Luận văn Các nhân tố ảnh hưởng đến hạnh phúc của người Việt Nam

uổi bình phương ± 2115,9 2020 04 SỨC KHỎE – HEALTH Biến sức khỏe với thang đo từ 1 (rất kém) đến 4 (rất tốt) + 2,65 0,88 (*) 05 HỌC VẤN – EDU Biến học vấn với 9 mức từ 1 (hồn tồn khơng đi học) đến 9 (đại học) + 4,48 1,91 06 THU NHẬP - INCOME Biến thu nhập với thang đo theo 10 mức, từ 1 (mức thấp nhất) đến 10 (mức cao nhất) + 5,25 1,36 07 GIỚI TÍNH – GENDER (D1) Biến giả (Dummy), nhận giá trị 1 nếu là nam, 0 nếu là nữ. ± 0,5 0,5 08 HƠN NHÂN – MARRIED (D2) Biến giả (Dummy), nhận giá trị 1 nếu đã kết hơn, 0 nếu trường hợp khác. + 0,77 0,42 09 LI HƠN – DIVORCED (D3) Biến giả (Dummy), nhận giá trị 1 nếu đã li hơn, 0 nếu trường hợp khác. - 0,01 0,07 10 THẤT NGHIỆP – UNEMPLOY (D4) Biến giả (Dummy), nhận giá trị 1 nếu là thất nghiệp, 0 nếu trường hợp khác. - 0,05 0,21 11 NIỀM TIN Biến giả (Dummy), nhận giá + 0,39 0,49 31 CON NGƯỜI - PEOPLE TRUST (D5) trị 1 nếu cĩ niềm tin vào con người, 0 nếu trường hợp khác. 12 TƠN GIÁO – RELIGIOUS (D6) Biến giả (Dummy), nhận giá trị 1 nếu là cĩ tham gia tổ chức tơn giáo, 0 nếu trường hợp khác. + 0,10 0,30 13 CHÍNH TRỊ - POLITICAL (D7) Biến giả (Dummy), nhận giá trị 1 nếu là cĩ tham gia tổ chức chính trị, 0 nếu trường hợp khác. + 0,28 0,45 14 VÙNG MIỀN – REGION (D8) Biến giả (Dummy), nhận giá trị 1 nếu là miền ðơng Nam Bộ, 0 nếu trường hợp khác. + 0,22 0,42 15 ε Sai số ngẫu nhiên (*) Các biến đã được điều chỉnh trật tự thang đo. Kỳ vọng dấu của các biến giải thích được tác giả kế thừa từ các nghiên cứu trước đây, đặc biệt là nghiên cứu của Blanchflower và Oswald. Trong đĩ biến giới tính cĩ kỳ vọng dấu khơng chắc chắn (cĩ thể là âm mà cũng cĩ thể là dương) do cịn phụ thuộc vào biến động kinh tế xã hội của giai đoạn điều tra. Ví dụ, người phụ nữ Á đơng ít bị tác động bởi sự biến động khủng hoảng kinh tế tài chính nên cảm thấy hạnh phúc hơn nam giới (dấu âm) (Xem thêm phần phân tích tác động của D1 (giới tính) – Chương IV: Phân tích kết quả nghiên cứu, phần 4.2. Kết quả hồi quy và giải thích hệ số). Theo Osvald (2008), hạnh phúc trong suốt cả cuộc đời cĩ hình chữ U (đường cong hạnh phúc), do vậy biến tuổi cũng cĩ kỳ vọng dấu vừa âm vừa dương. 32 Các nhân tố như sức khỏe, học vấn, thu nhập, tình trạng hơn nhân là kết hơn, các yếu tố thuộc vốn xã hội như niềm tin con người, niềm tin vào tơn giáo, chính trị, cĩ tác động thuận chiều với hạnh phúc và đều cĩ kỳ vọng dấu là dương. Cĩ hai biến cĩ kỳ vọng dấu là âm là: Li hơn, thất nghiệp. Hai biến này tác động nghịch chiều với hạnh phúc. Theo Edward Denior (1997) đây là hai yếu tố tác động mạnh mẽ, lâu dài trong cuộc đời mỗi con người. Biến vùng miền là một yếu tố tương đối mới, do tính cách, lịch sử và đặc điểm mơi trường sống của Việt Nam tạo ra. Cĩ kỳ vọng dấu là dương đối với những người sống ở vùng Miền ðơng Nam bộ. 2.5. Ước lượng mối quan hệ bằng mơ hình hồi quy đa biến 2.5.1. Xử lý sơ bộ các biến Thực hiện thống kê mơ tả, sự tương quan và vẽ đồ thị biến thiên của các cặp biến giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập (xem các phụ lục 3.1; 3.2 & 3.3), ta thấy các biến tuổi và biến tuổi2 (tuổi bình phương) khơng cĩ tương quan với biến độc lập HP nên bị loại khỏi mơ hình. 2.5.2. Thủ tục ước lượng mơ hình hồi qui Bước 1: Kiểm tra sự phân bổ các biến trong mơ hình. Bước 2: Vẽ đồ thị biến thiên của biến phụ thuộc HP theo các biến độc lập, loại bỏ 2 biến Tuổi và Tuổi2. Bước 3: Chạy mơ hình hồi qui tổng thể [Mơ hình U] HP = β1 + β2EDU + β3HEALTH + β4INCOME + β5D1 + β6D2 + β7D3 + β8D4 + β9D5 + β10D6 + β11D7 + β12D8 + ut Bước 4: Chạy mơ hình hồi qui giới hạn [Mơ hình R] HP = β1 + β3HEALTH + β4INCOME + β5D1 + β6D2 + β7D3 + β10D6 + β11D7 + β12D8 +ut Bước 5: Sử dụng kiểm định Wald để kiểm tra mơ hình giới hạn. Bước 6: Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình và loại bỏ các biến cĩ hiện tượng đa cộng tuyến (nếu cĩ). Bước 7: Kiểm tra hiện tượng phương sai khơng đồng nhất. 33 Bước 8: Khắc phục hiện tượng phương sai khơng đồng nhất. 2.6. Kết quả ước lượng mơ hình hồi quy Sau khi loại bỏ 2 biến Tuổi và biến Tuổi2, mơ hình tổng quát cĩ dạng: HP = β1 + β2EDU + β3HEALTH + β4INCOME + β5D1 + β6D2 + β7D3 + β8D4 + β9D5 + β10D6 + β11D7 + β12D8 + ut Thực hiện hồi quy đa biến theo phương pháp bình phương bé nhất (OLS), ta cĩ mơ hình tổng quát (Mơ hình U): HP = 2.487257626 + 0.009422053822*EDU(#) + 0.1890890098*HEALTH + t (22.98862) (0.888139) (8.308648) 0.03290569325*INCOME - 0.07473958266*D1 + 0.2530184228*D2 – t (2.283830) (-1.887405) (5.398288) 0.7662765357*D3 - 0.04700612771*D4(#) + 0.00831773627*D5(#) – t (-2.807731) (-0.514691) (0.209307) 0.1558113979*D6 + 0.1222573381*D7 + 0.1564357364*D8 t (-2.353710) (2.758077) (3.261685) R2 : 0.145097 Các giá trị trong ngoặc (): Thống kê t. Ghi chú: (#) các biến khơng cĩ ý nghĩa thống kê (mức ý nghĩa trên 10%). Nhận xét: Mơ hình cĩ R2 thấp, chỉ mới giải thích 14,5%, điều này là do mơ hình sử dụng dữ liệu chéo (cross section data), nên thường cĩ R2 thấp. Ngồi ra cịn cĩ nguyên nhân khác là do số liệu sử dụng trong mơ hình khơng đồng nhất (data heterogeneity). ðiều này thể hiện rõ trong bộ số liệu này: điều tra 1000 hộ trên phạm vi cả nước (1 hộ ở miền núi phía bắc sẽ cĩ những đặc điểm khơng giống với 1 hộ ở miền trung hay 1 hộ ở miền nam). Cĩ 03 hệ số hồi quy của các biến độc lập (#) EDU – Học vấn, D4 – Thất nghiệp và D5 – Niềm tin con người, khơng cĩ ý nghĩa thống kê. Thực hiện loại bỏ bớt biến theo nguyên tắc lần lượt loại bỏ những biến cĩ P- value cao nhất (Chiến lược xây dựng mơ hình Backward – đi từ tổng quát đến đơn giản), chúng tơi rút ra được mơ hình rút gọn như sau: Mơ hình rút gọn (Mơ hình R): 34 HP = 2.515104368 + 0.1903204199*HEALTH + 0.03440244194*INCOME – t (24.99584) (8.430340) (2.403633) 0.06985320607*D1 + 0.2535506963*D2 - 0.7560654908*D3 - 0.1614173921*D6 t (-1.785300) (5.461460) (-2.775506) (-2.470691) + 0.1301338944*D7 + 0.1549695308*D8 t (3.001107) (3.238341) R2: 0.144126 Nhận xét: Mơ hình cĩ R2 thấp, các hệ số hồi quy các biến độc lập đều cĩ ý nghĩa thống kê. Cĩ 5 biến cĩ ý nghĩa thống kê mức 1%, 2 biến mức 2% và 1 biến ở mức 10%. Cũng từ dấu hiệu Mơ hình cĩ R2 thấp, các hệ số hồi quy các biến độc lập đều cĩ ý nghĩa thống kê nên cĩ thể khẳng định khơng cĩ dấu hiệu tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình. Kiểm định mơ hình (Wald Test) ở phụ lục 3.4 dưới đây cho kết quả khơng bác bỏ giả thiết Ho, mơ hình rút gọn sau cùng (mơ hình R) là mơ hình được chọn. Thực hiện kiểm tra và khử hiện tượng phương sai thay đổi (bằng cách sử dụng thủ tục bình phương tối thiểu cĩ trọng số theo White để ước lượng phương trình hồi quy) ta cĩ mơ hình: Hồi quy tuyến tính cĩ trọng số: (Bảng 5) Dependent Variable: HP Method: Least Squares Date: 11/17/08 Time: 00:25 Sample: 1 961 Included observations: 961 Weighting series: W Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 2.598638 0.103466 25.11589 0.0000 HEALTH 0.185349 0.022098 8.387780 0.0000 INCOME 0.023294 0.013923 1.673119 0.0946 35 D1 -0.086386 0.038105 -2.267078 0.0236 D2 0.251844 0.049777 5.059455 0.0000 D3 -0.672858 0.150716 -4.464415 0.0000 D6 -0.151419 0.062951 -2.405337 0.0163 D7 0.112044 0.040838 2.743619 0.0062 D8 0.160486 0.044727 3.588100 0.0004 Weighted Statistics R-squared 0.591657 Mean dependent var 3.437506 Adjusted R-squared 0.588225 S.D. dependent var 0.904293 S.E. of regression 0.580282 Akaike info criterion 1.758715 Sum squared resid 320.5638 Schwarz criterion 1.804304 Log likelihood -836.0623 F-statistic 21.15313 Durbin-Watson stat 1.852741 Prob(F-statistic) 0.000000 Unweighted Statistics R-squared 0.142861 Mean dependent var 3.413111 Adjusted R-squared 0.135658 S.D. dependent var 0.639820 S.E. of regression 0.594841 Sum squared resid 336.8512 Durbin-Watson stat 1.836503 Mơ hình chi tiết: HP = 2.598637775 + 0.1853494788*HEALTH + 0.02329404198*INCOME – t (25.11589) (8.387780) (1.673119) 0.08638637265*D1 + 0.2518435336*D2 - 0.6728577968*D3 - 0.1514185556*D6 t (-2.267078) (5.059455) (-4.464415) (-2.405337) + 0.1120439161*D7 + 0.1604859301*D8 t (2.743619) (3.588100) R2: 0.591657 Nhận xét: Sau khi thực hiện thủ tục bình phương tối thiểu cĩ trọng số theo White để ước lượng phương trình hồi quy, R2 đã cải thiện đáng kể (59,16%), các hệ số hồi quy các biến độc lập đều cĩ ý nghĩa thống kê. 36 Thực hiện kiểm định (Kiểm định White – Phụ lục 4.2.2), kiểm định cho kết quả khơng bác bỏ Ho, do đĩ khơng cịn hiện tượng phương sai thay đổi và do vậy chúng ta cĩ thể sử dụng mơ hình cho việc gợi ý chính sách vì các hệ số hồi qui đã đảm bảo tính BLUE (Ước lượng khơng chệch tuyến tính tốt nhất). 37 CHƯƠNG III ðÁNH GIÁ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH 3.1. ðánh giá kết quả nghiên cứu 1. Cả sức khỏe và thu nhập đều cùng chiều với hạnh phúc, phù hợp với dấu kỳ vọng đã được đề cập. Khi sức khỏe, thu nhập tăng cao thì kỳ vọng hạnh phúc tăng lên. So sánh tác động của sức khỏe và thu nhập, thấy rằng sức khỏe tác động đến hạnh phúc mạnh hơn thu nhập. Khi sức khỏe tăng lên một mức thì kỳ vọng hạnh phúc tăng thêm 0.1853 mức (với điều kiện các yếu tố khác khơng đổi), sức khỏe và hạnh phúc đều cùng cĩ thang đo 4 mức. Khi thu nhập tăng lên một mức thì kỳ vọng hạnh phúc tăng thêm 0.02329 (với điều kiện các yếu tố khác khơng đổi), thu nhập cĩ thang đo 9 mức. 2/ Tác động của D1 (Giới tính): Nếu giới tính Nam: D1 = 1, Mơ hình sẽ là: HP = 2.5122 + 0.1853494788*HEALTH + 0.02329404198*INCOME + 0.2518435336*D2 - 0.6728577968*D3 - 0.1514185556*D6 + 0.1120439161*D7 + 0.1604859301*D8 Nếu giới tính khác: D1 = 0, Mơ hình sẽ là: HP = 2.598637775 + 0.1853494788*HEALTH + 0.02329404198*INCOME + 0.2518435336*D2 - 0.6728577968*D3 - 0.1514185556*D6 + 0.1120439161*D7 + 0.1604859301*D8 Như vậy, chênh lệch về Hạnh phúc giữa Nam Nữ là cĩ ý nghĩa thống kê ví dụ khi quan sát đối tượng nghiên cứu là Nam thì chênh lệch về hạnh phúc sẽ giảm đi 0.08638 mức. Nĩi cách khác, nữ giới hạnh phúc hơn nam giới với mức độ là 0.08638, khi các yếu tố khác khơng thay đổi. Hạnh phúc sẽ gia tăng đối với phụ nữ, như đã được nhận định trong kỳ vọng về dấu của biến, đối với văn hĩa phương ðơng nĩi chung và Việt Nam nĩi riêng, nữ giới thường an phận hơn, hạnh phúc của phụ nữ khơng gắn liền với tiền bạc và kinh tế nên ít bị ảnh hưởng bởi các suy thối kinh tế và cảm thấy hạnh phúc hơn. 38 Phạm ðỗ Chí23 (2002): kinh tế thế giới đã nhìn thấy những dấu hiệu từ cuối năm 2000 về tăng trưởng chậm lại trên tồn cầu, mà chủ yếu là do kinh tế Mỹ tăng chậm lại đáng kể, khả năng suy giảm tăng trưởng ở một số nền kinh tế mới nổi, nhất là sau biến cố khủng bố tại Mỹ vào ngày 11-9-2001. Do đĩ, mức tăng trưởng cho nền kinh tế thế giới năm 2001 đã liên tục được ước lượng thấp đi, từ 3,4% (ước lượng tháng 4-2001 bởi IMF) xuống chỉ cịn 2,4% vì ảnh hưởng của khủng bố, theo tính tốn sau cùng (tháng 12-2001) của IMF. Cho năm mới 2002, số tăng trưởng dự đốn của cả thế giới cũng sẽ chỉ ở cùng mức yếu kém là 2,4%. Mặc dầu nền kinh tế Việt Nam khơng bị tác động lớn bởi sự suy thối kinh tế trên tồn cầu, do mức độ hội nhập cịn thấp, tuy nhiên tốc độ tăng trưởng GDP thực năm 2001 chỉ đạt 4,7% trong khi bình quân giai đoạn 1996 – 2001 tăng trưởng bình quân đạt xấp xỉ 7%. Kết quả trên khá tương thích với khảo sát tồn cầu mới đây (11/2008) của Cơng ty nghiên cứu thị trường Nielsen về hạnh phúc trên 51 quốc gia hồi tháng 5 vừa qua, với 28.153 người tham gia trả lời qua mạng cho thấy phụ nữ thường hạnh phúc hơn đàn ơng. Bruce Paul, từ cơng ty Nielsen, cho biết. “Vì hạnh phúc của phụ nữ khơng gắn liền với kinh tế, nên nĩ cũng khơng chịu ảnh hưởng mạnh bởi các cơn suy thối kinh tế, và điều đĩ cĩ thể lý giải vì sao phụ nữ trên khắp thế giới nĩi chung đang hạnh phúc hơn đàn ơng"24 Tuy nhiên, cũng theo kết quả nghiên cứu này thì phụ nữ Việt Nam kém hạnh phúc hơn đàn ơng, và chỉ ở 3 nước, trong đĩ cĩ Việt Nam, là đàn ơng hạnh phúc hơn phụ nữ. Hai nước cịn lại là Brazil, Nam Phi. ðây cũng là điểm khác biệt so với nghiên cứu ðTGTTG được thực hiện từ năm 2001, sự khác nhau cĩ thể do thời gian thay đổi hoặc do lựa chọn mẫu điều tra khác nhau. 23 Phạm ðỗ Chí: Bối cảnh hội nhập quốc tế và kinh tế Việt Nam 2001 – 2002. 24 www.vnexpress.net: Phụ nữ Việt Nam kém hạnh phúc hơn đàn ơng. Chủ nhật, 30/11/2008, 05:04 GMT+7 39 3/ Tác động của D2 (Hơn nhân): Hạnh phúc và tình trạng hơn nhân là đã kết hơn (đang chung sống) cĩ quan hệ biến thiên cùng chiều. Khả năng hạnh phúc của những người đã kết hơn cao hơn những đối tượng khác như độc thân, li thân, li hơn, gĩa… 4/ Tác động của D3 (Li hơn): Hạnh phúc và tình trạng hơn nhân là li hơn biến thiên ngược chiều. Cũng như nhiều nghiên cứu đã kết luận, khả năng bất hạnh của những người li hơn cao hơn rõ rệt so với những đối tượng khác. 5/ Tác động của D6 (Tơn giáo): Mối quan hệ giữa yếu tố cĩ tham gia vào tổ chức tơn giáo (người theo đạo) và hạnh phúc biến thiên ngược chiều. Thơng thường kỳ vọng là những người tham gia vào tổ chức tơn giáo và cĩ niềm tin, thường cảm thấy an phận, hài lịng với cuộc sống hiện tại của họ. ðể tìm hiểu sự khác biệt này cần cĩ sự nghiên cứu chuyên sâu về chuyên đề này mới cĩ thể lý giải nguyên nhân thích hợp. Trong phạm vi luận văn này, tác giả khơng cĩ đủ điều kiện và thơng tin để nghiên cứu sâu hơn để tìm ra câu trả lời hợp lý. 6/ Tác động của D7 (Chính trị): Mối quan hệ giữa yếu tố cĩ tham gia vào tổ chức chính trị và Hạnh phúc là đồng biến giống như kỳ vọng. Hạnh phúc của những người cĩ tham gia tổ chức đồn thể, chính trị (như ðảng cộng sản Việt nam, ðồn thanh niên, Hội Phụ nữ, Hội cựu chiến binh ..) tăng cao hơn so với người khơng tham gia tổ chức chính trị nào. ðiều này cho thấy những người cĩ niềm tin và tham gia vào các tổ chức chính trị là những người cĩ niềm tin vào cuộc sống, vào tương lai, cĩ mục tiêu sống nên cảm thấy hạnh phúc hơn. Cũng cĩ thể do các tổ chức chính trị ở Việt Nam thường gắn liền với quyền lực, nên người tham gia vào các tổ chức chính trị là những người cĩ nhiều quyền lực hơn, địa vị cao hơn, nhiều tiền bạc hơn nên cảm thấy hạnh phúc hơn. Trên đây chỉ là nhận định mang tính suy luận chủ quan của tác giả. ðể kiểm định nhận định này cần cĩ những điều tra nghiên cứu đầy đủ hơn về vấn đề này. 7/ Tác động của D8 (Vùng miền): Nghiên cứu cũng cho kết quả là những người sống ở vùng miền ðơng Nam Bộ cĩ hạnh phúc cao hơn những vùng khác trong cả nước. Chênh lệch về hạnh phúc giữa những người sống ở vùng miền ðơng Nam Bộ và những người sống ở các vùng khác là cĩ ý nghĩa thống kê. Khi quan sát đối 40 tượng nghiên cứu là những người sống ở vùng đồng bằng sơng Cửu long thì chênh lệch về hạnh phúc sẽ tăng thêm 0.16048 mức so với người Việt Nam nĩi chung. Do điều kiện tự nhiên thuận lợi hơn cũng như lối sống chất phác, cởi mở và tin tưởng vào những người chung quanh nên mức độ hài lịng với cuộc sống cao hơn. Theo Trần Phĩng Diều (2007), thực ra, người Nam bộ là một trong những bộ phận cấu thành của dân tộc Việt nam cho nên dù người Nam bộ hay Bắc bộ cũng đều cĩ những đặc tính chung nhất định của người Việt Nam. Nhưng do điều kiện địa lý, nét văn hĩa khác nhau của từng vùng, miền mà tính cách của con người cũng cĩ khác nhau25. Phan Quốc Anh (2008): “ðịa văn hĩa Nam bộ tạo nên tính cách người Nam bộ; phĩng khống, văn hĩa mở, vì vậy dễ tiếp nhận văn hĩa mới từ các luồng văn hĩa” và do “khơng bị gắn chặt với làng rễ cội như ở Bắc bộ. Tính cách người Nam bộ do vậy cũng phĩng khống hơn; làm bao nhiêu ăn nhậu bấy nhiêu, khơng cần biết đến ngày mai “xả láng, sáng dậy sớm”26. Dù thuận lợi trong canh tác nơng nghiệp, nhưng người Nam bộ vẫn giữ nếp cần cù, coi trọng tính cộng đồng. Hàng xĩm, láng giềng vẫn là quan trọng: “nhất cận thị, nhị cận lân, tam cận giang, tứ cận lộ, ngũ cận điền”. 8/ Một số kết luận khác: - Hầu hết các nghiên cứu ở các nước phát triển đều cho rằng thất nghiệp cĩ ảnh hưởng mạnh đến hạnh phúc, tuy nhiên khi phân tích trong mơ hình này nĩ lại khơng cĩ ý nghĩa thống kê. Sở dĩ cĩ điều này là cĩ thể do quan niệm về thất nghiệp ở Việt Nam chưa được quy định rõ ràng, nhất là đối với khu vực nơng thơn. Sự khác nhau giữa thất nghiệp và cĩ việc làm trong khu vực nơng thơn khơng cĩ khoảng cách đáng kể, hầu như ai cũng cĩ cơng ăn việc làm nhưng việc làm khơng đầy đủ, việc làm mang tính mùa vụ (mỗi năm chỉ làm mấy tháng). Khi thống kê tồn bộ dữ liệu 1000 quan sát, chỉ cĩ 46 người (4,6%) tự nhận là thất nghiệp. Tuy nhiên xác định đúng nguyên nhân về việc khơng cĩ ý nghĩa thống kê cần phải nghiên cứu kỹ hơn. 25 Trần Phĩng Diều (2007) Tính cách người Nam bộ qua ca dao (Văn Hiến Việt Nam). www.chungta.com.vn. 26 TS Phan Quốc Anh (2008). Văn hĩa tổ chức đời sống nơng thơn Việt Nam. sng-nong-thon-vit-nam-&catid=85:c-s-vn-hoa-vit-nam&Itemid=79 41 - Cũng như thất nghiệp, tuổi tác, học vấn và niềm tin con người (vốn xã hội) cũng là các yếu tố được các nghiên cứu trước kết luận là cĩ sự ảnh hưởng đến hạnh phúc con người, tuy nhiên lại khơng cĩ ý nghĩa thống kê cũng như sự tương quan trong nghiên cứu này. Cần cĩ nghiên cứu kỹ hơn để tìm ra cách lý giải thích hợp. Tĩm tắt đánh giá kết quả nghiên cứu: 1. Các yếu tố sức khỏe, thu nhập, tình trạng hơn nhân, yếu tố chính trị và yếu tố vùng miền biến thiên cùng chiều với hạnh phúc, phù hợp với kỳ vọng đã được đề cập. 2. Các yếu tố giới tính, tình trạng hơn nhân là li hơn, yếu tố tơn giáo tác động nghịch chiều với hạnh phúc. Ngoại trừ yếu tố tơn giáo cĩ dấu khác với kỳ vọng, cần cĩ sự nghiên cứu sâu hơn để tìm nguyên nhân thích hợp, các yếu tố giới tính và tình trạng li hơn cĩ dấu biến thiên hợp với kỳ vọng. Nữ giới hạnh phúc hơn nam giới và Li hơn cĩ tác động xấu đến hạnh phúc. 3. Tình trạng thất nghiệp, trình độ học vấn và tuổi tác, niềm tin con người là những yếu tố khơng cĩ ý nghĩa thống kê khi phân tích mơ hình này. Việc khơng cĩ ý nghĩa thống kê khi phân tích trong mơ hình này khơng cĩ nghĩa là các yếu tố này khơng cĩ sự tác động đến hạnh phúc. Chắc chắn là cĩ nhiều nguyên nhân khác nhau ảnh hưởng đến tình hình này. Do thời gian nghiên cứu cĩ hạn, tác giả cũng chưa cĩ điều kiện tìm hiểu kỹ vấn đề này. 3.2. Gợi ý chính sách 1. Thu nhập cĩ tác động rõ rệt đến hạnh phúc. Nhĩm người cĩ mức thu nhập càng cao, hạnh phúc sẽ càng lớn. ðể gĩp phần nâng cao hạnh phúc của người dân, Nhà nước trước hết cần quan tâm thực hiện các nhĩm giải pháp tạo cơng ăn việc làm, hỗ trợ người lao động tìm kiếm việc làm, chính sách về bảo hiểm xã hội, bảo hiểm thất nghiệp, bảo hiểm y tế… nhằm nâng cao thu nhập, mức sống của người dân. 2. Sức khỏe cũng là một yếu tố cĩ tác động mạnh đến hạnh phúc của người dân. Ngồi việc hướng dẫn, tạo điều kiện và hỗ trợ (sân bãi, mặt bằng, mơi trường, huấn luyện…) cho người dân rèn luyện, nâng cao sức khỏe bản thân, tăng cường 42 luyện tập thể thao; Nhà nước cần đẩy mạnh các chương trình chăm sĩc sức khỏe ban đầu, khám sức khỏe định kỳ để tầm sốt bệnh cũng như thực hiện nghiêm túc việc quản lý vệ sinh an tồn thực phẩm, kiểm sốt ơ nhiễm mơi trường… vv sẽ gĩp phần nâng cao sức khỏe, gia tăng độ hài lịng của người dân. 3. Các nhân tố như hơn nhân, niềm tin tơn giáo, chính trị cũng cĩ tác động đến hạnh phúc. Gợi ý chính sách là sự phát triển bền vững, hài hịa; Cởi mở hơn trong chính sách quản lý các vấn đề tơn giáo, chính trị; ðề cao các giá trị văn hĩa tinh thần, giá trị của hạnh phúc gia đình; Phát triển kinh tế gắn liền với các hoạt động văn hĩa giáo dục, xã hội nhằm phát triển cân bằng. 3.3. Hạn chế của đề tài nghiên cứu: - Giới hạn về bộ dữ liệu: ðiều tra giá trị thế giới Việt Nam 2001 là cuộc điều tra được tổ chức lần đầu tiên tại Việt Nam với nhiều lĩnh vực, nội dung phức tạp. Các câu hỏi phỏng vấn khá khác biệt so với hầu hết các cuộc điều tra đã thực hiện ở Việt Nam trước đĩ, nội dung nhiều câu hỏi nằm ở lĩnh vực khá nhạy cảm, riêng tư (như chính trị, tơn giáo, thu nhập…). Do đĩ một số nội dung như các yếu tố thất nghiệp, tuổi tác, giáo dục, niềm tin con người, tác giả chưa tìm ra được nguyên nhân thích hợp khi phân tích lại khơng cĩ ý nghĩa thống kê (trong khi hầu hết các nghiên cứu ở các nước phát triển đều xác định cĩ sự tác động rõ rệt); Nội dung niềm tin tơn giáo cĩ quan hệ biến thiên trái chiều với kỳ vọng… Những năm sau này, tác giả khơng tìm thấy số liệu các cuộc điều tra tương tự được tiếp tục thực hiện, nên khơng cĩ cơ sở để so sánh, đánh giá sự thay đổi theo thời gian. Bộ dữ liệu điều tra được thực hiện từ năm 2001 là khá cũ, tính thực tế của những gợi ý chính sách cĩ thể chưa cao đối với thời điểm hiện nay. - Tài liệu tham khảo cho Luận văn này rất khĩ tìm kiếm trong các thư viện của các trường đại học, các tài liệu tham khảo chủ yếu được tìm kiếm trên internet nhưng hầu hết khơng phải là các luận văn nghiên cứu khoa học, do đĩ về cách thức trình bày, bố cục và nội dung cĩ thể chưa được bao quát đầy đủ. 43 3.4. Lĩnh vực nghiên cứu tiếp tục Nhằm khắc phục những hạn chế của luận văn này, tác giả cho rằng trong thời gian tới khi các cuộc điều tra (nếu cĩ điều kiện) được tổ chức thường xuyên hàng năm ở Việt Nam, nghiên cứu cần được thực hiện tiếp tục ở các hướng như sau: - Tìm hiểu và xác định rõ tác động của yếu tố thất nghiệp đối với hạnh phúc. Tập huấn và hướng dẫn nhân viên điều tra phỏng vấn rõ nội dung thất nghiệp theo đúng quy định của quốc tế. Khi phỏng vấn phải giải thích rõ cho người được phỏng vấn hiểu. Tiến hành phân tích mơ hình hồi quy theo các cuộc điều tra hàng năm đồng thời kết hợp nghiên cứu dữ liệu qua nhiều năm (panel data) để kiểm chứng nội dung này. - Giáo dục là một yếu tố quan trọng đối với việc giúp cho con người hiểu biết, ứng xử, làm việc, nhận được sự tơn trọng của người khác… ngồi ra giáo dục cịn là một nhân tố tác động trực tiếp đến các yếu tố khác (cĩ tác động rõ rệt đối với hạnh phúc) như nâng cao thu nhập cá nhân nhờ việc cĩ kiến thức, kỹ năng lao động, tay nghề; Hiểu biết để chăm sĩc và rèn luyện sức khỏe cho cá nhân mình… cần tìm hiểu thêm để cĩ lời giải đáp thích hợp. - Yếu tố cĩ tham gia vào tổ chức tơn giáo (người theo đạo) như đã đề cập là những người thường cảm thấy an phận, hài lịng với cuộc sống hiện tại của họ nên thường hạnh phúc hơn. Tuy vậy trong phân tích này lại cĩ sự khác biệt về dấu kỳ vọng, cần cĩ cuộc điều tra chuyên sâu về chuyên đề này mới cĩ thể lý giải nguyên nhân thích hợp. - Cuối cùng khi việc tổ chức cuộc điều tra này thường xuyên, định kỳ hơn, cần tiến hành phân tích sự biến động của các yếu tố tác động đến hạnh phúc qua thời gian thay đổi như thế nào? Chú ý phân tích những yếu tố nào cĩ sự tác động tăng để cĩ thể gợi ý chính sách phát triển phù hợp. 44 KẾT LUẬN Hạnh phúc và nghiên cứu về hạnh phúc là một lĩnh vực đang được nhiều quốc gia quan tâm. Việc nghiên cứu các nhân tố để gợi ý các chính sách thích hợp nhằm nâng cao chất lượng sống và hạnh phúc của người dân cĩ một ý nghĩa quan trọng. Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến hạnh phúc của người Việt Nam sử dụng bộ dữ liệu điều tra do giáo sư Russell J. Dalton & nghiên cứu sinh Ơng Thụy Như Ngọc, thuộc Trung tâm Nghiên cứu Dân chủ, ðại học California, Hoa Kỳ tổ chức thực hiện tại Việt Nam vào năm 2001, nghiên cứu đã sử dụng mơ hình kinh tế lượng và chỉ ra 08 yếu tố tác động đến hạnh phúc của người Việt Nam là sức khỏe, thu nhập, giới tính, tình trạng hơn nhân, li hơn, tơn giáo, chính trị, vùng miền và đã đề xuất các gợi ý chính sách để làm tăng hạnh phúc của người Việt Nam. Một số nhân tố như tình trạng thất nghiệp, trình độ học vấn và tuổi tác, niềm tin con người khơng cĩ ý nghĩa thống kê khi phân tích mơ hình này, trong khi hầu hết các nghiên cứu ở các nước phát triển đều xác định cĩ sự tác động rõ rệt. Việc khơng cĩ ý nghĩa thống kê khi phân tích trong mơ hình này khơng cĩ nghĩa là các yếu tố này khơng cĩ sự tác động đến hạnh phúc. Cĩ thể là do khái niệm về các nhân tố khơng đồng nhất giữa Việt Nam và thế giới (nhân tố thất nghiệp), cĩ thể do nội dung phỏng vấn điều tra khá phức tạp, đề cập đến các chủ đề khá riêng tư, nhạy cảm và được thực hiện lần đầu tại Việt Nam…Chắc chắn là cĩ nhiều nguyên nhân khác nhau ảnh hưởng đến tình hình này, cần cĩ các cuộc điều tra chuyên sâu về các chuyên đề này mới cĩ thể lý giải nguyên nhân thích hợp. Do bộ dữ liệu được thực hiện vào năm 2001 nên tính thực tế của gợi ý chính sách trong điều kiện hiện nay cĩ thể chưa cao. Tuy nhiên về mặt phương pháp luận đã đưa ra một phương pháp nghiên cứu định lượng cĩ ý nghĩa vận dụng nhất định trong thực tế đối với các lĩnh vực mang tính chủ quan, riêng tư và nhạy cảm như chủ đề hạnh phúc. ðây là một đề tài khá mới, dễ gây tranh cãi và ít được nghiên cứu một cách cĩ hệ thống ở Việt Nam. Với trình độ và thời gian nghiên cứu cịn hạn hẹp, chắc chắn cịn cĩ nhiều vấn đề cần trao đổi thêm. Tác giả mong muốn nhận được những trao đổi và đĩng gĩp của tất cả quý vị. Xin chân thành cám ơn. 45 TÀI LIỆU THAM KHẢO Tiếng Việt 01. Phan Quốc Anh (2008), “Văn hĩa tổ chức đời sống nơng thơn Việt Nam”, 608:bai-6-vn-hoa-t-chc-i-sng-nong-thon-vit-nam-&catid=85:c-s-vn-hoa-vit- nam&Itemid=79, truy cập ngày 01/12/2008. 02. Phạm ðỗ Chí (2001), “Bối cảnh quốc tế hội nhập và Kinh tế Việt Nam 2001 – 2002”, truy cập ngày 20/05/2008. 03. Trần Phĩng Diều (2007), “Tính cách người Nam bộ qua ca dao (Văn Hiến Việt Nam)”, www.chungta.com.vn, truy cập ngày 01/12/2008. 04. ðinh Phi Hổ (2006), Kinh tế phát triển: Lý thuyết và thực tiễn, Nhà xuất bản Thống kê, Thành phố Hồ Chí Minh. 05. Nguyễn Tấn Hùng (2005), Các quan điểm khác nhau trong lịch sử triết học về vấn đề mưu cầu hạnh phúc cá nhân và ý nghĩa của nĩ đối với xã hội ta hiện nay, pcat=, truy cập ngày 29/03/2009. 06. Mạnh Kim (2008), “Hạnh phúc quốc gia là gì”, www.vnn.vn, truy cập ngày 13/05/2008. 07. ðức Lê (2005), “Khi nào tiền bạc làm nên hạnh phúc”, www.chungta.com, truy cập ngày 12/05/2008. 08. Sơn Nguyễn (2005), “Tổng hạnh phúc quốc gia”, www.tuoitre.com.vn, truy cập ngày 13/05/2008. 09. Hồ Sỹ Quý (2007), “Nghiên cứu định lượng về hạnh phúc và chỉ số hạnh phúc (HPI) của Việt Nam trong 178 nước năm 2006”, www.hosyquy.com, truy cập ngày 12/05/2008. 10. Lê Sơn (2008), “Tuổi tác và hạnh phúc”, khoe/249398.asp, truy cập ngày 30/11/2008. 11. Nguyễn ðức Ý (2007), “Muơn người hạnh phúc chan hịa”, www.ykhoa.net. truy cập ngày 12/05/2008. 46 12. Maslow (1943), “Tháp nhu cầu của Maslow”, truy cập ngày 30/07/2008. 13. Layard, R (2008), Hạnh phúc, những bài học từ một mơn khoa học mới, Nhà xuất bản Tri thức. 14. Trang web ðại sứ quán ðan Mạch (2007), “Chỉ số hạnh phúc trên tồn cầu”. truy cập ngày 13/05/2008. 15. Trang web vnexpress.net (2006), “Tiền bạc đi liền với hạnh phúc”, www.vnexpress.net, truy cập ngày 21/05/2008. 16. Trang web vnexpress.net (2008), “Phụ nữ Việt Nam kém hạnh phúc hơn đàn ơng”, www.vnexpress.net, truy cập ngày 30/11/2008, 05:04 GMT+7. Tiếng Anh 01. Blanchflower, D. G. & Andrew J. Oswald (2002), Well-being over time in Britain and the USA, Journal of Public Economics 88 (2004) 1359– 1386. 02. Bruno S. Frey and Alois Stutzer (1999), Happiness, Economy and Institutions, The Economic Journal, 110 (466, October), 2000, pp. 918-938. 03. Carol Graham (2005) The Economics of Happiness, Forthcoming in Steven Durlauf and Larry Blume, eds., The New Palgrave Dictionary of Economics, Second Edition. 04. CLAUDIA WALLIS (2005), “The New Science of Happiness”, truy cập ngày 20/12/2008. 05. Daniel Kahneman (2006), “Would you be happier if you were”, truy cập ngày 22/01/2009. 06. Phoebus J. Dhrymes (2005). Handbook of Econometrics - Limited dependent variables, Columbia University 07. Layard R. (2003) Income and happiness: rethinking economic policy, Lionel Robbins Memorial Lectures 2002/3, Lecture 2, LSE, London. 47 08. Nhu Ngoc T.Ong (2003), “Four Vietnamese Generations: Support for Democracy and Market Economy”, The Center for the Study of Democracy, University of California, Irvine. USA. 09. Oswald A.D (1997), Happiness and Economic Performance, The Economic Journal, 107, 1815 – 1831. 10. Russell J. Dalton & Nhu-Ngoc T. Ong (2001), “The Vietnamese Public in Transition.The World Values Survey: Vietnam 2001”, The Center for the Study of Democracy, University of California, Irvine. USA. 11. Trang web BBC News (2003), “The formula for happiness”, truy cập ngày 30/07/2008. 12. Trang web của New Economics Foundation: 13. Trang web của The Center for the Study of Democracy, University of California, Irvine. USA: 14. Trang web Wikipedia (2008), “World value survey”, truy cập ngày 14/05/2008. 15. Trang web Wikipedia (2008), “Happy Planet Index (HPI)”, truy cập ngày 20/05/2008. 16. Trang web Wikipedia (2008), Difinition of Happiness: 48 PHỤ LỤC PHỤ LỤC 1: CHỈ SỐ HPI CỦA 178 QUỐC GIA NĂM 200627 Happy Planet Index 2006 Rank Country Life Sat Life Exp EF HPI Reasonable ideal 8.2 82 1.5 83.5 1 Vanuatu 7.4 68.6 1.1 68.2 2 Colombia 7.2 72.4 1.3 67.2 3 Costa Rica 7.5 78.2 2.1 66 4 Dominica 7.3 75.6 1.8 64.6 5 Panama 7.2 74.8 1.8 63.5 6 Cuba 6.3 77.3 1.4 61.9 7 Honduras 7.2 67.8 1.4 61.8 8 Guatemala 7 67.3 1.2 61.7 9 El Salvador 6.6 70.9 1.2 61.7 10 Saint Vincent and the Grenadines 7.2 71.1 1.7 61.4 11 Saint Lucia 7 72.4 1.6 61.3 12 Vietnam 6.1 70.5 0.8 61.2 13 Bhutan 7.6 62.9 1.3 61.1 14 Samoa (Western) 6.9 70.2 1.4 61 15 Sri Lanka 6.1 74 1.1 60.3 16 Antigua and Barbuda 7.4 73.9 2.3 59.2 17 Philippines 6.4 70.4 1.2 59.2 18 Nicaragua 6.3 69.7 1.1 59.1 19 Kyrgyzstan 6.6 66.8 1.1 59 20 Solomon Islands 6.9 62.3 1 58.9 21 Tunisia 6.4 73.3 1.4 58.9 22 São Tomé and Principe 6.7 63 1 57.9 23 Indonesia 6.6 66.8 1.2 57.9 24 Tonga 6.6 72.2 1.6 57.9 25 Tajikistan 6.1 63.6 0.6 57.7 26 Venezuela 7.4 72.9 2.4 57.5 27 Dominican Republic 7 67.2 1.6 57.1 28 Guyana 7.2 63.1 1.5 56.6 29 Saint Kitts and Nevis 7.4 70 2.3 56.1 30 Seychelles 7.4 72.7 2.6 56.1 31 China 6.3 71.6 1.5 56 27 (Web của New Economics Foundation). 49 32 Thailand 6.5 70 1.6 55.4 33 Peru 5.6 70 0.9 55.1 34 Suriname 7.3 69.1 2.3 55 35 Yemen 6.2 60.6 0.7 55 36 Fiji 6.7 67.8 1.7 54.5 37 Morocco 5.6 69.7 0.9 54.4 38 Mexico 6.9 75.1 2.5 54.4 39 Maldives 6.6 66.6 1.6 53.5 40 Malta 7.5 78.4 3.5 53.3 41 Bangladesh 5.7 62.8 0.6 53.2 42 Comoros 5.9 63.2 0.8 52.9 43 Barbados 7.3 75 3.1 52.7 44 Malaysia 7.4 73.2 3 52.7 45 Palestine 5.4 72.5 1.1 52.6 46 Cape Verde 5.8 70.4 1.3 52.4 47 Argentina 6.8 74.5 2.6 52.2 48 Timor-Leste 6.6 55.5 0.8 52 49 Belize 6.9 71.9 2.6 52 50 Trinidad and Tobago 6.9 69.9 2.3 51.9 51 Chile 6.5 77.9 2.6 51.3 52 Paraguay 6.5 71 2.2 51.1 53 Jamaica 7 70.8 2.6 51 54 Nepal 5.5 61.6 0.6 50 55 Mauritius 6.5 72.2 2.4 49.6 56 Mongolia 6.7 64 1.9 49.6 57 Uruguay 6.3 75.4 2.6 49.3 58 Ecuador 5.6 74.3 1.8 49.3 59 Uzbekistan 6.4 66.5 1.9 49.2 60 Grenada 6.5 65.3 1.9 49 61 Austria 7.8 79 4.6 48.8 62 India 5.4 63.3 0.8 48.7 63 Brazil 6.3 70.5 2.2 48.6 64 Iceland 7.8 80.7 4.9 48.4 65 Switzerland 8.2 80.5 5.3 48.3 66 Italy 6.9 80.1 3.8 48.3 67 Iran 6 70.4 2.1 47.2 68 Ghana 6.2 56.8 1.1 47 69 Bolivia 5.5 64.1 1.2 46.2 70 Netherlands 7.5 78.4 4.7 46 71 Madagascar 5.8 55.4 0.8 46 50 72 Cyprus 6.9 78.6 4 46 73 Algeria 5.2 71.1 1.5 45.9 74 Luxembourg 7.6 78.5 4.9 45.6 75 Bahamas 7.7 69.7 4.1 44.9 76 Papua New Guinea 6.3 55.3 1.3 44.8 77 Burma 5.3 60.2 0.9 44.6 78 Belgium 7.3 78.9 4.9 44 79 Slovenia 6.6 76.4 3.8 44 80 Oman 7.3 74.1 4.4 43.9 81 Germany 7.2 78.7 4.8 43.8 82 Croatia 5.9 75 2.9 43.7 83 Lebanon 5.6 72 2.3 43.6 84 Taiwan 6.6 76.1 3.9 43.4 85 Haiti 5.5 51.6 0.5 43.3 86 Syria 5.1 73.3 1.9 43.2 87 Spain 7 79.5 4.8 43 88 Hong Kong 6.6 81.6 4.6 42.9 89 Saudi Arabia 7.3 71.8 4.4 42.7 90 Gambia 5.7 55.7 1.1 42.5 91 Cambodia 5.6 56.2 1.1 42.2 92 Albania 4.6 73.8 1.5 42.1 93 Jordan 5.1 71.3 1.9 42 94 New Zealand 7.4 79.1 5.5 41.9 95 Japan 6.2 82 4.3 41.7 96 Congo 5.7 52 0.9 41.6 97 Egypt 4.8 69.8 1.5 41.6 98 Turkey 5.3 68.7 2 41.4 99 Denmark 8.2 77.2 6.4 41.4 100 Brunei Darussalam 7.6 76.4 5.6 41.2 101 Georgia 4.1 70.5 0.8 41.2 102 Korea 5.8 77 3.4 41.1 103 Bosnia and Herzegovina 5.1 74.2 2.3 41 104 Senegal 5.6 55.7 1.2 40.8 105 Azerbaijan 4.9 66.9 1.5 40.7 106 Gabon 6.2 54.5 1.7 40.5 107 Libya 5.7 73.6 3.1 40.3 108 United Kingdom 7.1 78.4 5.4 40.3 109 Laos 5.4 54.7 1 40.3 110 Benin 5.4 54 1 40.1 111 Canada 7.6 80 6.4 39.8 51 112 Pakistan 4.3 63 0.7 39.4 113 Ireland 7.6 77.7 6.2 39.4 114 Poland 5.9 74.3 3.6 39.3 115 Norway 7.4 79.4 6.2 39.2 116 Macedonia 4.9 73.8 2.3 39.1 117 Israel 6.7 79.7 5.3 39.1 118 Namibia 6.5 48.3 1.6 38.4 119 Sweden 7.7 80.2 7 38.2 120 Romania 5.2 71.3 2.7 37.7 121 Hungary 5.7 72.7 3.5 37.6 122 Guinea 5.1 53.7 1 37.4 123 Finland 7.7 78.5 7 37.4 124 Mauritania 5.3 52.7 1.1 37.3 125 Kazakhstan 5.8 63.2 2.8 36.9 126 Togo 4.9 54.3 0.9 36.9 127 Kenya 5.6 47.2 0.9 36.7 128 Czech Republic 6.4 75.6 5 36.6 129 France 6.6 79.5 5.8 36.4 130 Armenia 3.7 71.5 1 36.1 131 Singapore 6.9 78.7 6.2 36.1 132 Slovakia 5.4 74 3.6 35.8 133 Greece 6.3 78.3 5.4 35.7 134 Tanzania 5.5 46 0.9 35.1 135 Guinea-Bissau 5.4 44.7 0.7 35.1 136 Portugal 6.1 77.2 5.2 34.8 137 Eritrea 4.4 53.8 0.7 34.5 138 Bahrain 7.2 74.3 6.6 34.4 139 Australia 7.3 80.3 7.7 34.1 140 Mali 5.3 47.9 1.1 33.7 141 Mozambique 5.4 41.9 0.7 33 142 Cameroon 5.1 45.8 0.9 32.8 143 Djibouti 4.8 52.8 1.3 32.7 144 Ethiopia 4.7 47.6 0.7 32.5 145 Bulgaria 4.3 72.2 2.7 31.6 146 Nigeria 5.5 43.4 1.2 31.1 147 Moldova 3.5 67.7 1.2 31.1 148 Burkina Faso 4.7 47.5 1.1 30.1 149 Lithuania 4.7 72.3 3.9 29.3 150 United States of America 7.4 77.4 9.5 28.8 151 Cote d'Ivoire 4.5 45.9 0.9 28.8 52 152 Rwanda 4.4 43.9 0.7 28.3 153 Sierra Leone 5 40.8 0.9 28.2 154 United Arab Emirates 7.4 78 9.9 28.2 155 Angola 4.8 40.8 0.8 27.9 156 South Africa 5.7 48.4 2.8 27.8 157 Sudan 3.6 56.4 1 27.7 158 Uganda 4.7 47.3 1.5 27.7 159 Kuwait 7.2 76.9 9.5 27.7 160 Latvia 4.7 71.6 4.4 27.3 161 Niger 4.5 44.4 1.1 26.8 162 Malawi 4.6 39.7 0.7 26.7 163 Zambia 4.9 37.5 0.8 25.9 164 Central African Republic 4.9 39.3 1.1 25.9 165 Belarus 4 68.1 3.2 25.8 166 Qatar 7 72.8 9.5 25.5 167 Botswana 5.4 36.3 1.3 25.4 168 Chad 4.5 43.6 1.3 25.4 169 Turkmenistan 4 62.4 3.1 24 170 Equatorial Guinea 5.2 43.3 2.5 23.8 171 Lesotho 4.3 36.3 0.6 23.1 172 Russia 4.3 65.3 4.4 22.8 173 Estonia 5.1 71.3 6.9 22.7 173 Ukraine 3.6 66.1 3.3 22.2 175 Congo, Dem. Rep. of the 3.3 43.1 0.7 20.7 176 Burundi 3 43.6 0.7 19 177 Swaziland 4.2 32.5 1.1 18.4 178 Zimbabwe 3.3 36.9 1 16.6 PHỤ LỤC 2: PHÂN TÍCH MƠ HÌNH HỒI QUY 53 3.1. Bảng thống kê mơ tả các biến (Bảng 11): THỐNG KÊ MƠ TẢ CÁC BIẾN HP AGE AGESQ EDU HEALTH INCOME D1 D2 D3 D4 D5 D6 D7 D8 Mean 3.41 42.91 2,115.92 4.48 2.65 5.25 0.50 0.77 0.01 0.05 0.39 0.10 0.28 0.22 Median 3.00 41.00 1,681.00 4.00 3.00 5.00 0 1.00 0 0 0 0 0 0 Maximum 4.00 210.00 44,100.00 9.00 4.00 10.00 1.00 1.00 1.00 1.00 1.00 1.00 1.00 1.00 Minimum 1.00 18.00 324.00 1.00 1.00 1.00 0 0 0 0 0 0 0 0 Std. Dev. 0.64 16.59 2,020.72 1.91 0.88 1.36 0.50 0.42 0.07 0.21 0.49 0.30 0.45 0.42 Skewness (0.72) 1.47 9.85 0.49 (0.14) (0.21) 0.01 (1.28) 13.76 4.24 0.44 2.69 0.96 1.33 Kurtosis 2.96 12.96 195.75 2.85 2.30 4.07 1.00 2.65 190.21 18.94 1.19 8.23 1.92 2.78 Jarque-Bera 84 4,322 1,503,179 39 23 52 160 269 1,433,597 13,050 162 2,251 194 287 Probability 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 - Sum 3,280 41,235 2,033,399 4,304 2,551 5,046 477 740 5 46 378 95 273 214 Sum Sq. Dev. 393 264,070 3,920,000,000 3,500 745 1,789 240 170 5 44 229 86 195 166 Observations 961.00 961.00 961.00 961.00 961.00 961.00 961.00 961.00 961.00 961.00 961.00 961.00 961.00 961.00 54 3.2. Ma trận tương quan của các biến (Bảng 12): MA TRẬN TƯƠNG QUAN AGE AGESQ D1 D2 D3 D4 D5 D6 D7 D8 EDU HEALTH HP INCOME AGE 1 0.90 0.07 0.28 (0.00) (0.13) 0.04 0.04 (0.01) 0.05 (0.22) (0.28) (0.02) (0.04) AGESQ 0.90 1 0.08 0.17 (0.01) (0.09) 0.04 0.03 (0.02) 0.02 (0.19) (0.20) (0.01) (0.06) D1 0.07 0.08 1 0.06 (0.07) 0.02 0.03 (0.06) 0.12 0.03 0.18 0.12 0.01 0.02 D2 0.28 0.17 0.06 1 (0.13) (0.12) (0.01) (0.03) (0.06) 0.02 (0.06) (0.07) 0.16 0.05 D3 (0.00) (0.01) (0.07) (0.13) 1 (0.02) 0.00 (0.02) (0.01) 0.14 0.01 (0.00) (0.09) (0.02) D4 (0.13) (0.09) 0.02 (0.12) (0.02) 1 (0.04) (0.04) (0.01) 0.03 0.03 0.08 (0.02) (0.08) D5 0.04 0.04 0.03 (0.01) 0.00 (0.04) 1 (0.12) (0.03) (0.03) (0.02) (0.01) 0.00 (0.02) D6 0.04 0.03 (0.06) (0.03) (0.02) (0.04) (0.12) 1 0.04 (0.11) (0.08) (0.10) (0.10) 0.10 D7 (0.01) (0.02) 0.12 (0.06) (0.01) (0.01) (0.03) 0.04 1 (0.05) 0.23 0.03 0.09 0.13 D8 0.05 0.02 0.03 0.02 0.14 0.03 (0.03) (0.11) (0.05) 1 0.01 0.20 0.14 (0.04) EDU (0.22) (0.19) 0.18 (0.06) 0.01 0.03 (0.02) (0.08) 0.23 0.01 1 0.14 0.08 0.10 HEALTH (0.28) (0.20) 0.12 (0.07) (0.00) 0.08 (0.01) (0.10) 0.03 0.20 0.14 1 0.28 0.06 HP (0.02) (0.01) 0.01 0.16 (0.09) (0.02) 0.00 (0.10) 0.09 0.14 0.08 0.28 1 0.10 INCOME (0.04) (0.06) 0.02 0.05 (0.02) (0.08) (0.02) 0.10 0.13 (0.04) 0.10 0.06 0.10 1 55 3.3. ðồ thị biến thiên của HP theo các biến độc lập Biểu đồ 3.ðồ thị của biến HP ở dạng trơn. Biểu đồ 4.ðồ thị biến thiên của HP theo INCOME. 0.0 0.2 0.4 0.6 0.8 1.0 1.2 1.0 1.5 2.0 2.5 3.0 3.5 4.0 HP Kernel Density (Epanechnikov, h = 0.3226) 0 2 4 6 8 10 12 0.5 1.0 1.5 2.0 2.5 3.0 3.5 4.0 4.5 HP IN CO M E INCOME vs. HP Biểu đồ 5. ðồ thị biến thiên của HP theo HEALTH. Biểu đồ 6. ðồ thị biến thiên của HP theo EDU. 0.5 1.0 1.5 2.0 2.5 3.0 3.5 4.0 4.5 0.5 1.0 1.5 2.0 2.5 3.0 3.5 4.0 4.5 HP HE AL TH HEALTH vs. HP 0 2 4 6 8 10 0.5 1.0 1.5 2.0 2.5 3.0 3.5 4.0 4.5 HP ED U EDU vs. HP Biểu đồ 7.ðồ thị biến thiên của HP theo AGE. Biểu đồ 8.ðồ thị biến thiên của HP theo AGESQ. 0 40 80 120 160 200 240 0.5 1.0 1.5 2.0 2.5 3.0 3.5 4.0 4.5 HP AG E AGE vs. HP 0 10000 20000 30000 40000 50000 0.5 1.0 1.5 2.0 2.5 3.0 3.5 4.0 4.5 HP AG ES Q AGESQ vs. HP 3.4. Kiểm định mơ hình: Mơ hình khơng giới hạn: HP = β1 + β2EDU + β3HEALTH + β4INCOME + β5D1 + β6D2 + β7D3 + β8D4 + β9D5 + β10D6 + β11D7 + β12D8 +ut 56 Mơ hình tổng quát (Mơ hình U): Hình 6: Mơ hình tổng quát Dependent Variable: HP Method: Least Squares Date: 11/16/08 Time: 08:30 Sample: 1 961 Included observations: 961 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 2.487258 0.108195 22.98862 0.0000 EDU# 0.009422 0.010609 0.888139 0.3747 HEALTH 0.189089 0.022758 8.308648 0.0000 INCOME 0.032906 0.014408 2.283830 0.0226 D1 -0.074740 0.039599 -1.887405 0.0594 D2 0.253018 0.046870 5.398288 0.0000 D3 -0.766277 0.272917 -2.807731 0.0051 D4# -0.047006 0.091329 -0.514691 0.6069 D5# 0.008318 0.039739 0.209307 0.8343 D6 -0.155811 0.066198 -2.353710 0.0188 D7 0.122257 0.044327 2.758077 0.0059 D8 0.156436 0.047962 3.261685 0.0011 R-squared 0.145097 Mean dependent var 3.413111 Adjusted R-squared 0.135187 S.D. dependent var 0.639820 S.E. of regression 0.595002 Akaike info criterion 1.811906 Sum squared resid 335.9725 Schwarz criterion 1.872692 Log likelihood -858.6208 F-statistic 14.64247 Durbin-Watson stat 1.843451 Prob(F-statistic) 0.000000 HP = 2.487257626 + 0.009422053822*EDU# + 0.1890890098*HEALTH + t (22.98862) (0.888139) (8.308648) 0.03290569325*INCOME - 0.07473958266*D1 + 0.2530184228*D2 – t (2.283830) (-1.887405) (5.398288) 57 0.7662765357*D3 - 0.04700612771*D4# + 0.00831773627*D5# – t (-2.807731) (-0.514691) (0.209307) 0.1558113979*D6 + 0.1222573381*D7 + 0.1564357364*D8 t (-2.353710) (2.758077) (3.261685) R2 : 0.145097 Nhận xét: Mơ hình cĩ R2 thấp, cĩ 03 hệ số hồi quy của các biến độc lập (#) EDU – Học vấn, D4 – Thất nghiệp và D5 – Niềm tin con người, khơng cĩ ý nghĩa thống kê. Thực hiện loại bỏ bớt biến theo nguyên tắc lần lượt loại bỏ những biến cĩ P-value cao nhất (Chiến lược xây dựng mơ hình Backward – đi từ tổng quát đến đơn giản), chúng tơi rút ra được mơ hình rút gọn như sau: Mơ hình rút gọn (Mơ hình R) Bảng 7: Mơ hình rút gọn Dependent Variable: HP Method: Least Squares Date: 11/16/08 Time: 08:38 Sample: 1 961 Included observations: 961 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 2.515104 0.100621 24.99584 0.0000 HEALTH 0.190320 0.022576 8.430340 0.0000 INCOME 0.034402 0.014313 2.403633 0.0164 D1 -0.069853 0.039127 -1.785300 0.0745 D2 0.253551 0.046425 5.461460 0.0000 D3 -0.756065 0.272406 -2.775506 0.0056 D6 -0.161417 0.065333 -2.470691 0.0137 D7 0.130134 0.043362 3.001107 0.0028 D8 0.154970 0.047855 3.238341 0.0012 R-squared 0.144126 Mean dependent var 3.413111 Adjusted R-squared 0.136934 S.D. dependent var 0.639820 58 S.E. of regression 0.594401 Akaike info criterion 1.806797 Sum squared resid 336.3539 Schwarz criterion 1.852387 Log likelihood -859.1659 F-statistic 20.03922 Durbin-Watson stat 1.835892 Prob(F-statistic) 0.000000 Mơ hình chi tiết: HP = 2.515104368 + 0.1903204199*HEALTH + 0.03440244194*INCOME – (24.99584) (8.430340) (2.403633) 0.06985320607*D1 + 0.2535506963*D2 - 0.7560654908*D3 - 0.1614173921*D6 (-1.785300) (5.461460) (-2.775506) (-2.470691) + 0.1301338944*D7 + 0.1549695308*D8 (3.001107) (3.238341) R2: 0.144126 Nhận xét: Mơ hình cĩ R2 thấp, tuy nhiên các hệ số hồi quy các biến độc lập đều cĩ ý nghĩa thống kê. Cĩ 5 biến cĩ ý nghĩa thống kê mức 1%, 2 biến mức 2% và 1 biến ở mức 10%. Mơ hình giới hạn: HP = β1 + β3HEALTH + β4INCOME + β5D1 + β6D2 + β7D3 + β10D6 + β11D7 + β12D8 +ut Giả thuyết kiểm định Ho : β2 = β8 = β9 = 0 (Mơ hình R) H1 : trong các β ở trên, tồn tại ít nhất một β khác 0. (Mơ hình U) Kết quả kiểm định Wald: (Bảng 8) Wald Test: Equation: Untitled Test Statistic Value df Probability F-statistic 0.359056 (3, 949) 0.7826 Chi-square 1.077168 3 0.7826 59 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err. C(2) 0.009422 0.010609 C(8) -0.047006 0.091329 C(9) 0.008318 0.039739 Restrictions are linear in coefficients. p-value của thống kê F = 0.7826>5% => khơng bác bỏ Ho => chọn mơ hình R (mơ hình đơn giản) 4/ Kiểm định hiện tượng phương sai của sai số thay đổi với mức ý nghĩa 10%: 4.1.White Heteroskedasticity Test: Cĩ số hạng chéo. (Bảng 9) White Heteroskedasticity Test: F-statistic 1.941303 Probability 0.001112 Obs*R-squared 63.94140 Probability 0.001413 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 11/16/08 Time: 14:26 Sample: 1 961 Included observations: 961 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 1.562925 0.293430 5.326402 0.0000 HEALTH -0.455286 0.131005 -3.475343 0.0005 HEALTH^2 0.062895 0.020045 3.137715 0.0018 HEALTH*INCOME 0.021075 0.014596 1.443933 0.1491 HEALTH*D1 0.033049 0.040971 0.806650 0.4201 HEALTH*D2 -0.048523 0.047250 -1.026937 0.3047 HEALTH*D3 -0.021883 0.361657 -0.060509 0.9518 60 HEALTH*D6 0.038795 0.068206 0.568796 0.5696 HEALTH*D7 -0.005753 0.043986 -0.130784 0.8960 HEALTH*D8 -0.136140 0.050140 -2.715212 0.0067 INCOME -0.190124 0.068773 -2.764526 0.0058 INCOME^2 0.008755 0.005255 1.666049 0.0960 INCOME*D1 0.046572 0.025618 1.817977 0.0694 INCOME*D2 0.011809 0.031130 0.379342 0.7045 INCOME*D3 0.189381 0.618934 0.305979 0.7597 INCOME*D6 -0.012878 0.037167 -0.346488 0.7291 INCOME*D7 -0.013042 0.028112 -0.463923 0.6428 INCOME*D8 -0.022597 0.032297 -0.699677 0.4843 D1 -0.344509 0.181554 -1.897554 0.0581 D1*D2 0.058541 0.081674 0.716772 0.4737 D1*D6 -0.169341 0.128032 -1.322653 0.1863 D1*D7 -0.087913 0.076607 -1.147582 0.2514 D1*D8 0.005344 0.082542 0.064740 0.9484 D2 0.003549 0.195909 0.018117 0.9855 D2*D6 0.052284 0.133624 0.391274 0.6957 D2*D7 -0.144773 0.089178 -1.623409 0.1048 D2*D8 -0.114756 0.102727 -1.117101 0.2642 D3 -1.198910 2.407363 -0.498018 0.6186 D3*D7 -0.287480 1.015677 -0.283042 0.7772 D6 -0.066027 0.274051 -0.240929 0.8097 D6*D7 0.104054 0.127144 0.818395 0.4133 D6*D8 0.157567 0.201840 0.780652 0.4352 D7 0.204590 0.209042 0.978706 0.3280 D7*D8 -0.016921 0.095627 -0.176947 0.8596 D8 0.582559 0.241852 2.408740 0.0162 R-squared 0.066536 Mean dependent var 0.350004 Adjusted R-squared 0.032262 S.D. dependent var 0.512476 61 S.E. of regression 0.504141 Akaike info criterion 1.503820 Sum squared resid 235.3507 Schwarz criterion 1.681114 Log likelihood -687.5856 F-statistic 1.941303 Durbin-Watson stat 1.997491 Prob(F-statistic) 0.001112 Giả thiết kiểm định: Ho : α2 = α3 = …= α35 = 0 H1 : tồn tại 1 α ≠ 0 Ta cĩ p-value = 0,0014 < 10% => Bác bỏ Ho: Cĩ hiện tượng phương sai của sai số thay đổi. Do vậy cần phải tiến hành khử hiện tượng phương sai của sai số thay đổi theo thủ tục bình phương tối thiểu cĩ trọng số theo White. 4.2. Sử dụng thủ tục bình phương tối thiểu cĩ trọng số theo White để ước lượng phương trình hồi quy: 4.2.1. Thực hiện hồi quy cĩ trọng số: usq = α1 + α3HEALTH + α4INCOME + α5D1 + α6D2 + α7D3 + α10D6 + α11D7 + α12D8 +ut Tạo biến: usqf từ forecast Genr d0=usqf>0 Genr usqf1=(d0*usqf) + ((1-d0)*usq) Genr wt1=1/@sqrt(usqf1) Hồi quy tuyến tính cĩ trọng số: Dependent Variable: HP Method: Least Squares Date: 11/17/08 Time: 00:25 Sample: 1 961 Included observations: 961 Weighting series: W Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 2.598638 0.103466 25.11589 0.0000 HEALTH 0.185349 0.022098 8.387780 0.0000 62 INCOME 0.023294 0.013923 1.673119 0.0946 D1 -0.086386 0.038105 -2.267078 0.0236 D2 0.251844 0.049777 5.059455 0.0000 D3 -0.672858 0.150716 -4.464415 0.0000 D6 -0.151419 0.062951 -2.405337 0.0163 D7 0.112044 0.040838 2.743619 0.0062 D8 0.160486 0.044727 3.588100 0.0004 Weighted Statistics R-squared 0.591657 Mean dependent var 3.437506 Adjusted R-squared 0.588225 S.D. dependent var 0.904293 S.E. of regression 0.580282 Akaike info criterion 1.758715 Sum squared resid 320.5638 Schwarz criterion 1.804304 Log likelihood -836.0623 F-statistic 21.15313 Durbin-Watson stat 1.852741 Prob(F-statistic) 0.000000 Unweighted Statistics R-squared 0.142861 Mean dependent var 3.413111 Adjusted R-squared 0.135658 S.D. dependent var 0.639820 S.E. of regression 0.594841 Sum squared resid 336.8512 Durbin-Watson stat 1.836503 HP = 2.598637775 + 0.1853494788*HEALTH + 0.02329404198*INCOME – (25.11589) (8.387780) (1.673119) 0.08638637265*D1 + 0.2518435336*D2 - 0.6728577968*D3 - 0.1514185556*D6 (-2.267078) (5.059455) (-4.464415) (-2.405337) + 0.1120439161*D7 + 0.1604859301*D8 (2.743619) (3.588100) R2: 0.591657 Nhận xét: Sau khi thực hiện thủ tục bình phương tối thiểu cĩ trọng số theo White để ước lượng phương trình hồi quy, R2 đã cải thiện đáng kể (59,16%), các hệ số hồi quy các biến độc lập đều cĩ ý nghĩa thống kê. 4.2.2. Kiểm định White: 63 Sử dụng thủ tục bình phương tối thiểu cĩ trọng số theo White để ước lượng phương trình hồi qui: White Heteroskedasticity Test: (Cĩ số hạng chéo) (Bảng 10) F-statistic 1.138135 Probability 0.270868 Obs*R-squared 38.54832 Probability 0.271321 Test Equation: Dependent Variable: STD_RESID^2 Method: Least Squares Date: 11/17/08 Time: 00:27 Sample: 1 961 Included observations: 961 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 1.408762 0.305045 4.618203 0.0000 HEALTH -0.451744 0.136191 -3.316998 0.0009 HEALTH^2 0.060281 0.020838 2.892831 0.0039 HEALTH*INCOME 0.032093 0.015173 2.115102 0.0347 HEALTH*D1 0.051520 0.042593 1.209590 0.2267 HEALTH*D2 -0.019310 0.049121 -0.393106 0.6943 HEALTH*D3 -0.116088 0.375974 -0.308767 0.7576 HEALTH*D6 0.015296 0.070906 0.215724 0.8293 HEALTH*D7 -0.008562 0.045727 -0.187231 0.8515 HEALTH*D8 -0.104042 0.052125 -1.996025 0.0462 INCOME -0.222767 0.071495 -3.115827 0.0019 INCOME^2 0.011139 0.005463 2.039020 0.0417 INCOME*D1 0.060779 0.026632 2.282190 0.0227 INCOME*D2 0.016185 0.032363 0.500100 0.6171 INCOME*D3 -0.082417 0.643435 -0.128089 0.8981 INCOME*D6 -0.020348 0.038638 -0.526639 0.5986 INCOME*D7 -0.009473 0.029225 -0.324127 0.7459 64 INCOME*D8 -0.013905 0.033575 -0.414145 0.6789 D1 -0.459572 0.188741 -2.434931 0.0151 D1*D2 0.063208 0.084907 0.744438 0.4568 D1*D6 -0.186277 0.133100 -1.399523 0.1620 D1*D7 -0.054306 0.079640 -0.681893 0.4955 D1*D8 0.004135 0.085809 0.048191 0.9616 D2 -0.000379 0.203665 -0.001859 0.9985 D2*D6 0.034760 0.138914 0.250229 0.8025 D2*D7 -0.101762 0.092709 -1.097652 0.2726 D2*D8 -0.076736 0.106793 -0.718544 0.4726 D3 0.576556 2.502662 0.230377 0.8178 D3*D7 0.025627 1.055884 0.024271 0.9806 D6 0.061215 0.284900 0.214864 0.8299 D6*D7 0.099807 0.132177 0.755103 0.4504 D6*D8 0.150934 0.209830 0.719317 0.4721 D7 0.177367 0.217317 0.816166 0.4146 D7*D8 -0.072012 0.099412 -0.724379 0.4690 D8 0.435567 0.251426 1.732383 0.0835 R-squared 0.040113 Mean dependent var 0.333573 Adjusted R-squared 0.004868 S.D. dependent var 0.525379 S.E. of regression 0.524098 Akaike info criterion 1.581466 Sum squared resid 254.3528 Schwarz criterion 1.758759 Log likelihood -724.8943 F-statistic 1.138135 Durbin-Watson stat 2.015129 Prob(F-statistic) 0.270868 Giả thiết kiểm định: Ho : α2 = α3 = α4 = … = α35 = 0 H1 : Tồn tại 1 α ≠ 0 Theo kết quả trên ta cĩ: p-value = 0.2713 > α = 10%) Khơng Bác bỏ Ho : Khơng cĩ hiện tượng phương sai của sai số thay đổi.