Một trong những phương pháp đơn giản và toàn diện để hiểu được ảnh hưởng kinh tế của vốn xã hội với số liệu khảo sát hộ gia đình là mô hình hóa các ảnh hưởng từ những khía cạnh khác nhau của vốn xã hội tới thu nhập hộ gia đình, theo dẫn chứng trong nghiên cứu của Narayan và Pritchett (1999), có tiêu đề “Cents and Sociability”. Phần này sẽ thực hiện như vậy. Vốn xã hội có thể làm tăng thu nhập thông qua vài kênh khác nhau.
Thứ nhất, vốn xã hội giúp các nhóm giải quyết các vấn đề đòi hỏi hành động tập thể, ví dụ như bảo trì hệ thống tưới tiêu, hợp tác lựa chọn cây trồng, kết hợp quảng bá cho nông sản và những hoạt động khác. Điều này làm tăng thu nhập cho các thành viên trong nhóm. Ở cấp độ cá nhân, các mạng lưới có thể giúp các hộ tiếp cận các việc làm tốt hoặc các nguồn cung ứng tài chính và lao động với giá rẻ hơn, do đó làm tăng khả năng đầu tư và sinh lợi từ hoạt động kinh doanh của họ. Vốn xã hội cũng được coi là một nguồn bảo
195
hiểm. Những hộ gia đình có sự bảo hiểm tốt thường sẵn sàng chấp nhận rủi ro đầu tư, có khả năng nâng cao thu nhập cho họ. Markussen và Tarp (2014) dẫn chứng rằng vốn chính trị đảm bảo cho quyền sở hữu đất, từ đó trở thành động lực quan trọng cho đầu tư nông nghiệp và thu nhập.
Có một số lưu ý theo thứ tự như sau. Đầu tiên, mô hình sẽ ước lượng suất sinh lợi tư nhân từ vốn xã hội. Suất sinh lợi tư nhận không nhất thiết phải ngang bằng với suất sinh lợi xã hội. Ví dụ, suất sinh lợi dương của việc trở thành Đảng viên không hàm ý rằng có thể thúc đẩy tăng trưởng kinh tế bằng cách mở rộng số Đảng viên. Hơn thế, những tác động của việc phân phối lại lợi ích từ những người không phải Đảng viên sang những người là Đảng viên (mặc dù Đảng cũng là một diễn đàn giúp tìm ra các giải pháp cho các vấn đề cần có hành động tập thể, và do đó mang lại lợi nhuận xã hội dương). Mặt khác, rất khó hình dung các ngoại ứng tiêu cực tới các mức độ cao của sự tin tưởng chung. Do vậy, tác động tích cực ở cấp độ cá nhân của sự tin tưởng cũng có thể phản ánh các tác động tích cực của tổng thể. Thứ hai, vốn xã hội có thể ảnh hưởng phúc lợi của hộ thông qua các kênh khác thay vì thu nhập cá nhân. Trước hết, các mối gắn kết xã hội mạnh mẽ tự nó là một mục tiêu và không chỉ đơn giản là một phương tiện để đạt được lợi ích vật chất. Thứ hai, vốn xã hội có thể thúc đẩy sản xuất các hàng hóa tập thể (ví dụ, ngăn cản tội phạm, hạ tầng công cộng), nhưng không được đưa vào trong thước đo thu nhập cá nhân. Thứ ba, vốn xã hội có thể cho phép mọi người tiếp cận các hàng hóa tiêu dùng rẻ hơn trong các trường hợp khác (ví dụ khi hàng xóm chia sẻ các hoa quả mà họ thu hoạch được), dẫn tới tác động trực tiếp của vốn xã hội tới tiêu dùng của hộ gia đình.
Với những lí do trên, tổng thu nhập là một thước đo tương đối toàn diện về thành công kinh tế của hộ và việc xem xét thước đo này phụ thuộc đến các khía cạnh khác nhau của vốn xã hội như thế nào là hết sức thú vị.
Tôi ước lượng mô hình như sau:
ln Yit S 'it X 'it i t it
Trong đó, Yit là thu nhập bình quân đầu người thực tế của hộ gia đình i trong năm t . S là vé tơ của các thước đo vốn xã hội và vốn chính trị. X gồm tập hợp các biến kiểm soát. i là tác động cố định cấp hộ, t là biến giả theo năm, it là phần sai số, được phép tương quan trong các xã, đơn vị khảo sát chính của VARHS. và là véc tơ của các hệ số cần ước lượng. Trong phần thước đo vốn xã hội, tôi đưa vào các biến như thảo luận ở các phần trước: việc là Đảng viên, là thành viên của MOs và các tổ chức tự nguyện khác, số người sẵn sàng giúp đỡ về tài chính trong trường hợp khẩn cấp („những người giúp đỡ tài chính‟), và chỉ số về sự tin tưởng. Dựa vào các phát hiện của Markussen và Tarp
196
(2014), Kinghan và Newman (2015), Newman và Zhang (2015), một thước đo về việc có một thành viên của hộ, là họ hàng hay bạn bè là cán bộ chính quyền ở địa phương cũng được đưa vào mô hình. Như đã đề cập đến từ trước, đây là thước đo vốn kết nối xã hội, hay vốn chính trị.
Trong các biến kiểm soát, tôi phân biệt giữa biến ngoại sinh (tuổi, giới tính, số năm đi học và dân tộc của chủ hộ) và các biến nội sinh tiềm năng (số lượng thành viên hộ gia đình đang độ tuổi đi làm – những người trong độ tuổi 15 tới 65 – và tài sản của hộ).
Tài sản hộ gia đình bao gồm, đầu tiên, diện tích đất được tưới tiêu. Diện tích đất được tưới tiêu, thay vì diện tích đất sở hữu, được sử dụng vì ít nhất chất lượng đất cũng quan trọng như quy mô của đất, và việc tiếp cận thủy lợi là yếu tố quyết định chính của chất lượng đất. Thứ hai, các tài sản không liên quan đến đất cũng được liệt kê (số lượng bò, trâu, điện thoại, xe đạp, xe máy, bình phun thuốc trừ sâu, và xe ô tô). Tài sản và quy mô hộ gia đình có thể là biến nội sinh trong trường hợp vốn xã hội có thể ảnh hưởng đến thu nhập thông qua các biến này. Ví dụ, vốn xã hội có thể giúp tiếp cận tín dụng dễ dàng hơn, đến lượt nó dẫn đến việc tích tụ tài sản nhanh hơn. Vốn xã hội có thể ảnh hưởng đến số lượng thành viên trong độ tuổi lao động của hộ do tác động tới các cơ hội hoặc động lực chuyển tới hoặc chuyển khỏi hộ. Do đó, những biến này sẽ được loại bỏ khỏi đa số các mô hình hồi quy trong mục này. Mặt khác, những yếu tố này có thể coi là các biến thứ ba bị bỏ sót có tác động cả đến vốn xã hội và thu nhập, và do đó, chúng được đưa vào một số mô hình hồi quy.
Một trong những khó khăn chính của việc ước lượng suất sinh lợi vốn xã hội là những hộ gia đình có lượng vốn xã hội cao hay thấp có thể có những đặc tính khác nhau khó quan sát được. Ví dụ, hộ gia đình với vốn xã hội cao có thể có tố chất khởi nghiệp, quảng giao hoặc ưa thích mạo hiểm hơn các hộ gia đình khác, và những yếu tố này có thể ảnh hưởng đến cả vốn xã hội và thu nhập, dẫn đến tương quan giả giữa các biến cần quan tâm. Ở mặt này, VARHS rất hữu ích ở chỗ, bộ dữ liệu bảng cho phép chúng tôi kiểm soát các đặc tính không quan sát được của hộ bằng cách đưa vào các tác động cố định cấp hộ (biến giả đối với hộ) trong các hồi quy. Ở mức độ mà các đặc tính của hộ không thay đổi một cách hệ thống theo thơi fgian, các đặc tính này đều được tính đến khi đưa vào các tác động cố định cấp hộ.
Một số vấn đề định danh khác lại khó giải quyết hơn. Quan trọng nhất là, trong nhiều trường hợp, quan hệ nhân quả có thể theo chiều từ thu nhập đến vốn xã hội hơn là, hoặc bên cạnh việc, theo chiều từ vốn xã hội tới thu nhập. Ví dụ, tôi không thể loại trừ khả năng thu nhập được coi là một tiêu chí để trở thành Đảng viên. Tôi cũng không thể giải quyết triệt để những vấn đề đó trong hoàn cảnh này, do vậy tôi chỉ coi các hồi quy này mang tính chất „mô tả‟ hơn là „cấu trúc‟. Tuy vậy, các kết quả vẫn thú vị.
Những khía cạnh khác nhau của vốn xã hội có thể ảnh hưởng lẫn nhau theo những cách phức tạp. Ví dụ, mức độ tin tưởng cao có thể khiến mọi người càng sẵn sàng tham
197
gia các nhóm xã hội. Mặt khác, tham gia nhóm xã hội cũng có thể thúc đẩy sự tin tưởng.
Do vậy, khá rắc rối khi tách biệt những ảnh hưởng của các khía cạnh khác nhau này trong vốn xã hội lên thu nhập. Cách tiếp cận của chúng tôi là trình bày mô hình hồi quy, trong đó mỗi thước đo vốn xã hội được tính riêng, cùng các biến kiểm soát là biến ngoại sinh (Bảng 9.1) và sau đó ước lượng mô hình gồm tất cả các biến (Bảng 9.2). Bảng 9.1 chỉ trình bày hồi quy với tác động cố định (lưu ý rằng những mối quan hệ hai chiều giữa các thước đo vốn xã hội và thu nhập được thể hiện qua số liệu trình bày trong kết quả, phân theo nhóm ngũ vị phân thu nhập). Bảng 9.2 trình bày mô hình với tác động ngẫu nhiên và tác động cố định. Trong khi mô hình với tác động ngẫu nhiên không kiểm soát các đặc tính cố định không quan sát được của hộ, chúng cho phép khai thác sự biến động trong vốn xã hội của hộ và của các biến khác, và do vậy sẽ rất thú vị, nhất là khi ước lượng tác động của các biến ít biến động theo thời gian, như dân tộc của chủ hộ. Các mô hình với tác động ngẫu nhiên bao gồm các biến giả cấp tỉnh (không được trình bày ở đây).
Xem xét các kết quả trong Bảng 9.1, với các thước đo vốn xã hội được trình bày từng lần lượt (ngoại trừ thước đo thành viên của MOs và không phải MOs là được trình bày cùng nhau).
Bảng 9.1 cho thấy tác động tích cực đáng kể của việc là Đảng viên, việc có mối liên hệ với các cán bộ chính quyền và các mạng lưới kinh tế phi chính thức (được đo bằng số lượng người giúp đỡ tài chính tiềm năng). Mặt khác, không có ảnh hưởng đáng kể nào của việc trở thành thành viên MOs hoặc các nhóm khác (trái ngược với kết quả về việc trở thành thành viên nhóm trong nghiên cứu của Narayan and Pritchett 1999). Tác động của biến sự tin tưởng cũng không có quan trọng (Narayan and Pritchett 1999:
143).
Bảng 9. 1: Vốn xã hội và thu nhập, mô hình đơn giản
Biến phụ thuộc: Thu nhập bình quân đầu người thực tế (ln)
FE FE FE FE FE
Thành viên Đảng Cộng sản 0,104***
(0,036) Chính thức (thành viện hộ, bạn bè và người thân)
0,043**
(0,019)
Thành viên các tổ chức MOs 0,000
(0,011) Thành viên các nhóm tự nguyện khác 0,004
(0,020)
198 Số lượng người giúp đỡ tài
chính
0,009***
(0,001)
Niềm tin 0,026
(0,018) Số năm đến trường của chủ
hộ
0,014*** 0,014*** 0,015*** 0,015*** 0,014***
(0,005) (0,005) (0,005) (0,005) (0,005) Tuổi của chủ hộ 0,025** 0,025** 0,026** 0,024** 0,025**
(0,010) (0,010) (0,010) (0,011) (0,010) Bình phương tuổi/100 -0,028*** -0,028*** -0,028*** -0,027*** -0,028***
(0,009) (0,009) (0,009) (0,009) (0,009) Chủ hộ là nữ giới 0,123** 0,122** 0,120** 0,122** 0,120**
(0,054) (0,054) (0,054) (0,053) (0,054)
Dân tộc Kinh 0,211 0,209 0,207 0,199 0,211
(0,149) (0,150) (0,149) (0,147) (0,148)
Hiệu ứng cố định năm Yes Yes Yes Yes Yes
Số quan sát 8.298 8.298 8.298 8.298 8.298
Số hộ gia đình 2.162 2.162 2.162 2.162 2.162
Lưu ý: Sai số chuẩn được điều chỉnh cho phân cụm cấp xã. ***p < 0,01, **p < 0,05, *p < 0,1.
Nguồn: Tính toán của tác giả dự trên VARHS 2008–14.
Xem tiếp Bảng 9.2, tất cả các biến về vốn xã hội đều được trình bày cùng nhau.
Mô hình hồi quy 1 và 3 bao gồm tác động ngẫu nhiên trong khi mô hình hồi quy 2 và 4 là tác động cố định như trong Bảng 9.1. Các mô hình hồi quy 3 và 4 đều gồm số thành viên hộ gia đình trong độ tuổi đi làm và các biến về tài sản cùng với các biến kiểm soát được sử dụng trong Bảng 9.1.
Bảng 9. 2: Vốn xã hội và thu nhập, mô hình đầy đủ
Biến phụ thuộc: Thu nhập bình quân đầu người thực tế (ln)
RE FE RE FE
Thành viên Đảng Cộng sản 0,256*** 0,103*** 0,210*** 0,087**
(0,034) (0,035) (0,033) (0,034) Chính thức (thành viện hộ, bạn bè và
người thân) 0,067*** 0,028 0,058*** 0,024
(0,018) (0,019) (0,018) (0,018) Thành viên các tổ chức MOs -0,018* -0,006 -0,016* -0,002
(0,010) (0,011) (0,009) (0,011) Thành viên các nhóm tự nguyện khác 0,000 -0,005 -0,023 -0,014
(0,017) (0,020) (0,017) (0,021) Số lượng người giúp đỡ tài chính 0,010*** 0,009*** 0,008*** 0,008***
(0,001) (0,001) (0,001) (0,001)
199
Niềm tin 0,025 0,030* 0,031* 0,036**
(0,017) (0,018) (0,017) (0,018) Số năm đến trường của chủ hộ 0,040*** 0,014*** 0,032*** 0,012**
(0,003) (0,005) (0,003) (0,005)
Tuổi của chủ hộ 0,035*** 0,024** 0,041*** 0,026**
(0,006) (0,010) (0,006) (0,011) Tuổi bình phương/100 -0,030*** -0,026*** -0,036*** -0,029***
(0,005) (0,009) (0,005) (0,009)
Chủ hộ là nữ giới 0,077*** 0,123** 0,069** 0,122**
(0,029) (0,053) (0,027) (0,055)
Dân tộc Kinh 0,425*** 0,208 0,331*** 0,219
(0,049) (0,146) (0,046) (0,145)
Diện tích đất được tưới tiêu, ln(x+1) -0,002 0,002
(0,003) (0,004)
Số lượng trâu -0,013 0,008
(0,013) (0,013)
Số lượng bò -0,021** -0,006
(0,010) (0,015)
Số lượng điện thoại 0,089*** 0,055***
(0,009) (0,009)
Số lượng xe máy 0,129*** 0,066***
(0,018) (0,015)
Số lượng xe đạp -0,014 -0,006
(0,009) (0,005)
Số máy phun thuốc trừ sâu 0,002 0,022
(0,016) (0,018)
Số lượng xe ô tô 0,348*** 0,290***
(0,070) (0,076) Thành viên hộ đang trong độ tuổi lao
động, ln -0,280*** -0,238***
(0,029) (0,036)
Hiệu ứng cố định năm Yes Yes Yes Yes
Số quan sát 8.298 8.298 8.298 8.298
Số hộ gia đình 2.162 2.162 2.162 2.162
Lưu ý: iến giả “tỉnh” được tính đến trong các hồi quy tác động ngẫu nhiên . Sai số chuẩn được điều chỉnh cho phân cụm cấp xã. *** p<0,01, ** p<0,05, * p<0,1.
Nguồn: Tính toán của tác giả dựa trên VARHS 2008–14.
Việc là Đảng viên có tác động quan trọng và tích cực trong tất cả các mô hình.
Suất sinh lợi ước lượng từ việc là Đảng viên có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Điều này nhất quán với kết quả về tương quan mạnh mẽ giữa thu nhập và việc là Đảng viên trong Hình 9.1 (Bảng B). So sánh với số liệu trong hình vẽ, các kết quả hồi quy cho phép chúng tôi loại bỏ giả thiết tương quan này gây ra bởi các đặc tính cố định, không quan sát được của hộ gia đình, ảnh hưởng tới cả thu nhập và việc trở thành Đảng viên. Những kết quả này đồng nhất với quan điểm rằng việc trở thành Đảng viên dẫn tới tăng thu nhập. Chúng cũng phù hợp với nhận định rằng Đảng coi thu nhập như là một tiêu chí để kết nạp Đảng viên. Cả hai cách diễn giải đều gợi ý phải nghiên cứu sâu hơn về vai trò của Đảng ở cấp địa phương. So sánh với Bảng 9.1, ảnh hưởng của các mối quan hệ với cán bộ chính quyền có ý nghĩa quan trọng trong mô hình với tác động ngẫu nhiên, nhưng không xuất
200
hiện trong mô hình với tác động cố định. Điều này ngụ ý rằng các mối quan hệ với cán bộ chính quyền có thể đại diện cho biến là một Đảng viên trong Bảng 9.1. Tuy nhiên, tác động của các mối quan hệ với cán bộ chính quyền có thể được thể hiện thông qua việc là một Đảng viên. Khá dễ hiểu là các mối quan hệ cá nhân với cán bộ chính quyền, hoặc việc bản thân là một cán bộ, giúp cho việc trở thành Đảng viên dễ dàng hơn.
Không có ảnh hưởng tích cực quan trọng nào của việc là thành viên của MOs hay các nhóm tự nguyện khác (thực ra, ảnh hưởng của việc là thành viên MOs khá yếu, thậm chí còn mang tính tiêu cực trong mô hình với tác động ngẫu nhiên). Điều này có nghĩa là không có suất sinh lợi kinh tế tư nhân rõ ràng từ các hoạt động của những nhóm này.
Điều này không loại bỏ khả năng việc trở thành thành viên của nhóm ảnh hưởng tới các khía cạnh khác của phúc lợi hội gia đình, hoặc có suất sinh lợi xã hội tích cực từ hoạt động nhóm. Ví dụ, các nhóm có thể sản xuất hàng hóa công cộng (như cung cấp thông tin về các k năng sản xuất nông nghiệp), đem lại lợi ích cho thành viên và cả những người không là thành viên. Để kiểm chứng những ảnh hưởng đó, phân tích ở cấp độ cộng đồng có thể hữu ích.
Tác động của mạng lưới kinh tế không chính thức (số lượng người giúp đỡ tài chính) mang dấu dương ở tất cả các mô hình. Một phần lý giải là do các cá nhân cung cấp nguồn hỗ trợ khẩn cấp cũng có thể có ích trong các giao dịch kinh tế khác, ví dụ như đối tác thương mại hoặc người cung cấp tín dụng đầu tư hoặc vốn lưu động.
Biến về sự tin tưởng có ảnh hưởng quan trọng ở 3 trong 4 mô hình, gồm cả mô hình với tác động cố định. Các hộ gia đình có độ tin tưởng cao được ước lượng có thu nhập bình quân đầu người cao hơn khoảng 3% so với các hộ khác. Tác động này khá khiêm tốn, nhưng vẫn đáng chú ý bởi khá hợp lý khi kì vọng rằng suất sinh lợi xã hội của sự tin tưởng cao hơn là suất sinh lợi cá nhân (do các hộ có thể được hưởng lượi từ việc được tin tưởng bởi sự tin tưởng thúc đẩy họ tham gia vào các giao dịch có lợi nhuận nhưng rủi ro). Tuy nhiên, các đối tác tham gia vào các giao dịch này cũng được hưởng lợi, dẫn đến ngoại ứng tích cực).
Nhìn chung, các kết quả đều nhất quán với giả thuyết về suất sinh lợi tư nhân tích cực của sự kết nối xã hội giữa các nhóm (sự tin tưởng), của sự gắn kết xã hội trong nội bộ nhóm (những người giúp đỡ tài chính thường là họ hàng của người trả lời khảo sát) và vốn chính trị (là Đảng viên và có quan hệ với cán bộ chính quyền). Điều này ủng hộ quan điểm rằng mạng lưới xã hội và thái độ có các tác động kinh tế quan trọng. Các yếu tố này không thể bị bỏ qua nếu muốn tìm hiểu rõ hơn về các yếu tố đằng sau phúc lợi của hộ và phát triển kinh tế.