Bây giờ chúng tôi chuyển sang thực hiện một phân tích đa biến về thay đổi phúc lợi trong dữ liệu bảng để xác định các yếu tố liên quan đến những thay đổi tích cực và tiêu cực. Để làm được điều này, chúng tôi xem xét hai cách tiếp cận: xem xét sự thay đổi từ năm đầu tiên và năm cuối cùng của dữ liệu bảng cho các hộ hiện diện ở cả năm vòng điều tra, sau đó xem xét sự thay đổi qua từng vòng cho tất cả các hộ hiện diện ở cả hai vòng, trong mẫu cân bằng.
Ở đây, một mô hình tăng trưởng được ước lượng ở cấp độ vi mô, trong đó thay đổi của log của thước đo phúc lợi được hồi quy theo log của chính biến này ở thời kì trước và các đặc tính khác nhau của hộ ở thời kì trước, bao gồm các tác động cố định (rất nhiều trong đó được thực hiện ở cấp tỉnh và cấp huyện). Trong mô hình này, các giá trị ở thời kì trước của thước đo phúc lợi rất có khả năng là biến nội sinh. Do đó cần phải có các biến công cụ, và cho cả thu nhập và chi tiêu mà nhiều tài sản vật chất mà hộ sở hữu phụ thuộc vào. Trong trường hợp đối với tài sản, vấn đề về nội sinh của giá trị tài sản ở thời kì trước có lẽ là một vấn đề ít cần phải quan tâm hơn. Thêm vào đó, rất khó có thể tìm được một biến công cụ cho biến này; do vậy mô hình này chỉ được ước lượng đơn giản bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS).
Bảng 10.7 trình bày sự thay đổi của các thước đo phúc lợi giữa năm bắt đầu và năm kết thúc của dữ liệu bảng, trong khi Bảng 10.8 trình bày các thay đổi qua từng vòng trong bộ dữ liệu. Tất cả các mô hình này đều được ước lượng với tác động cố định cấp huyện. Trong trường hợp đối với chi tiêu lương thực thực phẩm và thu nhập, các giá trị ở năm cơ sở của các biến này đều cho thấy có nội sinh theo kiểm định Wu-Hausman. Sở hữu của hộ đối với xe máy và điện thoại ở năm cơ sở rõ ràng có thể đóng vai trò là các biến công cụ mạnh ở mỗi trường hợp. Ở bước đầu, thống kê F cao hơn so với mức tiêu chuẩn, và do vậy không có bằng chứng về việc có quá nhiều biến công cụ.
Ở tất cả các trường hợp, các giá trị trễ của thước đo phúc lợi có ý nghĩa thống kê và có dấu âm, nhưu kì vọng trong một mô hình tăng trưởng. Bắt đầu với các hồi quy
219
trong đó so sánh phúc lợi ở năm đầu và năm cuối của dữ liệu bảng, biến trình độ giáo dục có tương quan mạnh với thu nhập và tài sản của hộ, nhưng lại không có tương quan với chi tiêu lương thực thực phẩm. Việc hộ có thành viên đi di cư có tác động quan trọng đến tất cả các thước đo phúc lợi; mặc dù trong các mô hình này, việc là một hộ dân tộc thiểu số chỉ có ý nghĩa và có dấu âm trong mô hình đối với thu nhập. Biến này cũng quan trọng trong mối quan hệ với chi tiêu lương thực thực phẩm trong mô hình tương tự sử dụng các tác động cố định cấp tỉnh; trong khi tác động cố định cấp huyện đã khiến cho biến này trở nên không quan trọng trong mô hình.
Nhìn chung, không có ngạc nhiên là quy mô của hộ có ý nghĩa và có tác động tiêu cực đến thay đổi chi tiêu lương thực thực phẩm và thu nhập bình quân đầu người. Các biến về thành phần của hộ thường có ý nghĩa trong các mô hình này, với các hộ có nhiều thành viên trong độ tuổi từ 15-60 tuổi hơn, và đôi khi có nhiều thành viên trong độ tuổi từ 5-15 thường có ý nghĩa và có tác động tích cực đến thay đổi phúc lợi. Thời gian lao động trong năm cơ sở có quan hệ âm với tăng trưởng thu nhập, và việc trải qua các cú sốc tự nhiên trong năm cơ sở có quan hệ dương với việc tích lũy tài sản, có lẽ thể hiện phản ứng của hộ đối với các cú sốc.
Bảng 10. 7: Kết quả hồi quy cho sự thay đổi của c c thư c đo ph c lợi, 2006-2014 (v i c c t c động cố đ nh cấp huyện)
Tiêu dùng thực phẩm
Thu nhập Chỉ số tài sản
Hệ số z Hệ số z Hệ số t
Tiêu dùng thực phẩm,
2006 -0,5381 -7,83
Thu nhập, 2006 -0,3747 -5,04
Chỉ số tài sản, 2006 -0,6330 -23,57
Thời gian làm việc -0,0004 -5,13 0,0000 -0,35
Quy mô hộ -0,0687 -1,81 -0,0726 -1,62 -0,0777 -1,38
Nữ giới dưới 5 tuổi -0,0020 -0,04 0,0802 1,24 0,0688 0,89 Nam giới dưới 5 tuổi -0,0137 -0,27 0,0870 1,39 0,1135 1,52
Nữ giới 5-15 tuổi 0,0413 1,02 0,1233 2,44 0,2263 3,81
Nam giới 5-15 tuổi 0,1001 2,47 0,1345 2,70 0,3079 5,18
Nữ giới 15–59 tuổi 0,0670 1,66 0,1043 2,09 0,0739 1,24
Nam giới 15–59 tuổi 0,0558 1,48 0,1548 3,34 0,1811 3,22
Nữ giới trên 60 tuổi 0,0506 0,86 0,1017 1,44 0,0644 0,74
Trình độ giáo dục
bình quân đầu người 0,0057 0,82 0,0150 1,88 0,0606 7,66
220 Tiêu dùng
thực phẩm
Thu nhập Chỉ số tài sản
Hệ số z Hệ số z Hệ số t
Nếu hộ kinh doanh -0,0128 -0,41 -0,0057 -0,15 -0,0106 -0,24
Cú sốc tự nhiên -0,0825 -1,39 0,0550 0,78 0,1352 1,54
Bị sâu bệnh/ dịch
bệnh 0,0275 0,73 0,0598 1,30 0,0079 0,14
Cú sốc kinh tế 0,1092 0,56 0,4413 1,92 0,1909 0,67
Cú sốc bệnh tật -0,0381 -0,97 -0,0654 -1,41 -0,0611 -1,07
Số nhóm -0,0441 -1,65 -0,0287 -0,92
Số nhóm chính trị 0,0442 1,49 0,0386 1,10
Nếu chủ hộ là nữ -0,0190 -0,51 -0,0330 -0,74 -0,2130 -3,86
Nếu có sổ đỏ -0,0439 -0,97 -0,0471 -0,89 0,1084 1,64
Nếu xa trung tâm 0,0208 0,62 -0,0288 -0,72 -0,0300 -0,60
Nếu là người dân tộc
thiểu số -0,0816 -0,97 -0,1644 -1,66 -0,0396 -0,32
Dân tộc thiểu số *
trình độ giáo dục 0,0048 0,42 0,0069 0,50 0,0014 0,08
Nếu hộ có thành viên
vắng mặt 0,1709 5,83 0,1917 5,40 0,0926 2,13
Hằng số 3,4430 8,31 4,0217 5,58 0,1190 0,33
F stat (first stage) 56,5 64,5
R bình phương 0,563 0,459 0,379
Số quan sát 2.153 2.148 2.153
Nguồn: Tính toán của tác giả dựa trên dữ liệu bảng VARHS.
Điều thú vị hơn có lẽ là các kết squar liên quan đến cả bộ dữ liệu bảng (Bảng 10.8). Một lần nữa, các biến công cụ đều thỏa mãn các kiểm định về độ mạnh của biến công cụ. Các kết quả tương tự cũng thu được so với các mô hình kinh tế lượng so sánh năm 2006 và 2014, nhưng cũng có những khác biệt quan trọng. Biến trình độ giáo dục có ý nghĩa và có quan hệ dương với thay đổi phúc lợi ở cả ba mô hình. Một lần nữa, các biến về cấu phần của hộ đều có ý nghĩa ở đây. Quy mô của hộ có quan hệ dương với việc tích lũy tài sản (biến này được đo ở cấp độ hộ), và có nhiều thành viên nam trẻ tuổi trong hộ có quan hệ âm với tăng trưởng chi tiêu cho lương thực thực phẩm; việc có nhiều thành viên trẻ trong hộ cũng có xu hướng có liên hệ với sự sụt giảm trong tích lũy tài sản.
221
Bảng 10. 8: Kết quả hồi quy cho sự thay đổi của c c thư c đo ph c lợi qua từng vòng trong bộ dữ liệu VARHS (v i c c t c động cố đ nh cấp huyện)
Tiêu dùng
thực phẩm Thu nhập Chỉ số tài sản
Coef. z Coef. z Coef. t
Tiêu dùng thực phẩm,
2006 -0,3314 -6,72
Thu nhập, 2006 -0,2375 -5,72
Chỉ số tài sản, 2006 -0,6165 -54,49
Thời gian làm việc -0,0001 -2,49 -0,0003 -6,06 0,0001 3,67
Quy mô hộ -0,0085 -0,37 -0,0099 -0,42 0,0752 2,99
Nữ giới dưới 5 tuổi -0,0143 -0,45 0,0449 1,31 -0,1063 -2,90 Nam giới dưới 5 tuổi -0,0831 -2,60 -0,0054 -0,16 -0,1099 -3,01 Nữ giới 5-15 tuổi -0,0265 -1,11 0,0016 0,06 -0,0369 -1,35 Nam giới 5-15 tuổi -0,0119 -0,49 0,0109 0,42 -0,0291 -1,06
Nữ giới 15–59 tuổi 0,0219 0,94 0,0532 2,10 0,0191 0,72
Nam giới 15–59 tuổi 0,0254 1,17 0,0632 2,71 0,0516 2,1
Nữ giới trên 60 tuổi 0,0310 0,92 0,0304 0,85 -0,0263 -0,68 Trình độ giáo dục
bình quân đầu người 0,0091 1,94 0,0167 3,61 0,0644 16,09
Nếu hộ kinh doanh 0,0135 0,71 -0,0487 -2,36 -0,0228 -1,15
Cú sốc tự nhiên -0,0044 -0,22 0,0626 2,84 -0,0113 -0,47
Bị sâu bệnh/dịch bệnh 0,0345 1,89 0,0217 1,11 -0,0495 -2,36 Cú sốc kinh tế -0,0030 -0,08 -0,0048 -0,12 -0,1060 -2,52 Cú sốc bệnh tật -0,0339 -1,47 -0,0641 -2,62 -0,0706 -2,64
Số nhóm -0,0432 -3,68 0,0276 2,30
Số nhóm chính trị 0,0303 2,36 -0,0293 -2,15
Nếu chủ hộ là nữ -0,0358 -1,68 -0,0365 -1,62 -0,1930 -7,82
Nếu có sổ đỏ -0,0572 -2,35 0,0179 0,72 0,0482 1,77
Nếu xa trung tâm -0,0202 -1,09 -0,0276 -1,40 0,0068 0,31
Nếu là người dân tộc
thiểu số -0,1505 -2,78 -0,1009 -1,77 -0,0474 -0,76
Dân tộc thiểu số *
trình độ giáo dục 0,0149 2,26 0,0030 0,42 0,0064 0,83
Nếu hộ có thành viên
vắng mặt 0,0257 1,49 0,0257 1,4 0,0910 4,56
Hằng số 1,9853 6,88 2,3974 5,81 -0,5405 -3,26
F stat (first stage) 167,8 237,3
R bình phương 0,324 0,338 0,287
Số quan sát 8.526 8.511 8.540
Nguồn: Tính toán của tác giả dựa trên dữ liệu bảng VARHS.
222
Việc hộ có chủ hộ là người dân tộc thiểu số có quân hệ ngược chiều lớn tới chi tiêu lương thực thực phẩm và có tác động âm khá lớn tới thu nhập, mặc dù đã sử dụng các tác động cố định ở cấp huyện trong mô hình. Nhưng trong trường hợp đối với chi tiêu lương thực thực phẩm, tác động này ngày càng bị triệt tiêu khi trình độ giáo dục tăng lên.
Tuy nhiên, mối quan hệ với người di cư ở đây lại nhỏ (xét theo giá trị của hệ số ước lượng), và ít có ý nghĩa hơn, ngoại trừ khi xem xét mô hình đối với tài sản, trong đó biến này có tác động dương lớn. Các hộ có chủ hộ là nữ có mức tăng thấp hơn hẳn trong tất cả ba thước đo về phúc lợi, với các tác động đặc biệt lớn đối với tài sản. Các cú sốc bất lợi mà hộ gặp phải ở thời kì trước có tác động âm đến tích lũy tài sản. Mô hình này rõ ràng chỉ xem xét các tác động ngắn hạn hơn tới phúc lợi.
Rõ ràng các mô hình được sử dụng ở đây đều cho thấy lợi ích của giáo dục và việc có người di cư trong hộ có tác động dương mạnh mẽ tới cải thiện phúc lợi, với tác động của giáo dục mạnh hơn trong ngắn hạn, và của việc di cư mạnh hơn khi xem xét trong giai đoạn dài hơn. Các mô hình rõ ràng cũng nhấn mạnh những bất lợi của việc là một hộ dân tộc thiểu số (hoặc từ một huyện tập trung nhiều người dân tộc thiểu số), cũng như những bất lợi trong ngắn hạn của việc có chủ hộ là nữ. Một số kết quả này có thể thấy rõ trong phân tích thống kê mô tả, trong khi một số kết quả khác lại không.