CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ PHÂN TÍCH DỮ LIỆU
4.5. Phân tích mô hình nghiên cứu bằng phương pháp WLS
Mỗi hộ gia đình trong bộ dữ liệu VHLSS 2014 có trọng số khác nhau nên việc sử dụng phương pháp WLS sẽ phù hợp hơn (xem phụ lục 1). Chính vì vậy, nghiên cứu chủ yếu tập trung vào phương pháp bình phương nhỏ nhất có trọng số (WLS).
Trong dữ liệu VHLSS 2014 có biến lưu trọng số, trong đó WT3 là biến trọng số dành cho hộ. Trọng số của mỗi hộ gia đình trong bộ dữ liệu khác nhau nên việc sử dụng phương pháp WLS sẽ phù hợp hơn. Kết quả hồi quy bằng phương pháp WLS như sau:
Trang 58 Bảng 4.7:Kết quả hồi quy theo WLS
Biến quan sát Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Giá trị thống kê t
Giá trị Prob (mức ý nghĩa)
TUOICH 0,002956* 0,000615 4,806128 0,0000
TDHVCH -0,060012* 0,006660 -9,010920 0,0000
DTOC 0,904900* 0,050898 17,77874 0,0000
GTCH -0,053703 0,039449 -1,361318 0,1734
HNCH 0,093014** 0,045058 2,064320 0,0390
TLEPHUTHUOC 0,403975* 0,051189 7,891897 0,0000
TLEBHYT 0,381087* 0,044070 8,647234 0,0000
SOLANNOITRU 0,401730* 0,018947 21,20229 0,0000
SOLANNGOAITRU 0,018297* 0,001224 14,94366 0,0000
KHUVUC -0,143889* 0,030552 -4,709640 0,0000
VAYUUDAI 0,170195* 0,032880 5,176238 0,0000
LN_TROCAP -0,067509* 0,013840 -4,877884 0,0000
NGHEO14 -0,322383* 0,061817 -5,215084 0,0000
LN_CHITIEU 0,888338* 0,019573 45,38510 0,0000
Hằng số (c) -3,079101 0,196079 -15,70339 0,0000
Weighted Statistics
R-squared 0,365585 Mean dependent var 7,328299
Adjusted R-squared 0,364638 S.D. dependent var 2,383276
F-statistic 386,1726 Durbin-Watson stat 1,745502
Prob(F-statistic) 0,000000 Weighted mean dep. 7,361216 Unweighted Statistics
R-squared 0,355922 Mean dependent var 7,278081
Adjusted R-squared 0,354961 S.D. dependent var 1,749566 S.E. of regression 1,405152 Durbin-Watson stat 1,684324
Ghi chú: * Mức ý nghĩa 10%, ** Mức ý nghĩa 5%, *** Mức ý nghĩa 1%
Nguồn: Kết quả hồi quy bằng phần mềm Eview (xem chi tiết phụ lục 5)
Trang 59 4.5.2. Các kiểm định
4.5.2.1. Kiểm định mức độ phù hợp của mô hình
Mô hình hồi quy đối với chi tiêu cho y tế năm 2014 có hệ số R2 điều chỉnh đạt 0,364638 chứng tỏ rằng 36,4638% chi tiêu cho y tế của hộ gia đình năm 2014 được giải thích bởi các biến độc lập.
Trị số Prob (F-statistic) của mô hình = 0,000 < mức ý nghĩa 1%. Mô hình đưa ra phù hợp với dữ liệu thực tế. Có thể kết luận, sự kết hợp của các biến trong mô hình có thể giải thích được sự thay đổi của biến phụ thuộc với mức ý nghĩa 1%.
4.5.2.2. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến, nghiên cứu sử dụng ma trận tương quan và hệ số phóng đại phương sai VIF. Các cặp biến độc lập trong mô hình đều có hệ số tương quan thấp (r <50%). Ngoài ra, hệ số phóng đại phương sai của các biến độc lập đều nhỏ hơn 10 (xem bảng 2, phụ lục 5). Do đó, có thể nói không tìm thấy dấu hiệu hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến trong mô hình.
Các mô hình ban đầu khi ước lượng bằng phương pháp OLS không xảy ra hiện tượng đa công tuyến, chính vì vậy, các mô hình hồi quy bằng phương pháp WLS cũng sẽ không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến (xem bảng 2, phụ lục 5).
4.5.2.3. Kiểm định hệ số hồi quy
Qua bảng kết quả hồi quy (bảng 4.7) cho thấy: Các biến có tác động đến chi tiêu cho y tế của hộ gia đình trong năm 2014 bao gồm:
Biến “Chi tiêu của hộ gia đình” có tác động cùng chiều lên chi tiêu y tế của hộ gia đình năm 2014 với mức ý nghĩa 1% (prob=0,0000). Hệ số hồi quy của biến này bằng 0,888338. Hệ số này cao đứng hàng thứ hai trong 9 biến có tác động cùng chiều đến chi tiêu y tế của hộ gia đình.
Biến “Tuổi của chủ hộ” có tác động cùng chiều lên chi tiêu y tế của hộ gia đình năm 2014 với mức ý nghĩa 1% (prob=0,0000). Hệ số hồi quy của biến này bằng 0,002956. Hệ số này cao đứng hàng thứ 9 trong 9 biến có tác động cùng chiều đến chi tiêu y tế của hộ gia đình.
Trang 60 Biến “Trình độ học vấn của chủ hộ” có tác động trái chiều lên chi tiêu y tế của hộ gia đình năm 2014 với mức ý nghĩa 1% (prob=0,0000). Hệ số hồi quy của biến này bằng âm 0,060012. Hệ số này thấp đứng hàng thứ 4 trong 4 biến có tác động ngược chiều đến chi tiêu y tế của hộ gia đình.
Biến “Thành phần dân tộc của chủ hộ” có tác động cùng chiều lên chi tiêu y tế của hộ gia đình năm 2014 với mức ý nghĩa 1% (prob=0,0000). Hệ số hồi quy của biến này bằng 0,904900. Hệ số này cao đứng hàng thứ nhất trong 9 biến có tác động cùng chiều đến chi tiêu y tế của hộ gia đình.
Biến “Tình trạng hôn nhân của chủ hộ” có tác động cùng chiều lên chi tiêu y tế của hộ gia đình năm 2014 với mức ý nghĩa 5% (prob=0,0390). Hệ số hồi quy của biến này bằng 0,093014. Hệ số này cao đứng hàng thứ bảy trong 9 biến có tác động cùng chiều đến chi tiêu y tế của hộ gia đình.
Biến “Tỷ lệ phụ thuộc” có tác động cùng chiều lên chi tiêu y tế của hộ gia đình năm 2014 với mức ý nghĩa 1% (prob=0,0000). Hệ số hồi quy của biến này bằng 0,403975. Hệ số này cao đứng hàng thứ ba trong 9 biến có tác động cùng chiều đến chi tiêu y tế của hộ gia đình.
Biến “Tỷ lệ mua bảo hiểm y tế” có tác động cùng chiều lên chi tiêu y tế của hộ gia đình năm 2014 với mức ý nghĩa 1% (prob=0,0000). Hệ số hồi quy của biến này bằng 0,381087. Hệ số này cao đứng hàng thứ năm trong 9 biến có tác động cùng chiều đến chi tiêu y tế của hộ gia đình.
Biến “Số lần khám chữa bệnh nội trú” có tác động cùng chiều lên chi tiêu y tế của hộ gia đình năm 2014 với mức ý nghĩa 1% (prob=0,0000). Hệ số hồi quy của biến này bằng 0,401730. Hệ số này cao đứng hàng thứ tư trong 9 biến có tác động cùng chiều đến chi tiêu y tế của hộ gia đình.
Biến “Số lần khám chữa bệnh ngoại trú” có tác động cùng chiều lên chi tiêu y tế của hộ gia đình năm 2014 với mức ý nghĩa 1% (prob=0,0000). Hệ số hồi quy của biến này bằng 0,018297. Hệ số này cao đứng hàng thứ tám trong 9 biến có tác động cùng chiều đến chi tiêu y tế của hộ gia đình.
Trang 61 Biến “Khu vực sinh sống của hộ” có tác động ngược chiều lên chi tiêu cho y tế của hộ gia đình và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% (prob=0,0000). Hệ số hồi quy của biến này bằng -0,143889. Hệ số này cao đứng hàng thứ hai trong 4 biến có tác động ngược chiều đến chi tiêu y tế của hộ gia đình.
Biến “Hộ được vay ưu đãi” có tác động cùng chiều lên chi tiêu y tế của hộ gia đình năm 2014 với mức ý nghĩa 1% (prob=0,000). Hệ số hồi quy của biến này bằng 0,170195. Hệ số này cao đứng hàng thứ sáu trong 9 biến có tác động cùng chiều đến chi tiêu y tế của hộ gia đình.
Biến “Hộ nhận được trợ cấp y tế trong 12 tháng qua” có tác động ngược chiều lên chi tiêu cho y tế của hộ gia đình và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% (prob=0,0000).
Hệ số hồi quy của biến này bằng -0,067509. Hệ số này cao đứng hàng thứ ba trong 4 biến có tác động ngược chiều đến chi tiêu y tế của hộ gia đình.
Biến “Hộ thuộc diện nghèo năm 2014” có tác động ngược chiều lên chi tiêu cho y tế của hộ gia đình và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% (prob=0,0000). Hệ số hồi quy của biến này bằng -0,322383. Hệ số này cao đứng hàng thứ nhất trong 4 biến có tác động ngược chiều đến chi tiêu y tế của hộ gia đình.
4.5.2.4. Kiểm định phương sai sai số thay đổi
Bảng 4.8: Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi (WLS) Heteroskedasticity Test: Harvey
F-statistic 0,495391 Prob. F(14.9382) 0,9371
Obs*R-squared 6,941426 Prob. Chi-Square(14) 0,9369 Scaled explained SS 7,246420 Prob. Chi-Square(14) 0,9248 Kiểm định phương sai sai số thay đổi trong hồi quy WLS bằng phương pháp Harvey cho thấy (xem bảng 4.8 hoặc bảng 6, phụ lục 5), giá trị Prob. F(14.9382) = 0,9371, chứng tỏ hiện tượng phương sai sai số thay đổi đã được khắc phục, mô hình đảm bảo tính tin cậy của kết quả hồi quy, hay nói khác hơn, kết quả hồi quy đảm bảo tính tin cậy cao.