với tất cả các yếu tố đều có ý nghĩa thống kê.
Tiến hành loại bỏ các biến khơng có ý nghĩa thống kê ra khỏi mơ hình và thực hiện hồi quy lần hai. Trong lần hồi quy thứ hai này, tất cả các hệ số hồi quy đều có ý nghĩa thống kê ở mức 10% hoặc thấp hơn. Vì vậy, mơ hình cuối cùng này là mơ hình xác định nhân tố tác động đến sự thốt nghèo của hộ gia đình ở nơng thơn Việt Nam và gọi là mơ hình hồi quy lựa chọn.
Các nhân tố xác định được bao gồm dân tộc của chủ hộ (DAN_TOC), số người sống phụ thuộc (PHU_THUOC), số năm đi học trung bình của hộ gia đình (NAMHOC_BQ), số lao động của hộ (LAO_DONG), kinh doanh sản xuất phi nơng nghiệp (PHI_NN), diện tích đất nơng nghiệp bình qn đầu người (DNN_BQ), hộ được hưởng tín dụng ưu đãi cho người nghèo năm 2006 (TIN_DUNG) và sinh sống ở vùng nông thôn đồng bằng sông Cửu Long (VUNG_6).
Bảng 4.8: Kết quả ước lượng mơ hình hồi quy lần thứ hai
Mơ hình hồi quy lựa chọn Biế n Hệ số β Sai sốchuẩn 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 Wald
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 không
Theo kết quả tính tốn giá trị Chi bình phương ở bậc tự do bằng 8 là χ2 = 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 đốn 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
DỰ BÁO THỰC TẾ 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 đoán 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 nông thôn, 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 thốt 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