CHƯƠNG 2 Phương pháp và dữ liệu nghiên cứu
II. CÁC PHƯƠNG PHÁP THU THẬP THÔNG TIN
4. Cơ hội tiếp cận với giáo dục
Ở một đất nước có truyền thống hiếu học lâu đời và việc đi học đã ăn sâu vào nếp nghĩ, cách ứng xử, thái độ của gia đình cũng như các cá nhân, đây cũng là lẽ đương nhiên và hợp với đạo lý. Trước đây, giáo dục là phúc lợi công cộng, là lợi ích tập thể và nghĩa vụ quốc gia. Mỗi người đều phải tham gia vào sự nghiệp giáo dục;
Nhưng chính sách đổi mới đã làm thay đổi hoàn toàn cách nhìn nhận này và đã làm thay đổi nhận thức, thái độ đối với giáo dục. Việc học vẫn phải bắt buộc nhưng nay phải trả tiền. Đối với gia đình và cá nhân, giáo dục trở thành một nội dung đầu tư, một tài sản riêng tư, một lợi ích cá nhân và nghĩa vụ đối với bản thân nếu mỗi người muốn trang bị cho mình làm hành trang để sinh tồn. Do đó, người dân lựa chọn, các tính toán kinh tế, suy đoán ngày càng đi sâu trong quá trình lựa chọn này để giải quyết những khó khăn của mình và huy động tiềm lực để phục vụ cho mình. Và đương nhiên dù ít dù nhiều họ cũng phải đối diện với những rủi ro trong quá trình tìm kiếm cái đích. Vậy, cơ hội của họ có thể là 50/50 hay ít hơn?
Trong nghiên cứu này, cơ hội tiếp cận giáo dục được xem xét thông qua các điều kiện sống của chính bản thân người di cư: sự ảnh hưởng của tính chất di cư, việc làm, thu nhập và các điều kiện vật chất khác v.v.. nhằm đáp ứng những yêu cầu thiết yếu cho việc tiếp cận với giáo dục. Cơ hội tiếp cận giáo dục của các Giáo dân di cư được xem xét dưới các khía cạnh sau:
1. Năng lực bản thân (trình độ văn hoá).
2. Tính ổn định cá nhân (thời gian sống và làm việc ở Hà nội).
3. Khả năng về tài chính (mức thu nhập).
4. Cơ hội được học tập và đào tạo thêm về lĩnh vực chuyên môn, công việc.
5. Các chi phí trực tiếp cho giáo dục (xem xét khả năng chi trả học phí).
6. Cơ hội gián tiếp tiếp cận giáo dục: thời gian dành cho việc học tập và phát triển bản thân.
Cuộc sống ổn định hơn trước cho phép nhiều người nghĩ đến những cơ hội đổi mới chính bản thân mình là lẽ đương nhiên. Và đối với Giáo dân di cư cũng vậy, phát
triển bản thân hơn trước để tự khẳng định mình trong cuộc sống vẫn là những mong ước lâu dài đối với họ.
Bảng 3.12: Bảng thống kê các nhân tố có tác động đến khả năng tiếp cận với giáo dục của Giáo dân di cư
Quỹ thời gian dành cho việc học tập Cơ hội được học tập và đào tạo
thêm chuyên môn/nghề nghiệp
Khả năng chi trả học phí
Không Có
Tổng chung
113 12 125
Không có
57.1% 6.1% 63.1%
71 2 73
Có 35.9% 1.0% 36.9%
184 14 198
Không có cơ hội
Tổng cộng
92.9% 7.1% 100.0%
23 50 73
Không có
18.3% 39.7% 57.9%
41 12 53
Có 32.5% 9.5% 42.1%
64 62 126
Có cơ hội
Tổng cộng
50.8% 49.2% 100.0%
Khi nghiên cứu đề cập đến vấn đề học tập và kế hoạch đào tạo, phát triển bản thân trong tương lai, 57.1% Giáo dân cho hay họ không thể có cơ hội để học tập và phát triển bản thân, dù chỉ là mong muốn được đào tạo một nghề gì đó làm nghề căn bản cho tương lai. Có thể do nhiều nguyên nhân khác nhau khiến nhiều người không có cơ hội tiếp cận với giáo dục nhưng với họ, trách nhiệm gia đình luôn được đặt lên hàng đầu. Thực tế cho thấy có đến 75.3% trong số đó phải gửi tiền về cho gia đình nên ngoài những chi phí cho sinh hoạt bản thân, các Giáo dân di cư cũng không có khả năng chi trả thêm cho bất cứ khoản phát sinh nào, trong đó bao hàm cả chi phí đầu tư cho phát triển bản thân (chiếm xấp xỉ 70% số trường hợp). Số Giáo dân có thực sự có khả năng chi trả các khoản học phí thì lại không thể đầu tư về thời gian cho việc phát triển bản thân.
42.9% (126 trường hợp) còn lại tự nhận thấy bản thân có cơ hội để học tập và nâng cao nghề nghiệp. Có thể không bị ràng buộc về trách nhiệm đối với gia đình (gần 80% trường hợp không phải gửi tiền về cho gia đình) cho phép họ nghĩ đến những
cơ hội của riêng mình. Nhưng những cơ hội đó thực sự có được hay không thì còn cần phải xem xét, căn cứ vào nhiều yếu tố khác nhau. Cụ thể:
4.1. Về khả năng chi trả học phí
Khi được hỏi về khả năng chi trả học phí thì có đến 57.9% Giáo dân di cư (73/126 trường hợp) cho biết họ không có khả năng chi trả - gọi là nhóm 1. Số trường hợp thực sự cú khả năng chi trả học phớ chiếm chưa đầy ẵ nhúm Giỏo dõn di cư này (55/126 trường hợp) – nhóm 2. Vậy mức thu nhập của họ ra sao? Phải chăng có sự khác biệt về mức thu nhập giữa 2 nhóm này? Theo tính toán thống kê được dùng trong Kiểm nghiệm phi thông số Kruskal-Wallis nhằm xác định sự khác biệt về mức thu nhập giữa 2 nhóm, trị số của H được phân bổ giống như Chi bình phương (X2) với độ rơi tự do (df) = k-1, có trị số H = 62.289 (ở mức ý nghĩa α = 0.001 -> X2 = 10.38). Để khẳng định sự khác biệt về mức thu nhập giữa 2 nhóm này, trị số của H>X2 (62.289>10.38). Như vậy có thể khẳng định rằng có sự khác biệt về mức thu nhập giữa 2 nhóm: nhóm 1 (có mean rank = 50.87) thấp hơn nhóm 2 (có mean rank = 106.14)33. Đến đây ta có thể thấy rõ thu nhập đã trở thành một trong nhiều nhân tố đóng vai trò quan trọng trong xác định cơ hội tiếp cận với giáo dục của mỗi cá nhân.
4.2. Thời gian dành cho việc học tập
Bên cạnh vấn đề kinh tế: thu nhập bấp bênh vốn dĩ không chỉ là vấn đề đối với đời sống mà nó thực sự trở thành vấn đề cần được các cá nhân cân nhắc trước khi đưa ra bất cứ quyết định nào đầu tư cho hoạt động học tập của bản thân; họ còn cần có thời gian để dành cho việc học tập. Số liệu thống kê cho biết 76.5% Giáo dân di cư không có thời gian dành cho việc học tập. Thực tế công việc đã lấy hết đi khoảng thời gian cần thiết để họ dành cho việc học tập cũng vì để đảm bảo mức thu nhập ổn định: Thời gian làm việc bình quân của mỗi Giáo dân di cư trong ngày là 8 tiếng/ngày. Số Giáo dân có thời gian làm việc nhiều hơn 8 tiếng và thậm chí lên đến 18 tiếng/ngày chiếm 32.1% tổng số điều tra khảo sát và phần nhiều đều rơi vào các
33 Chi tiết xem phần phụ lục trang 116 (bảng kiểm tra thống kê mức thu nhập giữa nhóm có khả năng chi trả học phí và nhóm không có khả năng chi trả học phí trong số các trường hợp có cơ hội học tập)
trường hợp là nam giới. Theo tính toán thống kê từ kiểm định Kruskal-Wallis, kiểm định giả thuyết trị trung bình về số giờ làm việc của 2 nhóm nam và nữ bằng nhau, số giờ làm việc của nam có nhiều hơn nữ nhưng sự khác biệt này không có ý nghĩa về mặt thống kê (bác bỏ giả thuyết Ho về sự bằng nhau giữa 2 nhóm: Wqs = 0.235
< 3.81 – phân bố X2(0.05; 1)) 34. Hay thực chất là số giờ làm việc của 2 nhóm là không khác nhau. Như vậy thời gian dành cho việc học tập của họ có thể bị tác động bởi nhiều yếu tố khác nhau nhưng sẽ không bị chi phối bởi sự khác biệt về số giờ lao động trong ngày. Số giờ tham gia lao động trong ngày của mỗi Giáo dân di cư được phân bổ như sau:
Bảng 3.13: Bảng thống kê số giờ làm việc trong ngày của Giáo dân di cư
Giới tính Số giờ làm việc hiện nay
Nam Nữ Tổng cộng
58 52 110
1 Dưới 8 tiếng/ngày
18.3% 16.4% 34.7%
51 54 105
2 Khoảng 8 tiếng/ngày
16.1% 17.0% 33.1%
46 40 86
3 Từ trên 8 tiếng - 12 tiếng/ngày
14.5% 12.6% 27.1%
12 4 16
4 Từ trên 12 tiếng - 18 tiếng/ngày
3.8% 1.3% 5.0%
167 150 317
Tổng chung
52.7% 47.3% 100.0%
Do đặc thù của công việc khác nhau nên thời gian kết thúc công việc của họ cũng khác nhau: 66.5% Giáo dân di cư kết thúc công việc trong ngày từ 16h đến trước 20h và 22% trường hợp kéo dài công việc từ sau 20h đến sáng ngày hôm sau.
Những trường hợp như vậy phần nhiều rơi vào các đối tượng là công nhân, lao động phổ thông (chi tiết xem phần phụ lục trang121). Thêm nữa số ngày nghỉ trong tuần của họ cũng gần như bằng 0 (chiếm xấp xỉ 80% trường hợp nghiên cứu điều tra). Vì
34 Xem chi tiết phần phụ lục trang 118 _ Kiểm định giả thuyết trị trung bình về số giờ làm việc giữa nam và nữ
vậy để có thể đầu tư một khoảng thời gian nhất định - khoảng thời gian cần thiết cho việc học tập, với bản thân họ là điều hết sức khó khăn.
Rõ ràng việc tiếp cận với giáo dục của các Giáo dân di cư không hề thuận lợi và bị chi phối bởi nhiều yếu tố khác nhau mà bản thân Giáo dân di cư không thể lường trước được cho dù họ mong muốn phát triển bản thân. Căn cứ vào tình hình thực tiễn của Giáo dân di cư vùng nhà thời Thái Hà, các yếu tố có tác động phần nào tới khả năng tiếp cận giáo dục của họ sẽ được tái hiện lại trong mô hình dưới đây:
Mô hình thực tế về khả năng tiếp cận với giáo dục của Giáo dân di cư vùng nhà thờ Thái Hà, Hà Nội
Theo sơ đồ mô tả như trên thì chỉ có 3.4% (12 trường hợp) Giáo dân di cư thực sự đáp ứng đủ các điều kiện cần thiết nêu trên để phát triển bản thân (Đó là khi xem xét trên hoàn cảnh thực tại; và đương nhiên bên cạnh đó còn có nhiều yếu tố khác nữa có thể cản trở cơ hội phát triển của họ).
4.3. Xây dựng mô hình ước lượng ước lượng các nhân tố về khả năng tiếp cận giáo dục của Giáo dân di cư vùng nhà thờ Thái Hà, Hà nội
Để hình dung rõ hơn nữa thực trạng của Giáo dân di cư, nghiên cứu này có đưa ra mô hình ước lượng các nhân tố về khả năng tiếp cận giáo dục của họ như đã đề cập ở phần trên. Đây có thể là những yếu tố có ảnh hưởng mạnh mẽ đến định hướng phát triển của bản thân Giáo dân. Kết quả thu được như sau:
Bảng3.14: Bảng thống kê mô tả các thành phần đưa vào mô hình ước lượng
Cơ hội học tập
Không có (57.1%) Có cơ hội (42.9%)
Khả năng chi trả học phí
Không có (36%)
Có (21.1%)
Không có (27.2%)
Có (15.7%) Thời gian dành
cho việc học tập Không có
(20.5%)
Có (0.6%)
Không có (12.3%)
Có (3.4%)
20 17.5 15 12.5 10 7.5 5 60
50
40
30
20
10
0
Sự kết hợp giữa các thành phần ước lượng được đưa vào mô hình đã cho ta một đường cong chuẩn mà ta tạm goi là đường cong biểu diễn khả năng tiếp cận với giáo dục của Giáo dân di cư. Vấn đề cần nêu ra trong nghiên cứu này là muốn đo lường xem nhân tố/thành phần nào có ảnh hưởng mạnh đến khả năng tiếp cận giáo dục của Giáo dân di cư. Và phân tích rút trích nhân tố được đưa ra để giải thích các liên hệ tương quan trong một tập hợp các thành phần, kế tiếp là để nhận diện các thành phần cơ bản trong khả năng tiếp cận giáo dục.
Để có thể áp dụng được phân tích rút trích nhân tố thì các biến phải có liên hệ với nhau. Nghiên cứu sử dụng Bartlett’s test of Sphericity để kiểm định giả thuyết Ho (giả thuyết về sự không tương quan giữa các biến với nhau trong tổng thể) hay nói cách khác là ma trận tương quan tổng thể là một ma trận đơn vị trong đó tất cả các
R Descriptive Statistics (Thống kê mô tả) Mean Std. N
1 Trình độ văn hoá 5.29 1.387 350
2 Thời gian cư trú tại Hà Nội 1.38 .640 326
3 Thu nhập bình quân tháng 3.56 1.499 341
4 Cơ hội được học tập và đào tạo thêm lĩnh vực
chuyên môn/nghề nghiệp .43 .496 350
5 Khả năng chi trả học phí .37 .483 350
6 Quỹ thời gian dành cho việc học tập .23 .424 324
Bảng biểu 3.15: Biểu đồ biểu diễn đường cong ước lượng khả năng tiếp cận với giáo dục của Giáo dân di cư vùng nhà thờ Thái Hà
Khả năng tiếp cận với giáo dục
Tần suất
Mean = 11.19 Std. Dev. = 2.555 N = 311
giá trị trên đường chéo đều bằng 1 còn các giá trị nằm ngoài đường chéo đều bằng 0. Đại lượng kiểm định này dựa trên sự biến đổi thành đại lượng Chi-square từ định thức của ma trận tương quan. Đại lượng này có giá trị càng lớn thì ta càng có nhiều khả năng bác bỏ giả thuyết Ho này. Nếu giả thuyết Ho không thể bị bác bỏ thì phân tích nhân tố rất có khả năng không thích hợp.
Bảng 3.16: Bảng ma trận tương quan
Correlation Matrix Trình độ Thơi gian Thu nhâp bình Cơ hội được Khả năng chi Thời gian dành văn hoá di cư quân /tháng học tập/đào tạo trả học phí cho học tập ______________________________________________________________________________________________________
Trình độ văn hoá 1.000 -.149 -.068 .661 -.021 .514
Thời gian cư trú -.149 1.000 .259 -.238 .227 -.251
Thu nhâp bình quân trong tháng -.068 .259 1.000 -.109 .554 -.398 Cơ hội được học tập và đào tạo .661 -.238 -.109 1.000 .075 .468
Khả năng chi trả học phí -.021 .227 .554 .075 1.000 -.223
Thời gian dành cho học tập .514 -.251 -.398 .468 -.223 1.000
Bảng ma trận tương quan giữa các dữ liệu thu thập được cho thấy có mối tương quan giữa các biến trình độ văn hoá, cơ hội được học tập và đào tạo, và biến thời gian dành cho việc học tập. Tương tự như vậy, ta thấy có mối tương quan giữa các biến thu nhập và khả năng chi trả học phí và thời gian cư trú (tính ổn định của cá nhân). Hy vọng các biến này có tương quan với cùng một (hay một tập hợp) nhân tố.
Theo lý thuyết, trị số KMO (measure of sampling adequacy) lớn (giữa 0,5 và 1) có nghĩa là phân tích nhân tố là thích hợp, còn nếu trị số này nhỏ hơn 0,5 thì phân tích nhân tố có khả năng không thích hợp với dữ liệu.
KMO and Bartlett's Test
Theo kết quả phân
tích nhân tố được trình bày ở trên, giả thuyết không cho rằng ma trận tương quan
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. .640 Approx. Chi-Square 516.707
df 15
Bartlett's Test of Sphericity
Sig. .000
tổng thể là ma trận đơn vị bị bác bỏ theo kết quả kiểm định Bartlett căn cứ trên giá trị Sig.. Vì vậy, phân tích nhân tố là phương pháp phù hợp nhất để phân tích ma trận tương quan. Vậy lượng nhân tố cần thiết để xác lập mối liên hệ có liên quan quan đến khả năng tiếp cận giáo dục của Giáo dân di cư là bao nhiêu?
Bảng 3.17: Bảng thể hiện phần biến thiên được giải thích với nhân tố chung
Communalities Initial Extraction
Trình độ văn hoá 1.000 .766
Thời gian cư trú tại Hà nội (tính ổn định) 1.000 .305
Thu nhập bình quân tháng 1.000 .734
Cơ hội được học tập và đào tạo thêm về chuyên môn/công việc 1.000 .781
Khả năng chi trả học phí 1.000 .729
Quỹ thời gian dành cho việc học 1.000 .658
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Phân tích rút trích factor đã cho thấy 2 nhân tố đầu chính là phần biến thiên được giải thích bởi các nhân tố chung, cụ thể:
Bảng 3.18: Bảng giải thích bằng phương sai tổng thể
Theo lý thuyết thống kê SPSS, có rất nhiều cách để xác định số lượng nhân tố: xác định từ trước, dựa vào eigenvalue, biểu đồ dốc (scree plot), phần trăm biến thiên giải thích được (percentage of variance), chia đôi mẫu, kiểm định mức ý nghĩa. Trong nghiên cứu này, phương pháp lựa chọn dựa vào eigenvalua (Determination base on eigenvalue) sẽ chỉ ra các đại lượng đại diện cho lượng biến thiên được giải thích bởi nhân tố. Những nhân tố có eigenvalue < 1 sẽ không có tác dụng tóm tắt thông tin tốt hơn một biến gốc,
Thành phần
1 2 3 4 5 6
Total 2.413 1.561 .817 .499 .426 .284
% of Variance 40.215 26.009 13.625 8.313 7.097 4.741 Phần biến thiên được giải thích bởi
các nhân tố đầu tiên (Initial Eigenvalues)
Cumulative % 40.215 66.225 79.849 88.162 95.259 100.000 Total 2.413 1.561
% of Variance 40.215 26.009 Extraction Sums of Squared Loadings
Cumulative % 40.215 66.225
Extraction Method: Principal Component Analysis.
vì sau khi chuẩn hoá mỗi biến gốc có phương sai là 1. Trong bảng giải thích bằng phương sai tổng thể nêu trên, chúng ta thấy rằng theo tiêu chuẩn eigenvalue lớn hơn 1 (mặc định của chương trình SPSS) thì có 2 nhân tố được rút ra. Căn cứ vào thực tiễn hoàn cảnh của Giáo dân di cư, chúng ta cũng phần nào biết được khả năng tiếp cận được với giáo dục của Giáo dân di cư có liên quan đến 2 lý do. Do đó, số lượng 2 nhân tố là thích hợp. Thống kê cho biết 2 nhân tố đầu tiên giải thích được 66.2% biến thiên của dữ liệu. Và bảng biến thiên được giải thích với nhân tố chung ở trên cũng cho biết những thông tin có liên quan sau khi số lượng nhân tố được rút ra.
Một phần quan trọng trong bảng kết quả phân tích nhân tố là ma trận nhân tố (Component maxtri). Ma trận nhân tố chứa các hệ số biểu diễn các biến chuẩn hoá bằng các nhân tố (mỗi biến là một đa thức của các nhân tố). Những hệ số này biểu diễn tương quan giữa các nhân tố và các biến. Hệ số này càng lớn cho biết nhân tố và biến có liên hệ chặt chẽ với nhau. Các hệ số này được dùng để giải thích nhân tố.
Bảng 3.19: bảng ma trận thành phần (đã chiết xuất được 2 nhân tố)
Thành phần
1 2
Trình độ văn hoá .713 .507
Thời gian cư trú (tính ổn định về thời gian) -.508 .217
Thu nhập bình quân -.569 .641
Cơ hội được học tập và đào tạo thêm các lĩnh vực chuyên môn/công việc .710 .527
Khả năng chi trả học phí -.406 .751
Quỹ thời gian dành cho việc học .809 .054
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Một điểm dễ nhận thấy ở ma trận thành phần là các nhân tố có tương quan với nhiều biến. Nếu nhiều nhân tố có hệ số lớn trong cùng một biến, sẽ ảnh hưởng ít nhiều đến cách giải thích nhân tố. Vì vậy, xoay nhân tố là cách để khẳng định mỗi nhân tố có ý nghĩa trong vài biến mà thôi; đồng thời để chúng ta có thể kiểm chứng được ý nghĩa của mỗi biến đối với một nhân tố nhất định. Việc xoay nhân tố không làm ảnh hưởng đến phần biến thiên được giải thích bằng phương sai tổng thể. Tuy nhiên % phương sai giải thích cho từng nhân tố sẽ được phân phối lại khi xoay nhân tố.