4.3 Kết quả ước lượng
4.3.2 Tác động của tôn giáo đến khả năng phục hồi sau các cú sốc của hộ
Các kết quả ước lượng được thể hiện ở Phụ lục 4.1 đến Phụ lục 4.7. Phụ lục 4.1 thể hiện tác động của tôn giáo đến mức tiết kiệm và hồi quy theo phương pháp Ordinary least squares. Phụ lục 4.2 thể hiện kết quả tác động của các yếu tố đến khả năng phục hồi sau các cú sốc rủi ro của hộ, lần lượt theo phương pháp Ordered Logit, và Multinomial Logit. Phụ lục 4.3 là tác động biên của tác biến độc lập đến biến phụ thuộc khả năng phục hồi theo phương pháp Multinomial Logit. Phụ lục 4.4 trình bày kết quả hồi quy theo phương pháp Xác xuất tuyến tính với biến phụ thuộc là khả năng phục hồi đã được điều chỉnh thàng thang đo 0/1 để kiểm tra tính ổn định của mơ hình. Với mỗi mơ hình hồi quy, quy mơ mẫu lần lượt là tổng mẫu, nhóm thu nhập 1, nhóm thu nhập 2 và nhóm thu nhập 3.
Ở Phụ lục 4.1, tại hồi quy 2, do biến giả Goá bụa với giá trị 1 chỉ chiếm 0,42% nhóm thu nhập 1 nên gần như là hằng số và bị loại ra khỏi mơ hình. Biến tơn giáo khơng có ý nghĩa ở 3 hồi quy đầu nhưng lại có ý nghĩa ở mức 10% với hồi quy 4, nhóm các hộ có thu nhập bình quân đầu người lớn hơn 13.560.630VND/năm. Kết quả này phù hợp với mô tả thống kê từ mẫu. Theo kết quả hồi quy, chênh lệch mức tiết kiệm giữa nhóm hộ có tham gia các hoạt động tơn giáo và các hộ khơng tham gia trong nhóm thu nhập 3 là 82.3%.
Vai trị của tơn giáo đến tiết kiệm tuy khơng thực sự có ý nghĩa cao nhưng cũng chứng minh được tác động tích cực của mình ở các hộ có thu nhập cao. Lý giải cho điều này có thể luận từ các nguyên nhân sau. Thứ nhất, về ý nghĩa không cao của biến tôn giáo ở đa số các quy mơ mẫu, có thể đó là hạn chế của dữ liệu tơn giáo trong bộ VARHS. Với câu hỏi “Ơng/bà có tham gia một nhóm tơn giáo nào không” kèm các câu hỏi chi tiết về mức độ thường xuyên, thời gian bắt đầu tham gia, chức vụ kiêm nhiệm đã hạn chế một số lượng lớn thơng tin về những người có mến mộ và tin u một tơn giáo
nào đó, nhưng khơng có mức độ cam kết tham gia bền chặt. Kết quả thống kê mẫu chỉ có từ 1.89%-2.01% các hộ có tham gia một nhóm tín ngưỡng/tơn giáo, rất thấp so với khoảng 40% mẫu từ các nghiên cứu trước (Iannaccone 1998, Dehejia 2007). Những cá nhân này hồn tồn có thể thực hành tiết kiệm vì đức tin trong tôn giáo (Guiso và cộng sự 2003) mà không cần phải chịu tác động từ các mạng lưới xã hội xung quanh khi tham gia hội nhóm tơn giáo thường xuyên mới có thể nâng cao mức tiết kiệm. Thứ hai, về vai trò tác động đến các hộ có thu nhập cao của tơn giáo, theo lý thuyết Maslow (1943) về tháp nhu cầu, khi các nhu cầu vật chất đã tương đối đầy đủ, các cá nhân có nhu cầu cao hơn về tinh thần, một trong số đó là nhu cầu tâm linh. Việc tham gia thường xuyên các tổ chức tôn giáo giúp củng cố đức tin một cách thường xuyên và vững chắc, giúp các cá nhân tin tưởng vào kết quả tốt đẹp nếu làm việc chăm chỉ; hay tiết kiệm sẽ giúp họ thực hành từ thiện, là một kênh đầu tư cho cuộc sống sau cái chết theo đức tin tôn giáo (McCleary, 2007).
Phụ lục 4.2 cho thấy kết quả của các biến tác động đến khả năng phục hồi của hộ. Tại hồi quy 2, 6 và 10, do biến giả Goá bụa với giá trị 1 chỉ chiếm 0,4% nhóm thu nhập 1 nên gần như là hằng số và bị loại ra khỏi mơ hình. Thực hiện loại bỏ biến tương tự tại hồi quy 2 và 6 ở Phụ lục 4.3. Nhìn chung, mức tiết kiệm có tác động tích cực đến khả năng phục hồi của các hộ ở đa số các mẫu, ngoại trừ nhóm thu nhập 1. Đối với các hộ thuộc nhóm thu nhập 3, tiết kiệm có ý nghĩa ở mức 10% đối với khả năng phục hồi của các hộ, theo phương pháp hồi quy Ordered Probit. Điều này cho thấy biến tôn giáo đã có tác động đến khả năng phục hồi thông qua biến trung gian là mức tiết kiệm, với các hộ có mức thu nhập bình quân đầu người trên 13.560.630VND/năm. Tuy nhiên, kết quả kiểm định tỉ lệ khả dĩ cho mơ hình Ordered Logit bị vi phạm, ngồi ra kết quả này cũng không phù hợp với thống kê mô tả, khi kết quả này cho thấy tiết kiệm gia tăng ở các hộ gia đình thuộc nhóm thu nhập 3 khơng có ý nghĩa tác động đến khả năng phục hồi sau các cú sốc của hộ. Phương pháp hồi quy Multinomial Logit được thực hiện để xem xét tác động chính xác hơn của các biến giải thích đến khả năng phục hồi (Phụ lục 4.2) và tác động biên của các yếu tố này (Phụ lục 4.3)
Kết quả hồi quy Multinomial Logit cho thấy có sự sai khác đáng kể giữa độ lớn và mức ý nghĩa của các tham số được hồi quy giữa hai nhóm so sánh với nhóm tham chiếu. Trong mơ hình Multinomial Logit, kết quả cho thấy nếu tăng 1% tổng mức tiết kiệm tại giá trị trung bình sẽ làm giảm 4.2% xác suất hầu như chưa phục hồi, khi xem xét với quy mô tổng mẫu. Kết quả lần lượt là giảm 5.7% và 2.3% với quy mô mẫu là các hộ thu nhập nhóm 2 và các hộ thu nhập nhóm 3. Tuy nhiên, mức tăng của tiết kiệm lại khơng có ý nghĩa tác động tới tới xác suất đã phục hồi một phần sau cú sốc của các hộ, ở tất cả các quy mô mẫu. Kết quả này cho thấy tác động bảo hiểm của tơn giáo chỉ có tác động gián tiếp thơng qua tác động làm gia tăng tiết kiệm ở nhóm có thu nhập cao của mẫu và mức tiết kiệm gia tăng này làm giảm cách biệt giữa khả năng hầu như chưa phục hồi sau cú sốc gần hơn với khả năng phục hồi hoàn toàn. Tuy nhiên, kết luận này không đúng với những quy mơ mẫu theo các nhóm thu nhập khác và khơng đúng khi so sánh giữa các nhóm hộ phục hồi một phần với các nhóm hộ đã phục hồi hồn tồn.
Kết quả kiểm tra lại mơ hình hồi quy bằng phương pháp xác xuất tuyến tính một lần nữa cho thấy tiết kiệm có ý nghĩa ở tất cả các quy mơ mẫu hồi quy. Kết hợp với mức ý nghĩa rất cao của tiết kiệm ở cả hai phương pháp Ordered Logit và Multinomial Logit với đa số quy mơ mẫu (trừ nhóm thu nhập 1), tác động tích cực của tiết kiệm đến khả năng phục hồi của hộ đã ủng hộ các lý thuyết và các kết quả của nhiều bài nghiên cứu trước đó (Guiso và cộng sự 2003, Anja 2010, Renneboog và Spaenjers 2012, León 2013).
Tiết kiệm tuy có mức ý nghĩa rất cao nhưng lại khơng có vai trị tác động đến các hộ ở nhóm thu nhập 1, cả trong mơ hình Ordered Logit và Multinomial Logit. Điều này có thể phản ánh thực tế rằng những hộ có thu nhập bình qn đầu người dưới ngưỡng nghèo rất khó khăn trong việc tiết kiệm và số tiền tiết kiệm được không thể hoặc chỉ giúp họ phục hồi một phần sau các cú sốc rủi ro xảy ra.
Do dữ liệu từ mẫu khơng đủ đa dạng, hệ phương trình chỉ hồi quy đồng thời phương trình phục hồi - tiết kiệm theo phương pháp ordered probit và phương trình tiết kiệm
– tôn giáo theo phương pháp ordinary least square (Phụ lục 4.8). Phương pháp multinomial probit không áp dụng được cho phương trình phục hồi - tiết kiệm khi hồi quy theo hệ phương trình đồng thời. Đây cũng là một hạn chế của đề tài. Tuy nhiên, do giả thuyết tỉ lệ khả dĩ bị vi phạm ở phương pháp ordered probit, kết quả từ hệ phương trình đồng thời là khơng chính xác nên khơng thể căn cứ vào hệ để giải thích các ý nghĩa tác động từ các biến.
Kết quả hồi quy trực tiếp biến tơn giáo trong mơ hình ordered logit (Phụ lục 4.9) có biến phụ thuộc là khả năng phục hồi đã cho thấy sự tác động này là khơng có ý nghĩa ở tất cả các quy mơ mẫu, trừ nhóm thu nhập dưới ngưỡng nghèo, tác động này là tiêu cực và có ý nghĩa ở mức 10%. Những hộ gia đình có tham gia tơn giáo càng tăng sẽ giảm mức phục hồi sau các cú sốc thu nhập càng nhiều. Tuy nhiên, kết quả kiểm định tỉ lệ khả dĩ bị vi phạm ở tất cả các quy mơ mẫu, kết quả hồi quy khơng chính xác nên cần được ước lượng lại bằng phương pháp multinomial logit.
Kết quả quy trực tiếp biến tơn giáo trong mơ hình multinomial logit có biến phụ thuộc là khả năng phục hồi đã cho thấy sự tác động này là khơng có ý nghĩa ở tất cả các quy mơ mẫu. Kiểm định về tính độc lập của các lựa chọn thay thế không liên quan cho thấy mơ hình multinomial logit là phù hợp. Kết luận này củng cố mối quan hệ trung gian giữa tôn giáo và khả năng phục hồi, thông qua biến trung gian là tiết kiệm.