4.3 Kết quả ước lượng
4.3.1 Kiểm định các kết quả hồi quy
4.3.1.1 Kiểm định đa cộng tuyến
Phụ lục 3.1 thể hiện mối tương quan giữa các biến trong mơ hình tổng hợp tơn giáo - khả năng phục hồi. - Đa cộng tuyến gây ra cho biến trẻ em bị sai dấu trong mơ hình hồi quy tơn giáo - tiết kiệm (Bảng 5) nhưng mức ý nghĩa vẫn rất cao (1%), điều này càng củng cố thêm mức ý nghĩa của biến trẻ em trong mơ hình (do đa cộng tuyến thường làm cho các biến giảm mức ý nghĩa đi). Kiểm tra lại mức độ tương quan giữa biến trẻ em và biến phụ thuộc ln(tiết kiệm), mức ý nghĩa 1% cho biết tương quan
nghịch giữa hai biến này là xu hướng không thể bác bỏ. Vì vậy, độ lớn của ước lượng cho tham số của biến trẻ em trong mơ hình khơng cịn chính xác.
Phụ lục 3.3 thể hiện hệ số phóng đại phương sai VIF của các biến trong mơ hình tổng hợp tơn giáo - khả năng phục hồi. Các hệ số này đều nhỏ hơn 2.5, tương ứng với R2
nhỏ hơn 0.60 trong các mơ hình hồi quy từng biến độc lập với tất cả các biến cịn lại trong mơ hình, nên hiện tượng đa cộng tuyến giữa một biến độc lập với tất cả các biến cịn lại trong mơ hình là khơng nghiêm trọng.
Phụ lục 3.2 và 3.4 thể hiện kết quả kiểm định đa cộng tuyến của mơ hình tơn giáo - mức độ hài lòng. Cặp biến Tuổi & Tuổi^2/1000 và ln(số thôn tôn giáo+1) & ln(thôn
tôn giáo+1)*ln(tổn thất) thể hiện sự đa cộng tuyến rất cao do có quan hệ mật thiết
với nhau. Đây là các biến kiểm sốt và các biến cơng cụ, khơng cần khắc phục hiện tượng đa cộng tuyến. Các biến cần quan tâm trong mơ hình như tơn giáo, ln(tổn thất),
4.3.1.2 Kiểm định phương sai thay đổi
Kiểm định white cho các ước lượng trong mơ hình tơn giáo - mức tiết kiệm đều thể hiện kết quả là chưa tìm thấy bằng chứng thống kê cho thấy mơ hình có phương sai thay đổi
Kiểm định phương sai thay đổi cho các mơ hình ước lượng theo phương pháp maximum likelihook bằng lựa chọn ROBUST khi hồi quy bằng phần mềm thống kê STATA, kết quả là chưa tìm thấy bằng chứng thống kê cho thấy mơ hình có phương sai thay đổi.
4.3.1.3 Kiểm định tỉ lệ khả dĩ
Kiểm định Brant Test về tỉ lệ khả dĩ của mơ hình khả năng phục hồi – tiết kiệm ước lượng theo phương pháp ORDERD LOGIT, kết quả cho thấy có sự vi phạm về giả định hồi quy song song. Ước lượng theo phương pháp ORDERD LOGIT là không vững và hiệu quả. Phương pháp ước lượng thay thế là MULTINOMIAL LOGIT.
Kiểm định Brant Test về tỉ lệ khả dĩ của mơ hình hài lịng – tơn giáo ước lượng theo phương pháp ORDERD PROBIT chưa thực hiện được do hạn chế của phần mềm tính tốn. Đây là một trong những hạn chế của mơ hình, cần được kiểm định thêm.
4.3.1.4 Kiểm định về tính độc lập của các lựa chọn thay thế không liên quan
Kiểm định Hausman tests, suest-based Hausman tests và Small-Hsiao tests về tính độc lập của các lựa chọn thay thế khơng liên quan trong mơ hình tơn giáo - mức độ hài lòng ước lượng theo phương pháp MULTINOMIAL LOGIT, kết quả cho thấy giả định về tính độc lập khơng hề vi phạm ở tất cả các mẫu hồi quy.
4.3.1.5 Kiểm định quan hệ nội sinh
Kiểm định tính nội sinh của biến tơn giáo được thực hiện qua phương pháp hồi quy phần dư Durbin-Wu-Hausman Test, và được thể hiện sau mỗi phương trình hồi quy có sử dụng biến cơng cụ. Hồi quy biến nội sinh theo biến công cụ và tất cả các biến ngoại sinh. Sau kết quả hồi quy phần dư của biến tôn giáo vừa tính được từ các
phương trình tương ứng phía trước, cho thấy các hệ số của phần dư đều khơng có ý nghĩa, cho thấy mức tác động của tơn giáo lên biến mức độ hài lịng chưa đủ lớn để gây ra hiện tượng nội sinh.
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 tôn 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 yêu 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 tơn 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 trị 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 tơn 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 mơ 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 hồn tồn. Tuy nhiên, kết luận này khơng 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 hoàn toàn.
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 mô 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
– tơn 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 mô 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 mô mẫu. Kiểm định về tính độc lập của các lựa chọn thay thế khơng 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.
4.3.3 Tác động của tơn giáo đến mức độ hài lịng của cá nhân
Kết quả ước lượng được thể hiện qua Phụ lục 4.5 đến 4.7. Bảng 10 thể hiện tác động của tơn giáo và các biến giải thích khác đến mức độ hài lòng của cá nhân qua phương pháp Ordered Probit, Ordered Probit với biến công cụ và tác động biên của các biến độc lập. Với biến phụ thuộc là mức độ hài lòng đã được điều chỉnh thàng thang đo 0/1 để kiểm tra tính ổn định của mơ hình, bảng 11 và 12 lần lượt trình bày kết quả hồi quy theo phương pháp Probit - Probit với biến công cụ và phương pháp Xác suất tuyến tính. Với mỗi phương pháp hồi quy, quy mơ mẫu lần lượt là tổng mẫu, nhóm thu nhập 1 và nhóm thu nhập 2. Kiểm định tính nội sinh của biến tơn giáo được thực
hiện qua phương pháp hồi quy phần dư Durbin-Wu-Hausman Test, và được thể hiện sau mỗi phương trình hồi quy có sử dụng biến cơng cụ.
Theo kết quả hồi quy từ Phụ lục 4.5, mơ hình hồi quy theo phương pháp Ordered Probit cho thấy biến tơn giáo có tác động tiêu cực đến mức độ hài lịng ở mỗi cá nhân ở quy mô tổng mẫu và nhóm thu nhập bình qn đầu người trên ngưỡng 55% phân vị của tồn mẫu. Tác động của tơn giáo đến mức độ hài lịng ở nhóm thu nhập 1 mang dấu dương, cho thấy những cá nhân có mức thu nhập dưới ngưỡng 55% phân vị sẽ cảm thấy hài lòng hơn về cuộc sống khi họ càng tham gia vào các nhóm tơn giáo tín ngưỡng, kết quả này phù hợp với các lý thuyết trước đây. Tuy nhiên, tác động của tơn giáo đến mức độ hài lịng lại khơng có ý nghĩa ở tồn bộ các quy mơ mẫu. Kết quả hồi quy khi có biến công cụ cũng cho thấy mối liên hệ giữa tôn giáo và mức độ hài lịng là khơng có ý nghĩa. Tuy tại hồi quy (6) sự tác động có ý nghĩa thống kê ở mức 10% của tôn giáo đến biến phụ thuộc là theo chiều hướng dương nhưng kết quả hồi quy này khơng chính xác. Ngun nhân do kết quả kiểm định biến ngoại sinh tôn giáo cho thấy giả thuyết biến ngoại sinh không thể bác bỏ theo số liệu thống kê. Vì vậy, kết quả hồi quy của biến tôn giáo được xem xét lại theo hồi quy (1), (2) và (3), do các mơ hình này có phương sai nhỏ hơn mơ hình có biến cơng cụ.
Với biến phụ thuộc được điều chỉnh thành 0/1, xét trên hai nhóm thu nhập phân biệt, kết quả hồi quy cũng tương thích với kết quả đã phân tích ở trên, dù theo phương pháp Probit (Phụ lục 4.6) hay phương pháp xác suất tuyến tính tại (Phụ lục 4.7). Tuy nhiên, kết quả này không đúng trên quy mô tổng mẫu, tôn giáo đã có tác động tích cực đến mức độ hài lịng của các cá nhân, thay cho tác động tiêu cực như đã phân tích ở trên. Kết quả chung cho thấy tơn giáo tuy có tác động tích cực đến các hộ có thu