Đề tài Đánh giá một số nhân tố tác động đến chi tiêu hộ gia đình

1: Phân phối chi tiêu cho luơng thực thực phẩm Nguồn:Khảo sát mức sống dân cư Việt nam 1997-1998. Từ đồ thị trên ta thấy phân phối của chi tiêu rất lệch, do đó để tiện cho việc hồi quy có kết quả tốt, thay vì sử dụng biến chi tiêu cho lương thực thực phẩm làm biến phụ thuộc chuyên đề đã dùng biến log_food - logarit cơ số 10 của biến chi tiêu cho lương thực thực phẩm - để chạy trong mô hình hồi quy. Khi đó ta có một chỉ tiêu phân phối chi tiêu mới được xem là khá chuẩn. Hình 2: Phân phối chi tiêu cho lương thực thực phẩm đã được chuẩn hoá Nguồn: Khảo sát mức sống dân cư Việt nam 1997-1998. 2. Các biến số độc lập Việc chi tiêu cho nhu cầu hàng ngày trong đó có lương thực thực phẩm phụ thuộc vào nhiều yếu tố . Có thể chia thành hai nhóm chính +Nhóm yếu tố thuộc về hộ gia đình: tuổi của chủ hộ(age), giới tính của chủ hộ(sex), số năm đi học của chủ hộ(educyr98), bằng cấp cao nhất của chủ hộ(comped98), quy mô hộ(hhsize), hộ nông nghiệp/phi nông nghiệp(farm)... +Nhóm yếu tố thuộc về xã hội: thành thị/nông thôn(urban98), vùng cư trú(reg7)... Chúng ta sẽ lần lượt nghiên cứu ảnh hưởng của từng biến số này tới biến số phụ thuộc. Để thuận lợi cho việc trình bày các kết quả mô tả ảnh hưởng của nhóm biến số độc lập tới biến số phụ thuộc, chuyên đề đã đưa ra một biến số mới (food1) biểu thị khoảng tứ phân vị về chi tiêu cho lương thực thực phẩm, được thể hiện cụ thể như sau: Bảng 1: Mô tả tứ phân vị về chi tiêu cho lương thực thực phẩm Nguồn: Khảo sát mức sống dân cư Việt nam 1997-1998 1-Mức chi cho lương thực thực phẩm thấp hơn hoặc bằng 4595 nghìn đồng 2-Mức chi cho lương thực thực phẩm từ 45954 đến 6308 nghìn đồng 3-Mức chi cho lương thực thực phẩm từ 6309 đến 8660 nghìn đồng 4-Mức chi cho lương thực thực phẩm trên 8660 nghìn đồng 2.1. Mô tả sơ bộ ảnh hưởng của nhóm yếu tố thuộc về hộ gia đình 2.1.1 .Nhóm tuổi của chủ hộ Bảng 2: Tứ phân vị về chi tiêu cho lương thực thực phẩm * Nhóm tuổi của chủ hộ Crosstabulation Nguồn: Khảo sát mức sống dân cư Việt nam 1997-1998. Tỷ lệ chi tiêu cho lương thực thực phẩm xét theo nhóm tuổi của chủ hộ (Bảng 2) cho ta những nhận xét sơ bộ khá quan trọng về đặc điểm của các nhóm chi tiêu cho lương thực thực phẩm theo nhóm tuổi của chủ hộ: - Phần lớn chủ hộ được nghiên cứu nằm trong nhóm tuổi từ 30-39 tuổi chiếm tỷ lệ 26.8%. Sự chênh lệch tỷ lệ theo hàng thuộc nhóm này có thể thấy là không lớn lắm, tương ứng với các tỷ lệ 24.9%, 30.5%, 27.6%, 24.2% là các nhóm có mức chi tiêu cho lương thực thực phẩm dưới 4595 nghìn dồng, từ 4596 đến 6308 nghìn đồng, từ 6309 đến 8660 nghìn đồng, trên 8661 nghìn đồng. - Mặt khác, trong 100% số hộ có mức chi tiêu cho lương thực thực phẩm trên 8661 nghìn đồng được nghiên cứu có chủ hộ nhóm tuổi từ 40-49 chiếm tỷ lệ là 31.2%, nhưng đây là nhóm có tỷ lệ chi tiêu cho cao nhất với con số là 37.7%. Tất cả các tác động này đều có ý nghĩa về mặt thống kê (giá trị P-value là 0.000), vì vậy không phải do ngẫu nhiên. Một ấn tượng khác cũng được rút ra là nhóm chủ hộ dưới 20 tuổi có tỷ lệ vô cùng nhỏ so với mẫu được nghiên cứu và cũng rất tự nhiên đây là nhóm có mức chi cho lương thực thực phẩm thấp nhất . Xét theo % dòng, nhóm tuổi này có mức chi cho lương thực thực phẩm với tỷ lệ 0.1%. Điều này xác nhận một thực tế là trên thực tế đa số lứa tuổi này còn đang sống phụ thuộc vào gia đình nên không phải quan tâm nhiều đến vấn đề chi tiêu cho nhu cầu lương thực thực phẩm của bản thân và gia đình. ở độ tuổi trên 70 mức chi cho lương thực thực phẩm cũng rất thấp theo tỉ lệ 7.9% ta cũng dễ dàng nhận xét là do chủ hộ đã cao tuổi ít còn vướng bận đến những lo toan cho chi phí hàng ngày của gia đình nữa. 2.1.2. Giới tính của chủ hộ Tệp số liệu được sử dụng trong bài viết gồm có 5999 hộ gia đình, trong dó có 72,9% số chủ hộ là nam giới, 27.1% số chủ hộ là nữ giới. Khi xét trong nhóm chi tiêu cho lương thực thực phẩm thấp nhất chiếm 21.1% Liệu có phải rằng trong chi tiêu người phụ nữ bao giờ cũng tiết kiệm hơn nam giới? Bảng 3: Tứ phân vị về chi tiêu cho lương thực thực phẩm * Giới tính của chủ hộ Crosstabulation Nam 2 - Nữ Nguồn: Khảo sát mức sống dân cư Việt nam 1997-1998. 2.1.3.Bằng cấp và số năm đi học của chủ hộ Minh chứng cho ý nghĩa trình độ học vấn của chủ hộ được thể hiện ở Bảng 4. Khi chủ hộ có bằng cấp càng cao thì tỷ lệ % rơi vào nhóm chi cho lương thực thực phẩm càng giảm.Ban đầu , chủ hộ không có bằng cấp có tỷ lệ chi cho lương thực thực phẩm là 9.4 %,sau đó tăng lên đối với chủ hộ có trình độ văn hoá cấp I có tỷ lệ chi là 27.6% và xuống thấp với chủ hộ có trình độ văn hoá cấp II là 21.8%, cấp III là 20.5%, chứng chỉ dạy nghề là 5.2%, trung học chuyên nghiệp là 6.7%, cao đẳng hoặc đại học là 3.4%. Đồng thời nếu xét theo tỷ lệ dòng, chủ hộ có bằng cấp càng cao thì có tỷ lệ chi cho lương thực, thực phẩm càng tăng, cụ thể đối vối chủ hộ có bằng cao đẳng hoặc đại học có mức chi thứ nhất 0.8%, mức chi thứ hai 1.3%, mức chi thứ ba 3.5%, mức chi thứ tư 7.9% . Phân tích này cũng phù hợp với thực tế là việc quan tâm đến chi tiêu cho lương thực thực phẩm của các hộ có trình độ học vấn cao không chỉ đơn thuần là số lượng nữa. Có thể thấy đây là một kết luận mang tính lôgic và hợp lý khá cao, một lần nữa khẳng định quy mô chọn mẫu là hoàn toàn dựa trên những cơ sở đúng đắn. Bảng 4: Tứ phân vị chi tiêu cho lương thực thực phẩm * Bằng cấp cao nhất chủ hộ Crosstabulation Nguồn: Khảo sát mức sống dân cư Việt nam 1997-1998. Để xem mức độ ảnh hưởng một cách cụ thể hơn nữa ta xét đến số năm đi học của chủ hộ qua Bảng 5 dưới đây. Bảng 5: Mô tả số năm học của chủ hộ theo tứ phân vị về chi tiêu cho lương thực thực phẩm. Nguồn: Khảo sát mức sống dân cư Việt nam 1997-1998. Số năm đi học của chủ hộ theo bảng cho thấy không có sự thay đổi lớn theo tứ phân vị về chi tiêu, nhóm 1 chủ hộ có khuynh hướng học 5.5 năm, nhóm 2 là 7.1 năm, nhóm 3 là 7.5 năm, nhóm 4 là 8.1 năm. Mặc dù trình độ học vấn của chủ hộ có sự ảnh hưởng rõ rệt đến mức chi tiêu cho lương thực thực phẩm nhưng nếu xét số năm đi học của chủ hộ lại không dẫn đến sự chênh lệch về chi tiêu . Điều này dẫn đến một gợi ý hoặc là giáo dục không đảm bảo chất lượng hoặc không tập trung vào làm tăng thu nhập một cách rõ ràng , hoặc là thị trường lao động chưa hoạt động một cách trôi chảy triệt để để thấy rằng số năm đi học nhiều hơn sẽ có được thành quả tốt hơn. 2.1.4. Số người trong hộ (quy mô hộ) Theo kết quả được mô tả ở Bảng 7 chúng ta rút ra một số kết luận như sau: Số người trong hộ tăng dần kể từ nhóm chi cho lương thực thực phẩm thấp nhất đến hộ chi cho lương thực thực phẩm nhiều nhất. Nếu trung bình 1 hộ thuộc nhóm chi ít nhất là 3.33 người thì 1 hộ chi cho giáo dục nhiều nhất là 5.86 người. Để kết luận chính xác vấn đề này cần phải được xem xét thêm nhiều yếu tố nữa như vùng cư trú của hộ, hộ thuộc khu vực thành thị hay nông thôn, hộ thuộc diện nghèo đói, trung bình hay khá giả... Chúng ta không thể nói rằng trong số các hộ nghèo thì các gia đình càng đông con thì có mức chi cho lương thực thực phẩm càng nhiều điều đó chỉ đúng ở một số ít mà thôi ,vì đối với một hộ nghèo đói mà có quy mô lớn thì nhu cầu chi cho lương thực thực phẩm càng nhiều là tất yếu nhưng không có khả năng chi trả thì cũng không thể có mức chi cao được Bảng 6: Mô tả quy mô hộ theo tứ phân vị về chi tiêu cho lương thực thực phẩm Nguồn: Khảo sát mức sống dân cư Việt nam 1997-1998. Một điều chú ý ở đây là sự sai khác giữa các giá trị trung bình, giá trị trung bình khoảng tin cậy 95%, trung bình cắt 5% là không đáng kể. 2.1.5. Phân loại hộ Sự chênh lệch về các mức chi tiêu cho lương thực thực phẩm theo hộ nông nghiệp và phi nông nghiệp được phân biệt khá rõ ràng. Với hộ phi nông nghiệp, mức chi cho lương thực thực phẩm của họ tăng dần theo tứ phân vị, ở mức thứ nhất là 26.00%, mức hai là 33.4%, mức ba là 43.2%, riêng mức thứ 4 lên tới 68.1% - một tỷ lệ khá cao. Với hộ nông nghiệp thì ngược lại, chúng ta nhận được số liệu như sau: ở mức thứ nhất là 74 %, mức hai là 66,6%, mức ba là 56.8% và mức thứ 4 là 31.9%. Bảng 7: Phân loại hộ theo hộ nông nghiệp, phi nông nghiệp * Tứ phân vị về chi tiêu cho lương thực thực phẩm Nguồn: Khảo sát mức sống dân cư Việt nam 1997-1998. Tuy nhiên nếu xét theo nhóm hộ thì tỷ lệ chênh lệch ở hai đầu là 42.7%so với 57.3%, hộ không làm nghề nông tỷ lệ chi cho lương thực thực phẩm ở mức một thấp nhất 26%, hộ làm nghề nông tỷ lệ này lên đến 31.9% .Như vậy, một thực tế được thể hiện ở đây đó là cho dù nước ta đang có sự thay đổi trong mức sống dân cư nhìn chung thì khoảng cách về mức sống vẫn còn rất lớn đối với các hộ làm nghề nông nghiệp so với các hộ làm ở các ngành nghề khác. Đây là một vấn đề khó khăn mà chắc chắn phải còn một thời gian dài rất dài lâu nữa chúng ta mới có thể khắc phục được. 2.2 .Mô tả sơ bộ ảnh hưởng của nhóm yếu tố thuộc về xã hội 2.2.1.Khu vực của hộ Quy hoạch đô thị nhằm giảm thiểu sự bất bình đẳng giữa thành thị và nông thôn đang đặt ra nhiều vấn đề nan giải cho các nhà chức trách trong bối cảnh đất nước ta hiện nay. Nhìn vào bảng CROSSTAB ta thấy, các hộ ở nông thôn chiếm đa số trong mẫu được điều tra 71.2% và có tỷ lệ chi tiêu cho lương thực thực phẩm ở mức một là 86.3%) và chi cho lương thực thực phẩm ở mức bốn - mức cao nhất – chưa đến một nửa 45.4%. Trong khi hộ thành phố chỉ chiếm có 28.8% mà có mức chi tại mức cao nhất là 54.6% và mức thấp nhất là 13.7% Bảng 8: Mã khu vực năm 1998 * Tứ phân vị về chi tiêu cho lương thực thực phẩm Crosstabulation Nguồn: Khảo sát mức sống dân cư Việt nam 1997-1998. Sự tăng giảm rõ rệt về tỷ lệ % theo tứ phân vị về chi tiêu cho lương thực thực phẩm giữa các loại hộ ở thành thị và ở nông thôn khẳng định yếu tố khu vực có tác động mạnh tới mức độ chi tiêu của các hộ gia đình. 2.2.2. Vùng cư trú của hộ Có thể nói rằng giữa các vùng cư trú của Việt Nam có sự khác biệt rất lớn khi xem xét trên hầu hết các lĩnh vực ,đặc biệt không phảI mọi vùng kinh tế của đất nước đều giàu có như nhau .Ta sẽ xem xét vấn đề này dưới góc độ chi tiêu của một hộ gia đình cho lương thực thực phẩm dựa vào biến vùng được phân chia thành 7 vùng mô tả ảnh hưởng của vùng cư trú đến mức độ chi tiêu cho lương thực thực phẩm như thế nào?. 1- Vùng núi và trung du Bắc bộ 2- Vùng đồng bằng Sông Hồng 3- Vùng Bắc Trung Bộ Vùng duyên hải Nam Trung Bộ Vùng Tây Nguyên Vùng Đông Nam Bộ Vùng đồng bằng Sông Cửu Long. Xét theo từng vùng tỷ lệ % hộ được sắp xếp vào các nhóm chi tiêu chênh lệch nhau đáng kể. Cụ thể: - Vùng Núi và Trung du Bắc Bộ: nhóm chi tiêu cho lương thực thực phẩm cao nhất chiếm tỷ lệ rất thấp chỉ có 5.5% bằng với chi ở mức này của Tây Nguyên .ở ba nhóm đầu tỉ lệ lần lượt là 15.9% ;19.7% ; 16.2%. - Vùng đồng bằng Sông Hồng: tỷ lệ hộ xếp vào các nhóm lại có xu hướng giảm dần từ 26.2% ở mức chi nhỏ hơn 4594 nghìn đồng xuống còn 14.5%ở mức chi lớn hơn 8661 nghìn đồng . - Vùng Bắc Trung Bộ: ở các nhóm có sự chênh lệch đáng kể, các mức độ tương ứng là 16.6%; 14.3%; 10.2%;6.1%. - Vùng duyên hải Nam Trung Bộ: Phân bố khá đồng đều theo tứ phân vị về chi tiêu giữa các nhóm và còn có xu hướn tăng từ nhóm chi cho lương thực thực phẩm ít sang nhóm chi cho lương thực thực phẩm nhiều nhất, tương ứng giữa các nhóm là 13.6%;11.6%;12.4%;12.7% Bảng 9: Mã 7 vùng * Tứ phân vị về chi tiêu cho giáo dục Crosstabulation. Nguồn: Khảo sát mức sống dân cư Việt nam 1997-1998 - Vùng Tây Nguyên: cũng không có sự chênh lệch lớn giữa nhóm 1 và nhóm 4 6.3% và 5.5% Đây là vùng có tỷ lệ hộ chi cho lương thực thực phẩm thấp nhất trong tất cả các vùng chỉ có 6.1% - Vùng Đông Nam Bộ: đây là điểm sáng có tỷ lệ chi cho lương thực thực phẩm ở mức 4 rất cao 38.2%. Tuy nhiên đây không phảI là vùng có chi tiêu cho lương thực thực phẩm cao nhất vì ở mức 1 chỉ có 6.3% một sự chênh lệch rất lớn tới 31.9% - Vùng đồng bằng Sông Cửu Long: nhìn chung là có sự ổn định giữa các nhóm , các nhóm có tỷ lệ tương ứng là 15.2%; 19.9%; 21.6%; 17.5% Như vậy, từ những con số “biết nói” ở trên, chúng ta đã có thể quy hoạch được các vùng có các mức độ chi tiêu khác nhau, nó rất có ý nghĩa trong việc định hướng các vùng trọng điểm cho phân bổ cơ cấu kinh tế. Ngoài ra, còn có nhiều nguyên nhân giải thích cho sự chênh lệch giữa các tỷ lệ chi tiêu như: môi trường kinh tế - xã hội...Những nguyên nhân dẫn xuất đó sẽ góp phần đưa ra những giải pháp cụ thể nhằm giảm mức độ phân biệt giữa mức sống các hộ dân cư của mỗi vùng kinh tế. 3. Xác định ý nghĩa thống kê của các mô tả và các kiểm định dùng cho phân tích 3.1. ý nghĩa thống kê của các mô tả từ bảng CROSSTAB Trong bài phân tích sẽ dùng kiểm định Khi bình phương khi đưa ra các kết quả mô tả từ bảng Crosstab. Thống kê này là một phép đo về sự chênh lệch giữa tần số quan sát và tần số kỳ vọng của các ô trong một bảng chéo hai chiều. Chúng ta có một số các kết quả như sau: *Kiểm định X2 cho Bảng 2: Tỷ lệ nhóm chi tiêu cho lương thực thực phẩm theo nhóm tuổi của chủ hộ *Kiểm định X2 cho Bảng 3: Tỷ lệ nhóm chi tiêu cho lương thực thực phẩm theo giới tính của chủ hộ *Kiểm định X2 cho Bảng 4: Tỷ lệ nhóm chi tiêu cho lương thực thực phẩm theo bằng cấp cao nhất của chủ hộ *Kiểm định X2 cho Bảng 7: Tỷ lệ nhóm chi tiêu cho lương thực thực phẩm theo loại hộ *Kiểm định X2 cho Bảng 8: Tỷ lệ nhóm chi tiêu cho lương thực thực phẩm theo khu vực của hộ *Kiểm định X2 cho Bảng 9: Tỷ lệ nhóm chi tiêu cho lương thực thực phẩm theo vùng cư trú của hộ Có thể kết luận rằng, tất cả các kết quả mô tả trong bảng Crosstab đều có ý nghĩa thống kê, chúng một lần nữa khẳng định lại giá trị của những con số “biết nói” đã được đề cập trong các phần trên. 3.2. Các kiểm định dùng cho phân tích 3.2.1. Kiểm định tương quan biến định lượng Đây là kiểm định tương quan giữa các biến định lượng gồm: tuổi của chủ hộ, số năm đi học của chủ hộ, số người trong hộ (quy mô hộ). Bảng 10: Kiểm định tương quan biến định lượng Nhìn vào mức ý nghĩa Sig.(1-tailed) ta xác xuất thấp nhất để bác bỏ giả thiết H0: Hai biến độc lập với nhau (tương quan hai biến là không có ý nghĩa), còn báo cáo Correlation Coefficient cho ta hệ số tương quan về 2 biến nghiên cứu. Kí hiệu “**” cho hệ số tương quan với mức ý nghĩa 0.01. 3.2.2. Kiểm định Mann-Whiney Đây là kiểm định đòi hỏi mẫu nghiên cứu là mẫu ngẫu nhiên, và các giá trị có thể sắp thứ tự được. Nó nằm trong lớp các kiểm định nhằm mục đích kiểm tra tác động của một nhân tố đến tổng thể, giả thiết là với trạng thái khác nhau của nhân tố này phân phối của tổng thể là như nhau. Thống kê Mann-Whiney kiểm định cặp giả thiết: H0: Hai mẫu độc lập được rút ra từ cùng một tổng thể H1: Tồn tại ít nhất hai bộ phận của tổng thể được tách ra theo đặc trưng của nhân tố F. Nhân tố F của các kiểm định Mann-Whiney sau đây sẽ lần lượt là giới tính của chủ hộ, loại hộ, khu vực sống của chủ hộ khi xét ở các vùng cư trú khác nhau. Bảng 11: Kiểm định Mann- Whitney với nhân tố là giới tính Bảng 12: Kiểm định Mann- Whitney với nhân tố là loại hộ Bảng 13: Kiểm định Mann- Whitney với nhân tố là khu vực II. Ước lượng mô hình hồi quy 1. Giả thiết cho mô hình 1.1. Thống kê biến Có thể có nhiều vấn đề chưa thật nhất thiết phải dùng đến mô hình kinh tế lượng. Dù vậy, phải thừa nhận một điều rằng ngôn ngữ của mô hình là một ngôn ngữ thống kê bậc cao mà để có được nó những người làm kinh tế lượng phải vất vả lần tìm ra được ý nghĩa của các con số "sống". Tuy nhiên, việc thực hiện các kỹ thuật xây dựng mô hình sẽ thành công nhiều hơn nếu có sự kế thừa từ những thống kê mô tả, phát hiện ra các điểm chính để giải quyết vấn đề, hay nói cách khác là sự hiểu rõ hơn về đối tượng nghiên cứu qua các kỹ thuật đỡ phức tạp từ đó nâng cao hiệu quả của mô hình đem lại. Sau khi nghiên cứu kỹ về các bảng mô tả hai chiều, chúng ta sẽ ước lượng và phân tích tiếp kết quả của mô hình hồi quy. Một mô hình hồi quy được xem xét với hai hệ thống biến như sau: -Biến phụ thuộc như đã phân tích ở phần trên là biến log_food logarit cơ số 10 của biến chi tiêu cho lương thực thực phẩm. -Các biến độc lập: Theo tính chất biến chúng ta sẽ có 2 loại: *Các biến lượng như biến độ tuổi chủ hộ, số năm học của chủ hộ, số người trong hộ. *Các biến chất nhận giá trị 0 hoặc 1 thể hiện tình trạng có hay không của biến như: biến giới tính của chủ hộ, biến loại hộ, biến khu vực, biến vùng kinh tế... 1.2. Định nghĩa các biến sử dụng trong mô hình *Biến lượng: age Tuổi của chủ hộ educyr98 Số năm đi học của chủ hộ hhsize Số người trong hộ *Biến chất: được định nghĩa như sau Bảng 14: Định nghĩa các biến định tính Nhãn biến Tên biến Giá trị của biến Giới tính của chủ hộ Sex1= 1 (Nam), 0 (Nữ) Loại hộ Farm= 1 (Hộ nông nghiệp), 0 (Hộ phi nông nghiệp) Mã khu vực năm 1998 Urban= 1 (Thành thị), 0 (Nông thôn) Vùng núi, trung du Bắc Bộ Vung1= 1 (Vùng 1), 0 (Vùng khác) Vùng ĐB Sông Hồng Vung2= 1 (Vùng 2), 0 (Vùng khác) Vùng Bắc Trung Bộ Vung3= 1 (Vùng 3), 0 (Vùng khác) Duyên hải Nam Trung Bộ Vung4= 1 (Vùng 4), 0 (Vùng khác) Tây Nguyên Vung5= 1 (Vùng 5), 0 (Vùng khác) Vùng Đông Nam Bộ Vung6= 1 (Vùng 6), 0 (Vùng khác) 2. Mô hình hồi quy và phân tích các kết quả 2.1. Mô hình Có rất nhiều phần mềm có thể đưa ra các kết quả hồi quy dựa theo mẫu đã có như EVIEWS, STATA, SPSS... mỗi phần mềm đều có những ưu điểm riêng của nó. Trong đề án của mình, khi đưa ra các phân tích em đều chạy trên các phần mềm này để so sánh kết quả, hai phần mềm chính được sử dụng nhiều nhất là STATA và SPSS. Thực tế, trên thế giới nói chung hay ở Việt Nam nói riêng, cả STATA và SPSS đều là những công cụ hữu hiệu của nhiều chuyên gia phân tích dữ liệu. Không ai có thể phủ nhận những đặc tính ưu việt của 2 phần mềm này, do vậy để thực hành được tốt hơn những kiến thức đã học khi còn ngồi trên ghế nhà trường em đã lựa chọn cả 2 phương pháp trình bày mô hình hồi quy với 2 phần mềm đã nêu ở trên. Bảng 15: Mô hình hồi quy về chi tiêu cho lương thực thực phẩm của các hộ gia đình Việt Nam theo VLSS 97-98 với phần mềm thống kê STATA ------------------------------------------------------------------------------ Reg food1 sex age educyr98 urban98 hhsize farm vung1 vung2 vung3 vung4 vung5 vung6 Number of obs = 5999 F( 12, 5986) = 586.95 Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.5406 Adj R-squared = 0.5397 Root MSE = .16334  Source | SS df MS -------------+------------------------------ Model | 187.924734 12 15.6603945 Residual | 159.711397 5986 .026680821 -------------+------------------------------ Total | 347.636131 5998 .057958675 ------------------------------------------------------------------------------ food1 | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- sex | -.0269524 .0051869 -5.20 0.000 -.0371207 -.0167842 age | .0005741 .0001695 3.39 0.001 .0002417 .0009065 educyr98| .0120757 .0005736 21.05 0.000 .0109511 .0132003 urban98 | .1305398 .0060865 21.45 0.000 .1186081 .1424715 hhsize | .0650157 .00115 56.53 0.000 .0627612 .0672701 farm | -.0427357 .0055438 -7.71 0.000 -.0536037 -.0318678 vung1| -.0628872 .0076527 -8.22 0.000 -.0778893 -.0478851 vung2 | -.0458215 .0071324 -6.42 0.000 -.0598035 -.0318395 vung3 | -.0871345 .0080941 -10.77 0.000 -.1030019 -.0712672 vung4 | -.0364432 .0077298 -4.71 0.000 -.0515963 -.0212901 vung5 | -.0219009 .010014 -2.19 0.029 -.0415319 -.0022699 vung6 | .1134633 .0072238 15.71 0.000 .099302 .1276246 _cons | 3.408702 .0154935 220.01 0.000 3.37833 3.439075 ------------------------------------------------------------------------------ -Nguồn: Khảo sát mức sống dân cư Việt nam 1997-1998 Các kết quả hồi quy được trình bày trong Bảng 15 (Bảng 16). Chúng ta đã thu được một kết quả khá tốt: tất cả các hệ số có ý nghĩa thống kê cao, phương trình hoàn toàn thích hợp với số liệu, và với R2 điều chỉnh bằng 0.5397. Bảng 16: Mô hình hồi quy về chi tiêu cho giáo dục của các hộ gia đình Việt Nam theo VLSS 97-98 với phần mềm thống kê SPSS Chú ý: Dependent Variable: Logarit cơ số 10 của chi cho lương thực thực phẩm R2 điều chỉnh = 0,5397 với 5999 quan sát.. Các kết quả hồi quy cho ta những kết luận chính xác hơn so với những thảo luận ban đầu, bởi vì những kết luận ban đầu chỉ được rút ra từ các bảng 2 chiều, chúng có nhược điểm là không phải tất cả đều thể hiện các tác động độc lập. Các gia đình có chủ hộ là nam có mức chi cho lương thực thực phẩm cao hơn các gia đình có chủ hộ là nữ . Kết quả này khá phù hợp với mô tả đã nêu ở phần trước. Như vậy có thể khẳng định, trong xã hội người phụ nữ vẫn luôn là người tiết kiệm và dù có là xã hội hiện đại nữ giới rất quan tâm đến ngân sách của gia đình để đảm bảo cho đời sống gia đình được hạnh phúc. Khi chủ hộ làm các công việc phi nông nghiệp, mức chi tiêu cho lương thực thực phẩm thấp hơn 4% so với chủ hộ làm nghề nông nghiệp, hoàn toàn đúng với những gì mà chúng ta đã dự đoán. Điều này cũng nói lên sự chênh lệch giàu nghèo giữa các tầng lớp dân cư .Ta có thể suy ra rằng làm việc ở các khu vực nhà nước thì có thuận lợi hơn về mặt kinh tế. Nhóm tuổi của chủ hộ ảnh hưởng khá rõ rệt đến mức độ chi tiêu cho lương thực thực phẩm, nhóm dưới 20 tuổi có mức chi tiêu thấp nhất,tiếp đó là nhóm trên 70 tuổi. Khi cố định các yếu tố khác, số năm đến trường của chủ hộ và quy mô hộ ảnh hưởng rất rõ nét trong việc chi cho nhu cầu lương thực thực phẩm, chúng cũng có xu hướng tăng lên .Khi chủ hộ thêm 1 năm đến trường chi cho lương thực thực phẩm tăng 1.2% Chứng tỏ chủ hộ có trình độ càng cao thì càng chú trọng nâng cao mức sống trong gia đình. Đây là một vấn đề hoàn toàn hợp lý trong điều kiện xã hội ngày càng phát triển như hiện nay. Hộ gia đình có nhiều thành viên thì mức chi cho lương thực thực phẩm nhiều hơn. Các tác động địa lý rất rõ rệt. Một khi kiểm soát được các tác động khác, mức chi tiêu cho lương thực thực phẩm ước tính ở thành thị cao hơn 30% so với ở nông thôn. Con số này nhỏ hơn so với kết luận rút ra từ các mô tả từ trước, song chúng vẫn thể hiện một sự chênh lệch rất lớn. Khoảng cách thành thị, nông thôn ở nước ta về nhiều mặt của cuộc sống sẽ còn cần mộtthờigianrất dài nữa mới hy vọng xoá bỏ được phần nào. Một vấn đề khác là khi kiểm soát được các tác động khác, vùng đồng bằng Sông Hồng chi cho lương thực thực phẩm lớn nhất chiếm tới 19.6% chỉ lớn hơn một chút so với vùng đồng bằng Sông Cửu Long 18.5% . Các vùng còn lại đều có xu hướng chi cho lương thực thực phẩm thấp hơn so với vùng đồng bằng Sông Hồng: miền núi trung du Bắc Bộ thấp hơn 5.3%, vùng Bắc trung Bộ thấp hơn 7.8%, vùng duyên hải Nam Trung Bộ thấp hơn 7%, vùng Tây Nguyên thấp hơn tới 13.5%, vùng Đông Nam Bộ thấp hơn 2.5% .Nhìn vào bảng trên ta thấy biến vùng4 tức là vùng Duyên HảI Nam Trung Bộ không có ảnh hưởng về ý nghĩa thống kê đối với chi tiêu cho lương thực thực phẩm. 2.2. Kiểm định mô hình hồi quy Với số liệu đã có, chúng ta thấy rằng đây là một tệp số liệu phản ánh tương đối đầy đủ hoạt động ảnh hưởng đến hành vi chi tiêu cho lương thực thực phẩm của hộ gia đình Việt Nam, tuy nhiên trong thực tế các nhân tố ảnh hưởng đến hành vi này không chỉ giới hạn có vậy, mà còn tồn tại nhiều nhân tố tác động khác nữa, do đó việc hồi quy mô hình ở trên không thể tránh khỏi tình trạng thiếu sót biến số, đây là một nhược điểm lớn của người phân tích số liệu. Hy vọng rằng trong những đề tài sau nhược điểm này sẽ được khắc phục. Bảng 17:Kiểm định phương sai sai số thay đổi . hettest Cook-Weisberg test for heteroskedasticity using fitted values of food2 Ho: Constant variance chi2(1) = 0.54 Prob > chi2 = 0.4607 Dựa vào kiểm định khi bình phương với mức ý nghĩa ở trên chúng ta không thể bác bỏ giả thiết Ho, tức là chúng ta chấp nhận rằng phương sai sai số trong mô hình không thay đổi. *Kiểm định đa cộng tuyến Bảng 18:Kiểm định đa cộng tuyến . test( sex+ age+ educyr98+ urban98+ hhsize+ farm+ vung1+ vung2+ vung3+ vung4+ vung5+ vung6)=0 ( 1) sex + age + educyr98 + urban98 + hhsize + farm + vung1 + vung2 + vung3 + vung4 + vung5 + vung6 > = 0.0 F( 1, 5986) = 0.00 Prob > F = 0.9491 Với giá trị thống kê F và mức xác xuất P trên ta không có đủ cơ sở khẳng định mô hình có đa cộng tuyến. Như vậy, có thể khẳng định được chắc chắn rằng mô hình hồi quy thu được là khá chuẩn, nó có độ phù hợp cao so với thực tế. Chúng ta có thể hoàn tin cậy vào những kết luận đã được mô tả và kiểm chứng một cách đầy đủ bằng những công cụ thống kê mạnh nhất hiện nay như STATA, SPSS. Mô hình này có thể còn được dùng để dự báo xu hướng chi tiêu cho lương thực thực phẩm trong những năm tới. Chương III: Kết luận Khác với nghiên cứu xã hội học thuần tuý một cách định tính, đề án mà em mong muốn hướng tới là đề cập đến một phương pháp tiếp cận vấn đề mới, đó là phân tích định lượng - lần tìm nội dung về mặt chất thông qua những con số “sống”. Nhìn chung, những nhân tố tác động đến chi tiêu cho lương thực thực phẩm của hộ gia đình phân tích trong đề án cũng đã được phát hiện trong nhiều nghiên cứu khác, tuy nhiên để có được những nghiên cứu cụ thể, sâu sắc vấn đề này về mặt định lượng thì thực sự chưa có nhiều. Đứng trên phương diện là một sinh viên, em không hy vọng sẽ có được một bài viết