Đói nghèo và bất bình đẳng ở Việt Nam: Các yếu tố về địa lý và không gian

Nội dung text: Đói nghèo và bất bình đẳng ở Việt Nam: Các yếu tố về địa lý và không gian

1. Đói nghèo và bất bình đẳng ở Việt Nam: Các yếu tố về địa lý và không gian Nicholas Minot (IFPRI) Bob Baulch (IDS) và Michael Epprecht (IFPRI) phối hợp với nhóm tác chiến lập bản đồ đói nghèo liên Bộ
2. Thông tin liên lạc: Ông Đặng Kim Sơn, Giám đốc Trung tâm Thông tin Nông nghiệp và Phát triển Nông thôn/Bộ Nông nghiệp và Phát triển Nông thôn/ Số 2- Ngọc Hà/Hà Nội/ Điện thoại: 84-4-7333895/ Email: [email protected] Ông Nicholas Minot/Viện Nghiên cứu Chính sách lương thực Quốc tế /2033 K St/Washington D.C.20006 USA/Điện thoại: 1 202 862-5600/Fax: 1 202 467-4439/Email: [email protected] Ông Bob Baulch/ Viện Nghiên cứu Phát triển/Đại Học Susexx/Brighton BN1 9RE United Kingdom/ Điện thoại: 441273-678774/ Fax: 441273-621202/ Email: [email protected] Ông Michael Epprecht/ Viện Nghiên cứu Chính sách lương thực Quốc tế/ Số 2- Ngọc Hà/Hà Nội/ Điện thoại:844-7336508/ Fax: 844-7336507/ Email: [email protected] Bản quyền © 2003 Viện Nghiên cứu Chính sách lương thực Quốc tế và Viện nghiên cứu Phát triển. Các phần của báo cáo này có thể tái bản không cần giấy phép phát hành nhưng cần có sự chấp nhận của Viện Nghiên cứu Chính sách lương thực Quốc tế và Viện nghiên cứu Phát triển. Liên lạc: [email protected] để có thể xin tái bán Thiết kế bìa: Michael Epprecht. ii
3. Lời nói đầu Trong 15 năm qua, quá trình đổi mới đã đạt được những thành tựu đáng kể trong việc tăng thu nhập và giảm đói nghèo ở Việt Nam. Tuy nhiên, số người nghèo vẫn còn rất nhiều và giúp họ thoát nghèo là một trong những ưu tiên hàng đầu của chính phủ . Để có thể giả quyết vấn đề khó khăn này thì cần phải trả lời hai câu hỏi: 1) đâu là nguyên nhân của đói nghèo? và 2) những chính sách và đầu tư công cộng nào có thể tấn công các nguyên nhân gây ra đói nghèo? Có rất nhiều cách để trả lợi câu hỏi này, một trong số đó là thực hiện phân tích chính sách bằng cách sử dụng bản đồ nghèo đói. Bản đồ nghèo đói kết hợp các số liệu của điều tra hộ gia đình và Tổng điều tra dân số để xây dựng các bản đồ nghèo đói ở các cấp khác nhau. Phương pháp này phát triển trong 5 năm qua và được áp dụng ở trên 12 nước bởi các nhà nghiên cứu của Ngân hàng Thế giới, Viện Nghiên cứu Chính sách Lương thực Quốc tế, và các tổ chức quốc tế khác. Trước dự án này, phương pháp lập bản đồ nghèo đói được áp dụng 2 lần ở Việt Nam và cho những kết quả khá tốt. Dự án này, “Bản đồ nghèo đói và tiếp cận thị trường ở Việt Nam,” dựa trên các nghiên cứu trước nhưng có những phân tích mới và những ước lượng về tỷ lệ đói nghèo ở cấp thấp hơp. Mục tiêu của dự án là: • Xây dựng các bản đồ đói nghèo cấp tỉnh, huyện và xã; • Đánh giá tác động của các yếu tố về nông nghiệp, khí hậu và tiếp cận thị trường tới đói nghèo; • Nâng cao năng lực cho các tổ chức Việt Nam nhằm xây dựng các bản đồ nghèo đói và phân tích GIS sau này ; và • Tăng cường sự phối hợp giữa các Bộ trong các vấn đề có liên quan tới nhiều Bộ chức năng như vấn đề phân tích đói nghèo. Dự án này được tài trợ bởi Cơ quan Phát triển Quốc tế New Zealand (NZAID) với sự hỗ trợ của Ngân hàng Thế giới và Cơ quan Hợp tác Phát triển Thụy Sỹ (SDC). Trong quá trình thực hiện dự án, có sự phối hợp chặt chẽ và hiệu quả của các chuyên gia của Viện Nghiên cứu Chính sách Lương thực Quốc tế (IFPRI) và Viện Nghiên cứu Phát triển (IDS), và các nhà nghiên cứu từ Bộ Kế hoạch và Đầu tư, Bộ Nông nghiệp và Phát triển Nông thôn, Bộ Lao động Thương binh và Xã Hội, Bộ Tài chính, Tổng Cục Thống kê. Sự tham gia của bên Việt Nam còn có Ban điều hành, đứng đầu là Bộ Nông nghiệp và Phát triển Nông thôn, hướng dẫn việc thực hiện dự án, thành lập Nhóm tác chiến lập bản đồ đói nghèo liên Bộ tham gia phân tích và xây dựng bản đồ. iii
4. Dự án bắt đầu hoạt động vào giữa năm 2002 với giai đoạn nâng cao năng lực qua 3 đợt tập huấn mỗi đợt kéo dài một tuần cho khoảng 25 nhà phân tích từ bốn Bộ, Tổng Cục Thống kê và các cơ quan nghiên cứu khác. Giai đoạn phân tích triển khai vào đầu năm 2003 với việc thành lập Nhóm tác chiến lập bản đồ đói nghèo liên Bộ và sự tham gi của họ vào các phân tích và xây dựng bản đồ. Các kết quả của dự án được trình bày tại một vài hội thảo, hội thảo cuối cùng vào ngày 2/10/2003 tại Hà Nội. Báo cáo này sẽ giới thiệu về thông tin nền, mô tả phương pháp nghiên cứu và trình bày các kết quả của dự án. Báo cáo sẽ cung cấp cho người đọc những bức tranh chung về phân bố nghèo đói và các biến liên quan đến đói nghèo ở Việt Nam. Đây là tài liệu tham khảo khá tốt cho các nhà phân tích chính sách, nhà nghiên cứu, giảng viên, các nhà tài trợ và những người làm việc trong lĩnh vực có liên quan đến đói nghèo ở Việt nam. Tiến sỹ. Đặng Kim Sơn, Giám đốc Trung tâm Thông tin Nông nghiệp và Phát triển Nông thôn Bộ Nông nghiệp và Phát triển Nông thôn Số 2 Ngọc Hà Hà Nội Ngày 9 Tháng 12 năm 2003 iv
5. Lời cảm ơn Báo cáo được hoàn thành với sự giúp đỡ của rất nhiều các chuyên gia Việt Nam và quốc tế. Ngân sách của dự án được tài trợ bởi Cơ quan Phát triển Quốc tế Thụy sỹ (NZAID). Chúng tôi muốn gửi lời cảm ơn tới đại diện của New Zealand vì những giúp đỡ quý báu của họ: • Ông Claasen, John (Quản lý Chương trình Căm Phu Chia/Lào/Thái Lan/Việt Nam, Cơ quan Phát triển Quốc tế Thụy sỹ, Wellington) • Ông Richard Graves (Phó Đại diện, Đại sứ quán New Zealand, Hà Nội) • Ông Martin Welsh (Phó Đại diện, Đại sứ quán New Zealand, Hà Nội) Bên cạnh đó, Ngân hàng Thế giới hỗ trợ dự án qua các hình thức khác nhau, tài trợ nghiên cứu về đói nghèo trước đó dựa trên mẫu 3% của Tổng điều tra Dân số năm 1999, mua số liệu của Tổng điều tra sử dụng cho dự án, và giúp đỡ trong việc thiết kế và điều phối dựa án. Đặc biệt, chúng tôi xin gửi lời cảm ơn tới hai người. Bà Nisha Agrawal giúp đỡ trong việc xây dựng ý tưởng phân tích bản đồ đói nghèo. Và ông Mr. Rob Swinkels giúp đỡ chúng tôi trong việc thiết kế dự án, cố vấn cho dự án và tổ chức hội thảo phổ biến các kết quả vào tháng 10/2003. Cơ quan Thuỵ sỹ về Hợp tác và Phát triển (SDC) đã cử chuyên gia là ông Michael Epprecht tham gia dự án từ ban đầu và là một trong tác giả chính của dự án. Dự án được thực hiện bởi Viện Nghiên cứu Chính sách Lương thực Quốc tế (IFPRI) và Viện Nghiên cứu Phát triển (IDS) với sự phối hợp của Nhóm tác chiến lập bản đồ đói nghèo liên Bộ và sự chỉ đạo của Ban điều hành. Ban điều hành gồm các đại diện của các cơ quan hợp tác chính: Bộ Kế hoạch và Đầu tư, Bộ Nông nghiệp và Phát triển Nông thôn, Bộ Lao động Thương binh và Xã Hội, Bộ Tài chính, Tổng Cục Thống kê. Đặc biệt, các cá nhân sau đóng góp nhiều ý và chỉ đạo thực hiện dự án:. • Ông Đặng Kim Sơn, Giám đốc, Trung tâm Thông tin Nông nghiệp và PTNT (ICARD), Bộ Nông nghiệp và PTNT (MARD) • Ông Nguyễn Hải Hữu, Vụ trưởng, Vụ Bảo trợ Xã hội, Bộ Lao động thương binh và xã hội (MOLISA) • Ông Phạm Hải, Vụ Trưởng, Vụ Địa Phương, Bộ Kế hoạch và Đầu tư (MPI) • Ông Trương Hùng Long, Vụ Trưởng vụ Ngân sách, Bộ Tài Chính (MOF) • Ông Nguyễn Phong, Vụ Trưởng, Vụ Môi trường và Xã hội, Tổng cục Thống Kê(GSO) v
6. Chúng tôi xin chân thành cảm ơn Tiến sỹ Đặng Kim Sơn, giám đốc Trung tâm Thông tin Nông nghiệp và PTNT (ICARD), trưởng Ban điều hành vì sự hỗ trợ của ông đối với dự án, sự giúp đỡ của ông trong việc tổ chức các lớp tập huấn và cuộc hội thảo cuối cùng, sự chỉ đạo của ông trong Ban điều hành. Sự giúp đỡ của ông thành nhân tố chính đối với sự thành công của dự án. Nhóm tác chiến liên Bộ được thành lập để phối hợp với các chuyên gia quốc tế trong giai đoạn phân tích của dự án. Đặc biệt, họ phân tích ra các kết quả về tỷ lệ đói nghèo cấp tỉnh, huyện và xã, và xây dựng 7 bản đồ đói nghèo của 7 vùng kinh tế, 61 bản đồ đói nghèo cấp tỉnh trên đĩa CD-ROM. Nhóm tác chiến gồm 12 nhà phân tích từ MARD, MOLISA, MPI, MOF, GSO, Đại học Kinh tế Quốc dân, Viện Kinh tế Nông nghiệp. Thành viên của Nhóm tác chiến lập bản đồ đói nghèo gồm: • Ông Nguyễn Việt Cường, Đại học Kinh tế Quốc dân • Ông Đỗ Anh Kiếm, GSO • Ông Trần Công Thắng, ICARD, MARD • Ông Trương Hữu Chí, ICARD, MARD • Ông Nguyễn Ngọc Quế, ICARD, MARD • Bà Lò Thị Đức, GSO • Bà Phạm Minh Thu, ILSSA/MOLISA • Ông Đào Quang Vinh, MOLISA • Bà Lê Minh Giang, MOLISA • Ông Nguyễn Chiến Thắng, Viện Kinh tế học • Ông Nguyễn Việt Hùng, Bộ Tài chính • Bà Nguyễn Thị Thanh Nga, MPI Bà Lê Thị Phi Vân, điều phối văn phòng IFPRI tại Hà Nội (công tác tại Viện Kinh tế Nông nghiệp) hỗ trợ rất nhiều trong công tác hậu cần, kế toán, quản lý văn phòng, trợ lý nghiên cứu và liên lác với Nhóm tác chiến liên Bộ. Bà Lê Thị Phi Vân và ông Trần Công Thắng (ICARD, MARD) dịch báo cáo này sang tiếng Việt từ bản tiếng Anh. Cuối cùng, chúng tôi xin cảm ơn những người đã đóng góp ý kiến tại hai cuộc hội thảo trình bày kết quả, một ở Trung tâm Hội nghị Quốc tế Hà Nội ngày 2/10/2003 và một ở Trung tâm Thông tin Phát triển Việt Nam (VDIC) cũng tại Hà Nội ngày 3/10/2003. Những người này vi
7. gồm có tiến sỹ Đặng Kim Sơn (Giám đốc, ICARD, MARD), tiến sỹ Nguyễn Hải Hữu (Vụ trưởng, Vụ Bảo trợ Xã hội, MOLISA), ông Nguyễn Phong (Vụ trưởng, Vụ Xã hội Môi trường, GSO), và ông Rob Swinkels (Ngân hàng Thế giới, Hà Nội). Chúng tôi hy vọng các kết quả của nghiên cứu này sẽ giúp ích phần nào cho Chính phủ Việt Nam, các tổ chức phi chính phủ, và các tổ chức quốc tế trong việc xây dựng các chính sách và các chương trình xoá đói giảm nghèo ở Việt Nam. Nicholas Minot, Phòng nghiên cứu Viện Nghiên cứu Chính sách Lương thực Quốc tế Bob Baulch, Viện Nghiên cứu Phát triển Michael Epprecht, Viện Nghiên cứu Chính sách Lương thực Quốc tế 12 Tháng 12 năm 2003 vii
8. Tóm tắt Báo cáo này sử dụng phương pháp tương đối mới gọi là “Phương pháp ước lượng diện tích nhỏ“ để ước lượng các chỉ số đói nghèo và bất bình đẳng ở cấp xã, huyện và tỉnh ở Việt Nam. Phương pháp kết hợp thông tin trong Điều tra mức sống dân Việt nam 1997-1998 và Tổng Điều tra dân số và nhà ở năm 1999 Các kết quả cho thấy tỷ lệ đói nghèo (P0) là cao nhất ở những vùng sâu vùng xa của Tây Bắc, Đông Bắc và phía bắc của Tây Nguyên. Tỷ lệ đói nghèo ở Đồng bằng sông Hồng và Đồng bằng sống Cửu Long là trung bình. Tỷ lệ đói nghèo thấp nhất là ở các thành phố lớn, Hà Nội và thành phố Hồ Chí Minh và vùng Đông Nam Bộ. Độ chính xác của các ước lượng là hợp lý cho cấp huyện và tỉnh, nhưng các kết quả cấp xã cần phải sử dụng cận trọng vì một số ước lượng không có độ chính xác cao Bản đồ về mật độ đói nghèo cho thấy, mặc dù tỷ lệ đói nghèo ở các vùng núi xa xôi là cao nhất nhưng những vùng nay dân cư thưa thớt nên hầu hết những người nghèo sống ở Đồng bằng số Hồng và Đồng bằng sống Cửu Long So sánh những kết quả này với những ước lượng đói nghèo cấp huyện của MOLISA, chúng tôi thấy có sự khác nhau. Trong báo cáo, chúng tôi đã chỉ ra một số lý do cho sự khác biệt này. Phân tích này củng cố các nghiên cứu cho rằng bất bình đẳng trong chi tiêu bình quân đầu người là tương đối thấp ở Việt Nam. Bất bình đẳng cao nhất ở những thành phố lớn và (rất ngạc nhiên) ở một số vùng miền núi. Bất bình đẳng thấp nhất ở Đồng bằng số Hồng, tiếp theo là Đồng bằng sống Cửu Long. Khoảng 2/3 bất bình đẳng do sự chênh lệch trong các huyện chứ không phải giữa các huyện Tỷ lệ đói nghèo cấp huyện có tương quan chặt chi tiêu bình quân đầu người trung bình của huyện. Nói cách khác, bất bình đẳng thay đổi rất ít từ huyện này sang huyện khác. Bất bình đẳng cao hơn ở huyện có chi tiêu bình quân đầu người cao, mặc dù tương quan này không thật sự mạnh. Hơn nữa, bất bình đẳng cao ở khu vực thành thị. Các biến nông nghiệp và khí hậu và tiếp cận thị trường có thể giải thích 3/4 sự biến động tỷ lệ đói nghèo cấp huyện ở nông thôn. Tỷ lệ đói nghèo cao ở những huyện có độ dốc cao, nhiều núi đá và đất đai kém (cát, mặn và a xít xunfuric), và cách xa thành phố. Ngược lại, các biến về khí hậu nông nghiệp không giải thích tốt biến động đói nghèo ở thành thị ix
9. Mô hình hồi quy vùng, trong đó các hệ số biến đổi từ vùng này tới vùng khác, cho thấy những vùng đất bằng phẳng và mật độ đường xá cao thì tỷ lệ đối nghèo thấp hơn. Tuy nhiên, các biến khác như lượng mưa, diện tích rừng có thể có tương quan cùng chiều với đói nghèo ở những vùng này nhưng có thể có tương quan ngược chiều ở những vùng khác. Nói chung tương quan giữa các biến về khí hậu nông nghiệp và đói nghèo biến đổi khá lớn giữa các vùng ở Việt Nam. Nhiều chương trình xóa đói giảm nghèo đều hướng vào những vùng miền núi Việt Nam. Các kết quả trong nghiên cứu này chỉ ra rằng, chúng ta có thể phát triển định hướng của những chương trình này bằng cách áp dụng các ước lượng đói nghèo cấp huyện và xã chính xác hơn, dù cho những nghiên cứu tới cần phải phân tích rõ hơn sự khác biệt giữa những kết quả tính theo các phương pháp khác nhau Các biến khí hậu nông nghiệp có thể giải thích phần lớn sự khác nhau giữa đói nghèo nông thôn, điều này cho thấy đói nghèo ở vùng sâu vùng xa có sự liên quan chặt chẽ với tiềm năng nông nghiệp hạn chế và thiếu sự tiếp cận thị trường. Phân tích cho thấy tầm quan trọng của nâng cao khả năng phát triển thị trường. Vấn đề thực tế là đói nghèo ở vùng sâu vùng xa có sự liên quan với tiềm năng nông nghiệp hạn chế cho thấy những cố gắng hạn chế di cư khỏi những vùng có điều kiện tự nhiên không thuận lợi có thể không phải là chính sách tốt để xóa đói giảm nghèo. Cuối cùng, nghiên cứu nêu lên rằng phương pháp ước lượng diện tích nhỏ không hữu ích cho việc xây dựng các bản đồ hàng năm vì phải dựa trên số liệu Tổng điều tra, nhưng phương pháp này có thể sử dụng để biểu thị theo không gian các yếu tố khác mà các nhà làm chính sách quan tâm như đa dạng hóa thu nhập, thặng dư nông nghiệp và khả năng tổn thương. Bên cạnh đó, nó có thể sử dụng để ước lượng tỷ lệ đói nghèo trong nhóm người dễ bị tổn thương tới nhóm nhỏ hơn với số liệu điều tra hộ gia đình như nhóm dân tộc thiểu số nhỏ, hay những người đánh cá. x
10. MỤC LỤC 1. Giới thiệu chung 1 2. Số liệu và phương pháp 5 2.1 Số liệu 5 2.2 Phương pháp ước lượng tỷ lệ đói nghèo 5 2.3 Phương pháp ước lượng các chỉ số đói nghèo khác 10 3. Đói nghèo và bất bình đằng xét về mặt không gian 19 3.1 Đặc điểm của hộ liên quan đến chi tiêu bình quân đầu người 19 3.2 Tỷ lệ đói nghèo 25 3.3. Các chỉ số đói nghèo về không gian khác 41 3.4. Bất bình đẳng giữa các vùng 43 3.5. Mối liên hệ giữa thu nhập, đói nghèo và bất bình đẳng 48 3.6 So sánh với ước lượng về đói nghèo của MOLISA 52 4. Các yếu tố địa lý ảnh hưởng đến đói nghèo 55 4.1. Các yếu tố địa lý 55 4.2. Các vấn đề trong ước lượng 57 4.3. Mô hình tổng thể phân tích đói nghèo nông thôn 58 4.4. Mô hình tổng thể đói nghèo thành thị (global model of rural poverty) 62 5. Biến động về không gian của các yếu tố ảnh hưởng tới đói nghèo 67 5.1. Mô tả mô hình 67 5.2. Các kết quả 69 6. Tóm tắt và kết luận 75 6.1. Tóm tắt 75 6.2. Kết luận 79 6.3 Khuyến nghị về mặt chính sách và cho các chương trình 80 6.4. Định hướng cho nghiên cứu trong tương lai 83 Tài liệu tham khảo 91 Phụ lục A: Sử dụng các biến GIS trong phân tích thống kê 89 Phụ lục B. Định nghĩa thuật ngữ 97 xi
11. Danh sách bảng Bảng 1. Đặc điểm hộ gia đình trong Tổng điều tra dân số và trong VLSS 7 Bảng 2. Các biến giả thích sử dụng trong phân tích hồi quy về không gian 14 Bảng 3. Mô tả các biến sử dụng trong mô hình 20 Bảng 4. Mô hình hồi quy log của chi tiêu bình quân đầu người 22 Bảng 5. Ý nghĩa thống kê của các nhóm biến 24 Bảng 6. Tỷ lệ đói nghèo (P0) thành thị và nông thôn theo tỉnh 26 Bảng 7. Phân tích tỷ lệ bất bình đẳng thành các nhóm giữa tỉnh và trong cùng tỉnh 47 Bảng 8. Phân tách sự bất bình đẳng thành các nhóm giữa huyện và trong huyện 48 Bảng 9. Các yếu tố khí hậu nông nghiệp và kinh tế xã hội có thể ảnh hưởng tới tỉ lệ đói nghèo 55 Bảng 10. Các biến được sử dụng để phân tích các yếu tố địa lý 56 Bảng 11. Kiểm tra sự phụ thuộc không gian trong mô hình đói nghèo cho nông thôn 58 Bảng 12. Mô hình tổng thể các yếu tố địa lý ảnh hưởng tới đói nghèo ở nông thôn 59 Bảng 13. Mô hình chọn lọc các yếu tố địa lý ảnh hưởng đến đói nghèo 61 Bảng 14: Kiểm định sự phụ thuộc về không gian đối với mô hình đói nghèo thành thị 62 Bảng 15. Mô hình đầy đủ các yếu tố địa lý ảnh hưởng đến đói nghèo thành thị 63 Bảng 16 . Mô hình lựa chọn phân tích các yếu tố địa lý ảnh hưởng tới đói nghèo thành thị 65 Bảng 17. Các biến sử dụng trong phân tích hồi quy quyền số địa lý 67 Bảng 18. Tóm tắt kết quả của mô hình đói nghèo tổng thể 69 Bảng 19. Tóm tắt kết quả của mô hình thế giới và địa phương 70 Bảng 20. Kết quả ước lượng tham số từ mô hình địa phương 71 Bảng 21. Mức ý nghĩa thống kê của biến đổi không gian trong tham số ước lượng 73 xii
12. Danh sách các hình Hình 1. Bản đồ tỷ lệ đói nghèo (P0) theo tỉnh 29 Hình 2. Đồ thị tỷ lệ đói nghèo theo tỉnh và khoảng tin cậy 31 Hình 3. Bản đồ đói nghèo cấp huyện (P0) 33 Hình 4. Tỷ lệ đói nghèo huyện và khoảng tin cậy 34 Hình 5. Tỷ lệ đói nghèo của thành thị và nông thôn cấp huyện 35 Hình 6. Bản đồ đói nghèo cấp xã 37 Hình 7. Bản đồ về độ cao và đường xá 38 Hình 8. Tỷ lệ đói nghèo cấp xã và khoảng tin cậy 39 Hình 9. Bản đồ mật độ đói nghèo 40 Hình 10. Bản đồ độ sâu của đói nghèo (P1) và độ trầm trọng của đói nghèo (P2) của mỗi huyện 42 Hình 11. Độ sâu của đói nghèo (P1) và độ trầm trọng của đối nghèo (P2) iểu diễn như một hàm tỉ lệ đói nghèo (P0) ở mỗi huyện 42 Hình 12. Bản đồ bất bình đẳng tính theo hệ số Gini 44 Hình 13. Bản đồ bất bình đẳng qua chỉ số Theil L và Thei T 46 Hình 14. Chỉ số bất bình đẳng Theil L và Theil T là hàm của hệ số Gini cho mỗi huyện 46 Hình 18. Tỉ lệ đói nghèo (P0) như một hàm số của chi tiêu bình quân đầu người 49 Hình 19. Hệ số Gini bất bình đẳng như một hàm số của chi tiêu bình quân đầu người 50 Hình 20. Hệ số Gini bất bình đẳng như một hàm số của tỉ lệ đói nghèo (P0) 50 Hình 20. Hệ số Gini bất bình đẳng như một hàm số của tỉ lệ đói nghèo (P0) 50 Hình 21. Tỷ lệ đói nghèo (P0) là hàm của mức độ độ thị hoá 51 Hình 22. Hệ số bất bình đẳng Gini là hàm của đô thị hoá 52 Hình 23. So sánh tỷ lệ đói nghèo (P0) từ MOLISA và từ phương pháp ước lượng diện tích nhỏ 54 Hình 24. Bản đồ phân bổ không gian của các biến độc lập 68 Hình 25. Tóm tắt kết quả của mô hình địa phương và thế giới 70 Hình 26. Bản đồ phân bổ không gian của R2 từng vùng 71 Hình 27. Bản đồ phân bổ không gian các hệ số vùng của các biến độc lập 72 x iii
13. 1. Giới thiệu chung Ở hầu hết các nước, đói nghèo thường tập trung theo không gian. Đói nghèo cao thường ở những vùng xa xôi với các điều kiện thời tiết, đất đai không thuận lợi trong khi ở những vùng gần với thành phố và những thị trường lớn thì có tỷ lệ đói nghèo thấp hơn. Những thông tin về sự phân bố đói nghèo là sự quan tâm của các nhà chính sách và nghiên cứu bởi vì các nguyên nhân sau. Thứ nhất, nó có thể sử dụng để định lượng sự bất cân bằng về mức sống giữa các vùng và xác định những vùng nào bị tụt hậu trong tiến trình phát triển kinh tế. Thứ hai, nó tạo điều kiện thuận lợi đặt ra mục tiêu của các chương trình, ít nhất là các chương trình nhằm xoá đói giảm nghèo như giáo dục, sức khoẻ, tín dụng, hỗ trợ lương thực. Thứ ba, nó có thể chỉ ra các nhân tố về địa lý gắn với đói nghèo như địa hình vùng núi hay khoảng cách xa so với các thành phố. Ở rất nhiều nước, nguồn thông tin chính của đói nghèo xét theo không gian là các cuộc điều tra chi tiêu và thu nhập. Các cuộc điều tra này thường gồm từ 2000 đến 8000 hộ, chỉ cho phép ước tính đói nghèo của 3 đến 12 vùng trong một quốc gia. Các nghiên cứu chỉ ra rằng, việc đặt ra các mục tiêu giảm nghèo theo địa lý là hiệu quả nhất khi các vùng địa lý là khá nhỏ, ví dụ như một xã, một huyện (Baker và Grosh, 1994; Bigman và Fofack, 2000). Các thông tin về hộ ở các cấp này chỉ có thể tìm trong Tổng điều tra dân số, nhưng bảng hỏi của Tổng điều tra thường rất hạn chế về các đặc điểm của hộ và rất ít khi bao gồm các câu hỏi liên quan đến thu nhập và chi tiêu. Ở Việt Nam, có ít nhất 3 nguồn thông tin liên quan đến tỷ lệ đói nghèo. Thứ nhất , Tổng cục Thống kê (GSO) thực hiện hai cuộc Điều tra mức sống dân cư Việt Nam, một năm 1992-93 và một năm 1997-98. Với số mẫu tương ứng là 4000 hộ và 6000 hộ, các cuộc điều tra này có thể ước lượng tỷ lệ đói nghèo của 7 vùng Việt Nam1. GSO cũng thực hiện các cuộc điều tra hộ gia đình lớn hơn, như Điều tra hộ gia đình đa mục tiêu và Điều tra mức sống dân cư Việt Nam năm 2001. Những cuộc điều tra này có số mẫu hàng chục nghìn hộ và có thể ước lượng tỷ lệ đói nghèo chính xác đến cấp tỉnh. Một nguồn thông tin khác về sự phân bổ đói nghèo theo không gian là của Bộ Lao động thương binh và xã hội (MOLISA). Mỗi năm, MOLISA chuẩn bị danh sách của các hộ nghèo ở các xã dựa trên thông tin thu thập của lãnh đạo địa phương sử dụng các tiêu chí xác định nghèo đói của MOLISA. Các chỉ số về phúc lợi là thu nhập bình quân đầu người, nhưng đường nghèo đói lại xác định dựa trên giá trị lượng gạo nhất định theo giá của vùng. Thông tin này được sử dụng để xác định các xã nghèo nhất đủ điều kiện cho vào các chương trình 1 Trước năm 1998, Việt Nam chia làm 7 vùng: Miền núi và trung du phía bắc, ĐBSH, Bắc trung bộ, Nam trung bộ, Tây nguyên, Đông Nam bộ và ĐBSCL. Năm 1998, hệ thống nàu được chia lại, Miền núi và trung du phía bắc chia thành Đông Bắc và Tây Bắc, tỉnh Lâm Đồng từ tây Nguyên sang Đông nam Bộ, và tỉnh Ninh Thuận và Bình Thuận từ Nam Trung Bộ sang Đông Nam Bộ. Chương 1. Giới thiệu chung Trang 1
14. đặc biệt và được trợ cấp để xoá đói giảm nghèo. Mặc dù hệ thống này không tốn chi phí cao và có thể cung cấp thông tin đói nghèo hàng năm, nhưng các tỉnh lại dựa trên các tiêu chuẩn đói nghèo khác nhau và sử dụng hướng dẫn thu thập thông tin khác nhau cho phân tích. Hơn nữa, thậm chí khi những hướng dẫn này là thống nhất, việc sử dụng hàng nghìn các người thu thập thông tin sẽ rất khó đảm bảo có sự thống nhất trong việc áp dụng các hướng dẫn khi điều tra (xem Conway, 2001). Những năm gần đây, một công nghệ mới được gọi là "ước lượng diện tích nhỏ" (small area estimation) được phát triển, trong đó kết hợp cả số liệu của tổng điều tra dân số và điều tra hộ gia đình để ước lượng tỷ lệ đói nghèo (hay các chỉ tiêu khác) cho các đơn vị địa lý nhỏ hơn. Mặc dù có rất nhiều cách tiếp cận, những tất cả đều có 3 bước. Bước thứ nhất, lựa chọn các đặc điểm của hộ gia đình ở cuộc điều tra hộ gia đình và tổng điều tra dân số, như thành phần gia đình, giáo dục, nghề nghiệp, đặc điểm nhà ở và sở hữu tài sản. Thứ hai, số liệu ở cuộc điều tra hộ gia đình được sử dụng để ước lượng đói nghèo hay ước lượng chi tiêu là một hàm của các đặc điểm hộ gia đình. Thứ ba, số liệu ở tổng điều tra dân số sẽ được cho vào phương trình để ước lượng đói nghèo cho các khu vực địa lý nhỏ hơn. Ví dụ, Minot (1998 và 2000) sử dụng điều tra mức sống dân cư 1992-93 và mô hình Probit để ước lượng đói nghèo của hộ nông thôn là hàm của một loạt các đặc điểm hộ. Những giá trị trung bình của những đặc điểm này ở cấp huyện cũng được thu thập từ Tổng điều tra nông nghiệp 1994 và được đưa vào trong mô hình nhằm ước lượng tỷ lệ đói nghèo khu vực nông thôn cho 534 huyện . Elbers và các đồng nghiệp (2003) phát triển phương pháp tương tự trong đó sử dụng số liệu điều tra và tổng điều tra của Ecuador (2000). Bằng cách sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính- lo-ga-rít và số liệu hộ gia đình từ tổng điều tra, họ có thể cho thấy rằng phương pháp của họ tạo ra các ước lượng không chệch về tỷ lệ đói nghèo và cũng có thể tính các sai số chuẩn của các ước lượng về đói nghèo2. Cách tiếp cận này được áp dụng ở một số nước khác như Panama và Nam Phi (xem Ngân hàng thế giới, 2000; Thống kê Nam Phi và Ngân hàng Thế giới, 2000). Nghiên cứu về Việt Nam trước đây có một vài hạn chế. Thứ nhất, vì dựa quá nhiều và tổng điều tra Nông nghiệp nên chỉ có thể ước lượng tỷ lệ đói nghèo ở nông thôn. Thứ hai, việc sử dụng hàm probit và các giá trị trung bình cấp huyện, mặc dù trực quan thì có thể tin cậy nhưng không tạo ra các ước lượng không chệch về tỷ lệ đói nghèo cấp huyện (xem Minot và Baulch, 2002b cho ước lượng độ lớn sai số). Thứ ba, do không có số liệu tổng điều tra hộ gia đình nên không thể ước lượng các sai số chuẩn của các chỉ số đói nghèo để đánh giá độ chính xác của các kết quả này. Gần đây hơn, Minot và Baulch (2002a) sử dụng Điều tra mức sống dân cư Việt nam 1998 và mẫu 3% tổng điều tra dân số để tạo ra các ước lượng về tỷ lệ đói nghèo ở thành thị, nông thôn Trang 2 Chương 1. Giới thiệu chung
15. của các tỉnh Việt Nam. Không giống các phân tích bản đồ đói nghèo trước, nghiên cứu này sử dụng số liệu Tổng điều tra dân số cấp hộ, cho phép việc tính toán các sai số chuẩn của các ước lượng đói nghèo sử dụng các phương pháp mô tả trong Elbers và các đồng nghiệp (2003) và Hentschel và đồng nghiệp (2000). Nghiên cứu này có 3 mục tiêu: • Mô tả đói nghèo và bất bình đẳng giữa các vùng của Việt Nam • Nghiên cứu các yếu tố địa lý (bao gồm các yếu tố về khí hậu, nông nghiệp và tiếp cận thị trường) tác động tới đói nghèo thành thị và nông thôn Việt Nam • Phổ biến thông tin về phương pháp ước lượng diện tích nhỏ và ứng dụng trong thời gian tới ở Việt Nam Báo cáo này phát triển nghiên cứu trước của Minotvà Baulch (2002a) theo 2 cách: • Bằng việc sử dụng mẫu lớn hơn (mẫu 33%) của Tổng điều tra dân số năm 1999, chúng ta có thể ước lượng tỷ lệ đói nghèo ở huyện và xã (các nghiên cứu trước chỉ ước lượng tỷ lệ đói nghèo cấp tỉnh) • Bên cạnh xác định tỷ lệ đói nghèo, nghiên cứu này cũng tính toán hai chỉ tiêu đói nghèo khác và 3 chỉ tiêu về bất bình đẳng ở cấp huyện. • Không như các nghiên cứu trước, nghiên cứu này phân tích tác động của các yếu tố địa lý (bao gồm các yếu tố về khí hậu, nông nghiệp và tiếp cận thị trường) tới đói nghèo ở khu vực thành thị và nông thôn Báo cáo này gồm 6 Chương. Tiếp theo phần giới thiệu chung này, Phần 2 miêu tả phương pháp và số liệu sử dụng trong nghiên cứu này. Phần 3 sẽ xem xét xu hướng không gian của đói nghèo và bất bình đẳng ở Việt Nam sử dụng các chỉ số về đói nghèo và 3 chỉ tiêu về bất bình đẳng. Phần 4 nghiên cứu các yếu tố về địa lý ảnh hưởng tới đói nghèo, sử dụng phương pháp hồi quy không gian và tập hợp các biến lấy từ hệ thống thông tin địa lý (GIS). Phần 5 sẽ nghiên cứu sự biến động về không gian trong tương quan giữa đói nghèo và các yếu tố địa lý sử dụng phép hồi quy theo vùng có quyền số (locally weighted regression). Cuối cùng, Phần 6 sẽ tóm tắt các kết quả và thảo luận một số khuyến nghị về chính sách và nghiên cứu tới. 2 tỷ lệ đói nghèo (poverty headcount) được xác định là lệ dân số có chi tiêu bình quân đầu người dưới mức nghèo đói. Chương 1. Giới thiệu chung Trang 3
16. Trang 4 Chương 1. Giới thiệu chung
17. 2. Số liệu và phương pháp nghiên cứu 2.1 Số liệu Xây dựng bản đồ đói nghèo của dự án này sử dụng hai bộ số liệu: Điều tra mức sống Việt Nam 1998 (VLSS) và Tổng điều tra nhà ở và dân số năm 1999. VLSS thực hiện bởi GSO do cơ quan Phát triển Quốc tế Thụy Sĩ và UNDP tài trợ với sự hỗ trợ về kỹ thuật của Ngân hàng Thế giới . Mẫu điều tra gồm 6000 hộ, tạo thành mẫu phân tầng ngẫu nhiên. Mẫu này gồm 4270 hộ ở nông thôn và 1730 hộ ở thành thị. Tổng điều tra nhà ở và dân số năm 1999 được thực hiện bởi GSO và đề cập đến thời điểm 1/4/1999. Điều tra này được thực hiện với sự hỗ trợ về kỹ thuật và tài chính của Cơ quan kế hoạch hoá gia đình Liên Hợp quốc và UNDP. Kết quả đầy đủ của Tổng điều tra không phát hành bởi GSO, nhưng chúng tôi có thể tiếp cận mẫu 33% của Tổng điều tra. Mẫu 33% của Tổng điều tra được lựa chọn bởi GSO sử dụng mẫu hệ thống cứ 3 hộ chọn một dựa trên danh sách hộ sắp xếp theo đơn vị hành chính. Mẫu bao gồm 5.553.811 hộ. Phần phân tích không gian trong dự án này sử dụng các biến liên quan đến không gian địa lý mô tả khí hậu, địa hình, đất đai, địa lý, và tiếp cận thị trường. Dữ liệu về địa hình được lấy từ Trung tâm Dịch vụ Địa chất Liên hợp Quốc (USGS). Dữ liệu về đường xá và biên giới hành chính lấy từ Trung tâm Viễn Thám và Geomatics, thuộc Tổng cục Quản lý đất. Dữ liệu đất đai và khí hậu lấy từ Trung tâm Thông tin Nông nghiệp và Phát triển Nông thôn. Và dữ liệu về dân số và các dữ liệu địa lý khác lấy từ mẫu 33% Tổng điều tra nhà ở và dân số. Nhiều số liệu trong các biến phải làm sạch, kiểm tra, xử lý để có thể tạo ra các biến có thể sử dụng trong phân tích không gian. 2.2 Phương pháp ước lượng tỷ lệ đói nghèo Đường đói nghèo sử dụng trong nghiên cứu này là "đường đói nghèo chung" sử dụng trong phân tích VLSS 1997-98 và trong báo cáo "Tấn công đói nghèo" (xem GSO, 2000 và Nhóm Chuyên gia về nghèo đói, 1999). Đường nghèo đói tương ứng với mức chi tiêu (bao gồm cả chi tiêu do hộ tự sản xuất và điều chỉnh theo sự khác nhau về giá giữa các vùng và mùa vụ) đủ để cung cấp 2100Kcal/người/ngày sử dụng rổ hàng hoá của hộ ở nhóm thứ 3, cộng với chi tiêu phi lương thực bằng với mức hộ ở nhóm thứ 3 sử dụng chi tiêu cho hàng hoá phi lương thực. Đường nghèo đói là 1.789.871đ/người/năm, nhưng chi tiêu dùng trong điều tra được điều chỉnh bằng cách sử dụng các chỉ số giá vùng theo tháng để bù đắp cho sự khác nhau của các chi phí trong quá trình điều tra và giữa các vùng. Lập bản đồ đói nghèo là một trong những ứng dụng của phương pháp"ước lượng diện tích nhỏ". Phương pháp này được chia làm ba giai đoạn cụ thể. Giai đoạn 0 liên quan đến việc xác định các biến mô tả các đặc điểm của hộ có thể liên quan tới thu nhập và dói nghèo có trong Chương 2. Số liệu và phương pháp Trang 5
18. cả điều tra hộ gia đình và Tổng điều tra dân số. Giai đoạn 1, đo lường phúc lợi, thường là chi tiêu bình quân đầu người, được ước lượng bằng hàm của các đặc điểm hộ sử dụng phân tích hồi quy và số liệu điều tra hộ gia đình. Giai đoạn 2, phương trình hồi quy này được áp dụng cho các đặc điểm tương tự của hộ gia đình trong Tổng điều tra dân số, tính toán phúc lợi (welfare) ước tính cho mỗi hộ trong Tổng điều tra. Thông tin này, sau đó, được tổng hợp tính cho các đơn vị hành chính, như huyện, tỉnh để ước lượng tỷ lệ nghèo đói và sai số chuẩn của các ước lượng. Ba phần sau đây sẽ miêu tả các phương pháp này chi tiết hơn, cũng như mô tả cách áp dụng cho nghiên cứu này. Giai đoạn 0: Xác định các đặc điểm của hộ trong VLSS và Tổng điều tra nhà ở và dân số Bước đầu tiên là so sánh bảng hỏi của VLSS1998 và Tổng điều tra nhà ở và dân số để xác định những đặc điểm nào của hộ có cả trong hai cuộc điều tra và có thể dụng như những chỉ tiêu đói nghèo. Bên cạnh so sánh hai bảng hỏi, cũng cần so sánh giá trị của các biến để đảm bảo rằng những giá trị này miêu tả những đặc điểm giống nhau. Ví dụ, loại việc làm đầu tiên phải quan tâm, những xem xét kỹ hơn cho thấy sự phân chia loại công việc trong VLSS và Tổng điều tra là khác nhau, vì thế số liệu ở hai cuộc điều tra là không trùng khớp. Vì vậy, biến này không thể cho vào phân tích được. Dựa trên sự so sánh này, có 17 đặc điểm của hộ là được lựa chọn trong phân tích lập bản đồ nghèo đói. (xem Bảng 1). Một số đặc điểm của hộ có tính chất phân loại khi hồi quy phải được biểu thị bởi các biến giả (nhị nguyên). Ví dụ nguồn nước uống chính là một đặc điểm của hộ, nhưng để phân tích hồi quy thì nó phải được trình biểu thị qua các biên giả riêng biệt cho nước máy bên ngoài, vòi nước máy trong nhà, giếng khoan, giếng thường Vì vậy 17 đặc điểm của hộ được trình này trong phân tích hồi quy qua 39 biến. Giai đoạn 1: Ước tính chi tiêu bình quân với điều tra hộ gia đình Như đề cập ở trên, Giai đoạn 1 của phương pháp lập bản đồ nghèo đói liên quan đến việc sử dụng số liệu điều tra của hộ và phân tích hồi quy để ước lượng phúc lợi của hộ là hàm của các đặc điểm hộ gia đình. Trong nghiên cứu này chúng tôi sử dụng chi tiêu bình quân đầu người thực tế trong VLSS1997-98 như chỉ tiêu phúc lợi của hộ. Các biến giải thích là 17 đặc điểm của hộ như miêu tả ở trên, biểu thị qua 39 biến. Học thuyết kinh tế cho thấy không có sự hướng dẫn nào về dạng hàm nhưng nhìn chung hàm logarit - tuyến tính hay được sử dụng: ' ln(yi ) = Xiβ + εi (1) Trang 6 Chương 2. Số liệu và phương pháp
19. Bảng 1. Đặc điểm hộ gia đình trong Tổng điều tra dân số và trong VLSS Số câu hỏi Tổng điều tra VLSS Những đặc điểm của hộ 1999 1998 Số người trong hộ Pt I,Q4 S1A tỷ lệ thành viên hộ trên 60 tuổi Pt I, Q4 S1A,Q2 tỷ lệ thành viên hộ dưới 15 Pt I, Q4 S1A,Q6 tỷ lệ thành viên hộ là phụ nữ Pt I, Q3 S1A,Q6 Trình độ học vấn của chủ hộ Pt I,Q11-13 S2A Chủ hộ có vơ/chông không Pt I, Q2 S1B,Q3 trình độ vợ/chồng của chủ hộ Pt I,Q11-13 S2A Chủ hộ có thuộc dân tộc thiểu số không Pt I, Q4 S0A Nghề nghiệp chính của chủ hộ trong 12 tháng qua Pt I, Q16 S4D Loại nhà (kiên cố, bán kiên cố, khung gỗ, "đơn giản") Pt III, Q3 S6A,Q1 Loại nhà tương quan với khu vực sống Pt III, 4 S6C,Q1a Nhà có dùng điện hay không Pt III, Q7 S6B,Q33 Nguồn nước uống chính Pt III, 8 S6B,Q25 Loại nhà vệ sinh Pt III, Q9 S6B,Q31 Nhà có TV không Pt III, Q10 S12C Nhà có đài không Pt III, Q11 S12C Vùng nơi hộ sống trang 1 S0A Nguồn: bảng hỏi VLSS 1998 và Tổng điều tra dân số 1999 trong đó yi là chi tiêu bình quân đầu người thực tế của hộ i, Xi’là vector của các đặc điểm hộ i, β là vector của các hệ số ước lượng, εi là số dư ngẫu nhiên phân bố N(0,σ). Vì quan tâm của chúng tôi là ước lượng giá trị ln(y) hơn là đánh giá tác động của mỗi biến giải thích, nên chúng tôi không quan tâm đến sự nội sinh có thể của các biến giải thích. Elbers và đồng nghiệp (2003) chỉ rằng xác suất mà hộ i với đặc điểm Xi là nghèo có thể diễn đạt bằng: ' 2 ⎡ln z − Xiβ⎤ E[Pi | Xi ,β,σ ] = Φ⎢ ⎥ (2) ⎣⎢ σ ⎦⎥ trong đó Pi là biến nhận giá trị 1 nếu hộ là nghèo và 0 nếu ngược lại, z là "dường đói nghèo chung"( xem GSO, 2000, trang 260),và Φ là hàm chuẩn hoá tích luỹ cumulative standard Chương 2. Số liệu và phương pháp Trang 7
20. normal function). Nếu giá trị ước lượng (predicted) log chi tiêu bình quân đầu người (Xi’β) bằng với log đường chuẩn nghèo (ln(z)), thì giá trị trong ngoặc sẽ bằng 0 và xác suất mà hộ i là nghèo là 50%. Giá trị chi tiêu ước lượng thấp hơn chuẩn nghèo thì giá trị trong ngoặc sẽ lớn hơn 0 và có xác suất hộ là nghèo sẽ lớn hơn, trong khi đó giá trị chi tiêu ước lượng lớn hơn thì xác suất hộ là nghèo sẽ nhỏ hơn 50. Giai đoạn 2: Áp dụng kết quả hồi quy đói với số liệu của Tổng điều tra Trong giai đoạn 2 của phương pháp lập bản đồ nghèo đói, các hệ số hồi quy ước lượng từ bước 1 được kết hợp với số liệu của các đặc điểm tương tự của hộ từ cuộc Tổng điều tra để ước lượng xác suất mỗi hộ trong Tổng điều tra là nghèo. Điều này được thực hiện bằng cách cho các giá trị đặc điểm của hộ i từ Tổng điều tra, XiC vào phương trình 2. Xác suất kỳ vọng mà hộ i là nghèo được tính như sau: C C 2 ⎡ln z − Xi β⎤ E[Pi | Xi ,β,σ ] = Φ⎢ ⎥ (3) ⎣⎢ σ ⎦⎥ Sự ước lượng này không thực sự chính xác tuyệt đối cho từng hộ những sẽ chính xác hơn cho nhiều hộ. Đối vói từng khu vực nhất định (ví dụ như một huyện hay một tỉnh), Elbers và đồng nghiệp (2003) chỉ răng rằng tỷ lệ dân số trong hộ là nghèo được ướng lượng bằng trung bình của các xác suất mà từng hộ riêng biệt là nghèo: N C C 2 mi ⎡ln z − Xi β⎤ E[P | X ,β,σ ] = Φ⎢ ⎥ (4) ∑ M σ i=1 ⎣⎢ ⎦⎥ trong đó mi là quy mô hộ i, M là tổng dân số của khu vực, N là số hộ, và X là ma trận của các đặc điểm hộ. Điểm mạnh của việc sử dụng số liệu của Tổng điều tra là cho phép ước tính tỷ lệ đói nghèo theo các đơn vị địa lý nhỏ hơn nhiều nếu chúng ta chỉ sử dụng VLSS. Với điều kiện là a) sai số là đồng nhất, b) không có tự tương quan về không gian, và c) bộ số liệu Tổng điều tra được sử dụng, phương sai của tỷ lệ người đói nghèo (poverty headcount) ước lượng có thể tính như sau: ′ 2 ⎛ ∂P *⎞ ∂P * ⎛ ∂P *⎞ 2σˆ 4 N m2P*(1− P*) var(P*) = ⎜ ⎟ var(βˆ) + ⎜ ⎟ + i i i (5) ⎜ ˆ ⎟ ˆ 2 ∑ 2 ⎝ ∂β ⎠ ∂β ⎝ ∂σˆ ⎠ n − k −1 i=1 M trong đó n là số mẫu trong mô hình hồi quy. Do đó n, k, và σ2 được lấy từ phân tích hồi quy, mi, M, và N lấy từ Tổng điều tra dân số. đạo hàm từng phần P*với các tham số ước lượng có thể được tính như sau: ∂P * N m ⎛ − x ⎞ ⎛ ln z − X'βˆ ⎞ = i ⎜ ij ⎟φ⎜ i ⎟ (6) ˆ ∑ ⎜ ˆ ⎟ ⎜ ˆ ⎟ ∂β j i=1 M ⎝ σ ⎠ ⎝ σ ⎠ Trang 8 Chương 2. Số liệu và phương pháp
21. ∂P * 1 N m ⎛ ln z − X'βˆ ⎞ ⎛ ln z − X'βˆ ⎞ = − i ⎜ i ⎟φ⎜ i ⎟ (7) 2 ∑ ⎜ 3 ⎟ ⎜ ⎟ ∂σˆ 2 i=1 M ⎝ σˆ ⎠ ⎝ σˆ ⎠ Giá trị thứ nhất trong phương trình 5 biểu thị sai số mô hình sinh ra do thực tế là có một vài sự biến động (uncertainty) của giá trị đúng (true value) của β và σ trong phân tích hồi quy. Sự biến động này được xác định bằng ma trận đồng phương sai ước lượng (estimated covariance matrix of β) và phương sai ước lượng của σ2, cũng như tác động của sự thay đổi này tới P*. Giá trị thứ 3 trong phương trình 5 đo lường sai số “idiosyncratic error” do thực tế là thậm chí là nếu β và σ được xác định chính xác thì các nhân tố cụ thể của hộ sẽ tạo ra giá trị chi tiêu thực tế khác với chi tiêu do ước lượng. Những phương trình này được miêu tả chi tiết hơn trong Hentschel và đồng nghiệp (2000) và Elbers và đồng nghiệp (2003). Như đề cập ở trên, phương trình 5 chỉ đúng khi sử dụng bộ số liệu Tổng điều tra đầy đủ cho giai đoạn 2 của quá trình lập bản đồ đói nghèo. Trong nghiên cứu này, chúng tôi sử dụng mẫu 33% của Tổng điều tra trong giai đoạn 2, vì vậy phương trình 5 sẽ thay đổi như sau: ′ 2 ⎛ ∂P *⎞ ∂P * ⎛ ∂P * ⎞ 2σˆ 4 N m 2 P* (1− P* ) var(P*) = ⎜ ⎟ var(βˆ) + ⎜ ⎟ + i i i +V (8) ⎜ ˆ ⎟ ˆ 2 ∑ 2 s ⎝ ∂β ⎠ ∂β ⎝ ∂σˆ ⎠ n − k −1 i=1 M trong đó Vs là phương sai do sai số mẫu trong Tổng điều tra, do thiết kế mẫu. Trong nghiên cứu này, chúng tôi dựa trên phần mềm Stata để tính toán phương sai của sai số mẫu3. Để so sánh tỷ lệ người đói nghèo ở các vùng hay tỉnh khác nhau, chúng ta có thể tính phương sai của sự khác nhau giữa hai tỷ lệ đói nghèo ước lượng được. Hentschel và các đồng nghiệp (2000, chú thích 17) cung cấp phương trình cho trường hợp khi bộ số liệu đầy đủ Tổng điều tra được sử dụng. Ở đây chúng tôi mở rộng phương trình gồm có phương sai do sai số mẫu: ′ 2 ⎛ ∂P − P ⎞ ⎛ ∂P − P ⎞ ⎛ ∂P − P ⎞ 2σˆ 4 var(P − P ) = ⎜ 1 2 ⎟ var(βˆ)⎜ 1 2 ⎟ + ⎜ 1 2 ⎟ 1 2 ⎜ ˆ ⎟ ⎜ ˆ ⎟ 2 (9) ⎝ ∂β ⎠ ⎝ ∂β ⎠ ⎝ ∂σˆ ⎠ n − k −1 +Vi (P1 ) +Vi (P2 ) +Vs (P1 ) +Vs (P2 ) − 2 cov s (P1 , P2 ) trong đó Vi(Pr) là phương sai idiosyncratic của tỷ lệ đói nghèo ước lượng cho vùng r (giá trị thứ 3 trong phương trình 5), Vs(Pr) là phương sai mẫu của ước lượng đói nghèo cho vùng r và covs(P1,P2) là đồng phương sai trong các ước lượng đói nghèo của vùng 1 và 2 do sai số mẫu. 3 điều này được tính bằng lệnh “svymean”. Stata tính các ước lượng tuyến tính (triển khai Taylor bậc 1) của phương sai mẫu dựa trên thông tin về sự phân tầng, đơn vị chọn mẫu sơ cấp, và các yếu tố quyền số. Xem Stata Corporation (2001, vol.4 , svymean ) để biết thêm các thông tin. Chương 2. Số liệu và phương pháp Trang 9
22. 2.3 Phương pháp ước lượng các chỉ số đói nghèo khác Các phương pháp ở trên cho phép ước lượng tỷ lệ người sống dưới mức đói nghèo.Chỉ tiêu này, thỉnh thoảng ký hiệu là P0 là chỉ tiêu trong tập các chỉ tiêu về đói nghèo của Foster, Greer, và Thorbecke (1984). Những chỉ tiêu về đói nghèo này có thể diễn tả như sau: M α 1 ⎡(z − yi )⎤ Pα = ∑⎢ ⎥ (10) N i=1 ⎣ z ⎦ trong đó : z là chuẩn nghèo yi là thu nhập (hay chi tiêu của người i trong hộ nghèo N là số người trong tổng thể, M là số người nghèo Các giá trị khác nhau của α trong phương trình 10 cho ta các chỉ tiêu nghèo đói khác nhau. Nếu α=0 , phương trình này cho ta tỷ lệ người đói nghèo.Vì giá trị trong ngoặc bằng 1,nên tổng của chúng cho ta số người trong các hộ nghèo, do đó khi chia cho N sẽ cho ta tỷ lệ người nghèo. Khi α=1, công thức trên sẽ cho chúng ta chỉ tiêu khác, gọi là Khoảng cách nghèo. Khoảng cách nghèo không chỉ cho chúng ta biết bao nhiêu người nghèo mà còn cho chúng ta biết mức đọ nghèo trung bình như thế nào. Chỉ tiêu này bằng tỷ lệ người nghèo (P0) nhân với khoảng cách phần trăm trung bình giữa đường chuẩn nghèo và thu nhập của người nghèo. Khi α=2, phương trình này cho ta chỉ tiêu khác, gọi là chỉ số khoảng cách nghèo bình phương. Chỉ số này cho biết không chỉ số người nghèo, nghèo như thế nào mà còn cho thấy mức độ mức độ bất bình đẳng về thu nhập giữa những người nghèo. Chỉ số này bằng P0 nhân với bình phương khoảng cách giữa chuẩn nghèo và thu nhập của người nghèo. Phương pháp lập bản đồ nghèo đói mô tả ở phần 3.1 và 3.3 cho ta một cách ước lượng tỷ lệ người nghèo dưới đường chuẩn nghèo, z, nhưng không cho ta thông tin về sự phân bổ thu nhập giữa những người nghèo, do đó cần thiết phải tính P1 và P2. Chúng tôi có thể áp dụng phương pháp đường chuẩn nghèo để ước lượng P1 và P2 bằng cách cho rằng z không phải là dường chuẩn nghèo. Đặc biệt, chúng ta có thể ước lượng sự phân bố của tổng thể theo chi tiêu bình quân đầu người bằng cách chạy lại các phép tính lập bản đồ nghèo đói cho các giá trị khác nhau của z. Cụ thể hơn, chúng tôi thực hiện các bước sau: Trang 10 Chương 2. Số liệu và phương pháp
23. 1. Chọn 100 mức chi tiêu bình quân đầu người khác nhau4, chia bằng nhau theo giá trị từ hộ giàu nhất tới hộ nghèo nhất 2. Đặt z bằng với mức thấp nhât trong 100 mức này (gọi là z1), chạy các phép tính lập bản đồ đói nghèo để tính toán tỷ lệ dân số có mức chi tiêu bình quân dưới z1 3. Tiếp theo, lặp lại bước 2 -3 đặt z bằng với 99 mức chi tiêu khác (z2 tới z100) giữ lại các giá trị zi và tỷ lệ dân số dưới zi trong một file cho phân tích tiếp theo. Khi z tăng từ mức thấp nhất tới mức cao nhất, tỷ lệ dân số với chi tiêu bình quân đầu người dới mức đó sẽ tăng từ 0 đến 100%. Vì vậy, các kết quả sẽ xác định cho ta phân phối tích luỹ của dân số theo chi tiêu bình quân đầu người. Thông tin này là đủ để tính toán các giá trị P1 và P2. Khoảng cách của mỗi cặpz’s (zi và zi+1), chúng ta biết chi tiêu bình quân đầu người5 và tỷ lệ dân số với mức chi tiêu bình quân trong khoảng đó. Vì vậy, mỗi cặp z’s dưới đường đói nghèo có thể sử dụng đại diện cho một giá yi, có tính đến số hộ với chi tiêu bình quân đầu người trong khoảng đó. 2.4. Phương pháp đo lường bất bình đẳng Trong nghiên cứu này, các chỉ số bất bình đẳng mô tả mức độ biến động của chi tiêu bình quân đầu người giữa các hộ. Sự bình đẳng tuyệt đối khi mà tất cả các hộ có mức chi tiêu bình quân đầu người như nhau, và sự bất bình đẳng tuyệt đối khi có tất cả mức chi tiêucòn khác hộ khác thì không có. Trong phân tích này chúng tôi sẽ tính toán 3 chỉ số khá phổ biến đo lường sự bất bình đẳng: hệ số Gini, chỉ số Theil’s L, và chỉ số Theil’s T. Hai chỉ số sau là một phần trong một tập hợp của "chỉ số bất bình đẳng chung- geneal entropy", vì thế Theil L gọi là GE(0) và Theil T gọi là GE(1). Hệ số Gini dựa trên đường cong Lorenze miêu tả phân bố tích luỹ của thu nhập hau chi tiêu như làg một hàm của phân bố tích luỹ của hộ. Cụ thể hơn, hệ số Gini là phần diện tích trên đường cong Lorenz và dưới đường chéo 45% chi cho diện tích dưới đường chéo. Khi chúng ta có thông tin về tỷ lệ dân số dưới mức khác nhau của chi tiêu bình quân đầu người, hệ số Gini có thể ước tính như sau: 4 việc sử dụng 100 mức là tương đối tuỳ ý. Số mức lớn hơn sẽ cho mức độ chính xác cao hơn cho các ước lượng của phân phối tích luỹ và các ước lượng của P1 và P2. Tăng số mức, tất nhiên, cũng sẽ tăng các phép tính và thời gian chạy chương trình. 5 Nói một cách nghiêm túc, chúng tôi chỉ biết khoảng chi tiêu bình quân đầu người trong nhóm này và chung tôi giả định rằng mức chung bình là (zi + zi+1)/2. Nhưng nếu chúng tôi chọn số mức z lớn hơn, sự chênh lêch giữa zi và zi+1 sẽ nhỏ hơn, vì vậy các sai số cho giả định này cũng sẽ nhỏ. Chương 2. Số liệu và phương pháp Trang 11
24. N ⎡⎛ 1 1 ⎞ ⎤ Gini = 2∑ ⎢⎜ (Pi + Pi+1 ) − (X i + Xi+1 )⎟(Pi+1 − Pi )⎥ (11) i=1 ⎣⎝ 2 2 ⎠ ⎦ trong đó Pi là tỷ lệ tích luỹ của dân số trong khoảng i và Xi là tỷ lệ tích luỹ của chi tiêu trong khoảng i. Giá trị đầu tiên trong ngoặc đơn lớn là độ cao của mỗi phần chia, từ đường chéo tới đường Lorenze, trong khi đó giá trị cuối cùng trong ngoặc đơn nhỏ là ‘độ rộng’ của mỗi phần chia. Hệ số Gini biến động từ 0 (bình đằng tuyệt đối) tới 1 (bất bình đẳng tuyệt đối). Chỉ số Theil L về bất bình đẳng được tính như sau: 1 N ⎛ y ⎞ Theil L = GE(0) = ln⎜ ⎟ (12) N ∑ ⎜ y ⎟ i=1 ⎝ i ⎠ trong đó N là số hộ, y là chi tiêu bình quân đầu người trung bình , và yi chi tiêu bình quân đầu người của hộ i. Chỉ số Theil L biến động từ 0 (bình đẳng tuyệt đối) và vô cùng (bất bình đẳng tuyệt đối). Chỉ số bất bình đẳng Theil T được tính theo công thức sau:: N ⎛ ⎞ 1 yi ⎜ yi ⎟ Theil T = GE(1) = ∑ ln⎜ ⎟ (13) N i=1 y ⎝ y ⎠ trong đó các biến được xác định như phương trình 12. Chỉ số Theil T biến động từ 0 (bình đẳng tuyệt đối) tới ln(N) (bất bình đẳng tuyệt đối). Để có thể tính toán các chỉ số bất bình đẳng, chúng tôi sử dụng 5 bước miêu tả trong phần 2.4 để xây dựng phân bố tích luỹ của các hộ theo chi tiêu bình quân đầu người . Để ước lượng hệ số Gini, chúng tôi tính phân bố tính luỹ của chi tiêu từ giá trị của zi và tỷ lệ của dân số ở các mức z. Sau đó, đối với mỗi giá trị của z, chúng tôi tính tổng của các chênh lệch giữa phân bố tích luỹ của hộ ( đường chéo trong đường Lorenz) và phân bố tích luỹ của chi tiêu (đường Lorenz) nhân với tỷ lệ của dân số ở mức z đó.Tổng này chia cho 0.5 (diện tích dưới đường chéo) để có giá trị hệ số Gini. Như cách tính P1 và P2, hai chỉ số Theil được tính bằng cách sử dụng mỗi cặp z’s để biểu thị cho một giá trị của yi. như miêu tả ở trên, giữa mỗi cặp của z’s (zi và zi+1), chúng ta biết được giá trị trung bình chi tiêu bình quân đầu người và tỷ lệ dân số với chi tiêu bình quân trong khoảng đó. thông tin này cho phép chúng ta áp dụng các phương trình 11 và 12 để tính các chỉ số Theil. Trang 12 Chương 2. Số liệu và phương pháp
25. 2.5 Hạn chế của phân tích này Có hai hạn chế cẩn phải được đề cập trong việc thực hiện phương pháp lập bản đồ nghèo đói của Việt Nam. Thứ nhất, phân tích hồi quy trong Giai đoạn 1 không xem xét đến sự khác nhau phương sai của các biến phụ thuộc trong mẫu (heteroskedasticity). Mặt khác, bằng cách biểu thị biến phụ thuộc (chi tiêu bình quân đầu người) dưới dạng logarithm, chúng tôi có giảm mức độ không đồng đều về phương sai (heteroskedasticity). Các hệ số ước lượng từ phương pháp bình phương nhỏ nhất bình thường (ordinary least squares -OLS) cũng không bị chệch, nhưng các hệ số này cũng bị kém hiệu quả (“inefficient”) do đó, chúng ta cũng không sử dụng tất cả các thông tin có thể (xem StataCorp, 2001, Volume 4 “svyreg”). . Thứ hai, các hệ số ước lượng trong Giai đoạn 1 không xem xét đến trường hợp tự tương quan về không gian (spatial autocorrelation). Tự tương quan về không gian xuất hiện khi các biến phụ thuộc (hay sai số) của hồ quy trong một địa bàn của VLSS là tương quan với biến phụ thuộc (hay sai số) của địa bàn gần kề (vấn đề này sẽ thảo luận kỹ hơn ở trong Phần 2.6). Nếu các sai số có sự tương quan, các hệ số cũng sẽ không bị chệch nhưng kém hiệu quả. Điều này có thể xảy ra nếu một số các yếu tố khác (như khoảng cách tới thành phố chính) không có trong mô hình hồi quy và bị tự tương quan về mặt không gian. Ví dụ, tất cả các hộ gần một thành phố có thể có sai số âm (chi tiêu ước lượng thấp hơn chi tiêu thực tế). Nói cách khác,nếu chi tiêu bình quân đầu người trong một địa bàn bị ảnh hưởng của chi tiêu bình quân đầu người ở địa bàn bên cạnh trong mẫu VLSS, thì các hệ số hồi quy ước lượng sẽ bị chệch. Với các khoảng cách giữa các địa bàn kề nhau trong VLSS, điều này có thể ít xảy ra. Các nhà nghiên cứu của Ngân hàng Thế giới gần đây có nghiên cứu về các vấn đề phương sai không đồng đều và tự tương quan về mặt không gian trong Giai đoạn 1. Những giải pháp phân tích cho sự khác nhau về tỷ lệ người đói nghèo là không thể trong trường hợp này, và nó trở nên rất cần thiết cho việc sử dụng phương pháp mô phỏng phức tạp hơn để tính các ước lượng và sai số chuẩn (xem Elbers và đồng nghiệp, 2003). Mặc dù phân tích ban đầu cho thấy sự hiện diện của một số tự tương quan về mặt không gian, nhưng chúng tôi cũng không thể loại bỏ hoàn toàn điều này bằng cách cho một số biến cấp xã vào trong phân tích hồi quy. Điều này cho thấy, có thể có một số kết quả không hoàn toàn chính xác trong phân tích hồi quy của Giai đoạn 1, dù những tác động này rất khó đánh giá. Chương 2. Số liệu và phương pháp Trang 13
26. 2.6 Phương pháp phân tích hồi quy không gian tổng thể (global spatial regression analysis) Phân tích hồi quy về không gian (spatial regression analysis) thực hiện trong dự án này liên quan đến ước lượng đói nghèo là một hàm của các biến về nông nghiệp, khí hậu và tiếp cận thị trường. Phần này sẽ miêu tả Phân tích hồi quy về không gian toàn bộ, trong đó “toàn bộ” muốn nói đến thực tế rằng mô hình giả định quan hệ giữa đói nghèo và các yếu tố về địa lý là như nhau trong giữa các vùng trong cả nước. Biến phụ thuộc là tỷ lệ đói nghèo huyện ước tính từ phân tích bản đồ đói nghèo miêu tả ở phần 3. Biến độc lập được liệt kê ở Bảng 2. Bảng 2. Các biến giả thích sử dụng trong phân tích hồi quy về không gian Các biến ngoại sinh Các biến nội sinh có thể % diện tích ở các độ cao khác nhau Dân số, mật độ dân số % diện tích ở các độ dốc khác nhau % dân số ở thành thị địa hình số và loại thị trường Loại đất Mật độ đường xá loại đất mặt Mật độ sông lượng mưa thời gian vận chuyển giữa các khu vực nhiệt độ số giờ nắng khoảng cách tới các thành phố Như thảo luận ở Phần 2.5, một vấn đề liên quan tới việc phân tích hồi quy dựa trên quan hệ về không gian là sự tự tương quan của số liệu6. Nhìn chung, tự tương quan về không gian có nghĩa là các biến trong một khu vực có thể bị ảnh hưởng bởi giá trị của biến đó trong khu vực lân cận. Có 2 cách mà vấn đề này có thể xảy ra: Sự phụ thuộc trễ về không gian (Spatial lag dependence) đề cập đến trường hợp biến phụ thuộc trong 1 vùng bị tác động bởi biến phụ thuộc ở các vùng bên cạnh. Ví dụ, nếu biến phụ thuộc là thu nhập hay đói nghèo, thì có thể mức độ các hoạt động kinh tế trong một vùng bị ảnh hưởng trực tiếp bởi mức độ các hoạt động kinh tế ở vùng lân cận thông qua sự di dân, buôn bán, hay liên kết về đầu tư. Mô hình phụ thuộc trễ về không gian có thể miêu tả dưới dạng sau: 6 Một vấn đề liên quan là các số liệu về địa lý phải tổng hợp thành cho các đơn vị hành chính và các kết quả có thể bị ảnh hưởng tuỳ theo cách mà chúng ta thực hiện. Phụ Lục A sẽ miêu tả vấn đề này cụ thể hơn. Trang 14 Chương 2. Số liệu và phương pháp
27. yi = σ∑wijy j + X jβ + ε j (14) j≠i trong đó yi là biến phụ thuộc cho vùng i, σ là hệ số tự tương quan không gian, wij là quyền số không gian phản ánh mức độ gần kề của i và j, yj là biến phụ thuộc cho vùng j, Xj là ma trận biến giải thích, β là vector các hệ số, và ε là sai số. Ma trận các quyền số không gian, w, mô tả mức độ gần kề giữa từng đôi quan sát theo không gian. Thường nó là biến nhị nguyên tuỳ theo liệu hai vùng có gần kề nhau không hay một biến gần kề tuỳ theo một vài hàm của khoảng cách giữa hai vùng. Nếu phân tích hồi quy được thực hiện không có sự điều chỉnh cho sự phụ thuộc trễ về không gian, thì các hệ số ước lượng có thể bị lệch (biased) và không đồng nhất. Loại thứ 2 của vấn đề này có thể xảy ra là sự phụ thuộc về sai số không gian, trong đó sai số ở vùng này tự tương quan với sai số vùng bên cạnh. Điềunày có thể xảy ra nếu các biến không trong mô hình hồi quy nhưng có ảnh hưởng tới biến phụ thuộc và chúng sẽ tự tương quan về không gian. Ví dụ , trình độ của chính quyền địa phương tác động tới thu nhập và đói nghèo nhưng nó rất khó để có thể cho vào trong mô hình. Vì trình độ của chính quyền địa phương thì có thể bị tự tương quan về không gian (tất cả các thành phố ở một bang có thể bị ảnh hưởng bởi trình độ của chính quyền bang đó), sai số trong mỗi vùng có thể bị tương quan với các vùng bên cạnh. Mô hình này có thể viết dưới dạng như sau: yi = X jβ + λ∑wijy jε j + εi (15) j≠i trong đó yi là biến phụ thuộc cho vùng i, λ là hệ số tự tương quan về không gian, wij là quyền số không gian phản ánh mức độ gần kề của i và j, Xj là ma trận biến giải thích, β là vector của các hệ số, và ε là sai số. Chương 2. Số liệu và phương pháp Trang 15
28. Trong trường hợp này, việc sử dụng bình phương nhỏ nhất (ordinary least squares) để ước lượng mô hình không nhận được các hệ số lệch (biased coefficients), nhưng những ước lượng của hệ số sẽ không hiệu quả và kiểm định t và F sẽ tạo ra những kết luận không chính xác. Trong nghiên cứu này, chúng tôi ước lượng tỷ lệ đói nghèo cấp huyện (P0) là hàm của các biến không gian liệt kê ở Bảng 2. Kiểm định Chow cho thấy các hệ số ước tính tỷ lệ đói nghèo ở thành thị khác nhau đáng kể với các hệ số ước tính tỷ lệ đói nghèo nông thôn. Vì thế, chúng tôi thực hiện phân tích hồi quy riêng biệt cho nông thôn và thành thị. Ma trận quyền số được tạo ra bằng cách sử dụng nghịch đảo khoảng cách giữa các trung tâm của hai huyện. Nói cách khác, giá trị của wij bằng nghịch đảo khoảng cách giữa trung tâm của huyện i trung tâm của huyện j. Kiểm định hệ số nhân tử Lagrange được sử dụng để kiểm định ý nghĩa thống kê của σ và λ, cho thấy sự cần thiết để sử dụng mô hình trễ phụ thuộc về không gian (spatial dependence lag model) và mô hình phụ thuộc sai số về không gian (spatial error dependence model). Thường với những mô hình hồi quy không gian, cả hai tham số là có ý nghĩa thống kê và cách hay dùng là áp dụng mô hình cho những giá trị hệ số nhân tử Lagrange cao hơn. Phân tích này được thực hiện bằng cách sử dụng module “spatreg” viết cho Stata có trên trang web Stata (www.stata.com). 2.7 Các phương pháp trong phân tích hồi quy theo vùng Mô hình tổng thể (global model) được miêu tả trong Phần 2.6 giả định rằng quan hệ giữa đói nghèo và các yếu tố địa lý là như nhau giưũa các vùng trong cả nước. Phân tích hồi quy không gian theo vùng (local spatial regression analysis) không giả định như vậy và kiểm tra sự khác nhau về không gian trong tương quan giữa đói nghèo và các yếu tố địa lý . Chúng tôi sử dụng một khung phân tích hồi quy của sổ chuyển động (moving window regression framework) trong đó các mô hình hồi quy khác nhau sẽ được ước lượng, mỗi trung tâm trên “điểm hồi quy” (“regression point”) và bao gồm các quan sát kề bên được xác định bởi “dai bao bọc hạt nhân” (“kernel bandwidth.”). Các ước lượng hệ số của các vùng được tạo ra cho mỗi điểm hồi quy. Một mô hình dựa trên kỹ thuật hồi quy quyền số địa lý (GWR) (Brunsdon, và cộng sự 1996), ở đó các quan sát giữa các cửa sổ hồi quy vùng được tính theo khoảng cách tới các điểm hồi quy sẽ được áp dụng. Các quan sát gần với điểm hồi quy xi có được trọng số cao hơn so với các quan sát ở xa hơn. Cửa sổ hồi quy quyền số sau đó được dịch chuyển tới điểm hồi quy tiếp theo đến khi tất cả các điểm được nằm vào trong đó. Vì phương pháp này dựa trên khung hồi quy cổ truyền, nên kỹ thuật sẽ tạo ra kết quả hồi quy chuẩn cho từng điểm hồi quy. Điều này cho phép kết kết quả hồi quy (gồm các hệ số và R2) Trang 16 Chương 2. Số liệu và phương pháp
29. có thể vẽ trên bản đồ, cho thấy sự khác nhau giữa các vùng. điều này làm cho kỹ thuật đó đặc biệt hữu ích đối với việc phân tích quan hệ giữa các dữ liệu về không gian. Một mô hình hồi quy toàn bộ chuẩn được viết dưới dạng sau: y = a + x a + ε (16) i 0 ∑ j ij j có thể mở rộng cho mô hình hồi quy vùng như sau: y = a + x a + ε (17) i 0 ∑ j ij ij trong đó y là biến phụ thuộc, x là biến độc lập, a là hệ số hồi quy , i là chỉ số cho vùng (location), j là chỉ số cho biến độc lập, và ε là sai số Cho mỗi hồi quy tại các điểm i, quyền số của các quan sát được lựa chọn phục thuộc vào khoảng cách tới điểm hồi quy j. Hàm phân tách khoảng cách Gauss áp dụng trong phân tích này có thể viết như sau : w = exp − 1 d / b 2 (18) ij [ 2 ( ij ) ] trong đó w là quyền số, d là khoảng cách từ các điểm hồi quy , b là phạm vi hay bán kính của sự ảnh hưởng xunh quanh mỗi quan sát Bên cạnh đó, chúng ta có thể kiểm định liệu mô hình vùng có thực sự biểu thị tương quan tốt hơn mô hình toàn bộ bằng cách so sánh giá trị R2 của 2 mô hình. Hơn nữa, Fotheringham và cộng sự (2002) cho rằng kiểm định Monte Carlo sự khác nhau về không gian trong các tham số ước lượng là có ý nghĩa thống kê. Những kiểm định tham gia điều chỉnh ngẫu nhiên các địa điểm của các quan sát theo thời gian, chạy GWR và sau đó so sánh thống kê các ước lượng tham số của sự phân bố địa lý thực tế. Chương 2. Số liệu và phương pháp Trang 17
30. Trang 18 Chương 2. Số liệu và phương pháp
31. 3. Đói nghèo và bất bình đằng xét về mặt không gian 3.1 Đặc điểm của hộ có liên quan đến chi tiêu bình quân đầu người Như miêu tả ở trên, bước đầu tiên trong việc xây dựng bản đồ nghèo đói là ước lượng chi tiêu bình quân đầu người là hàm của các biến có trong cả Tổng điều tra Dân số và Điều tra mức sống dân cư Việt Nam. Những đặc điểm của hộ bao gồm quy mô hộ, thành phần, dân tộc, trình độ chủ hộ (hay vợ/chồng chủ hộ), nghề nghiệp chủ hộ, loại nhà, tiếp cận tới các dịch vụ cơ bản, sở hữu một số đồ dùng. Bảng 3 liệt kê các biến sử dụng mô tả đặc điểm của hộ trong phân tích hồi quy. Trong mỗi tập hợp biến mô tả như phân loại vùng thì một vùng sẽ bị bỏ qua và xem như nhóm tham khảo. Ví dụ, Miền núi phía Bắc là nhóm bị bỏ qua cho biến “region”, vì thế các hệ số vùng khác phản ánh tác động của mức sống của vùng đó so với vùng núi phía Bắc. Cũng hợp lý nếu chúng ta kỳ vọng rằng các hệ số để ước lượng chi tiêu trong khu vực nông thôn có thể khác với các hệ số ước lượng chi tiêu ở khu vực thành thị. Các kiểm định thống kê cho thấy rằng các hệ số trong mô hình phân tích thành thị là tương đối khác trong mô hình phân tích vùng nông thôn7. Điều này cho thấy nên có sự phân tích riêng biệt cho mẫu thành thị và nông thôn. Trong một phân tích trước đây, chúng tôi cố gắng ước lượng mô hình cho 2 vùng thành thị và 7 vùng nông thôn ( xem Minot và Baulch, 2002a). Các kết quả hồi quy không làm chúng tôi hài lòng với giá trị R2 thấp, nhiều hệ số không có ý nghĩa về thống kê và một số hệ số còn sai dấu. Vì vậy chúng tôi đã áp dụng những mô hình thành thị-nông thôn trong phân tích này. Những kết quả của phân tích hồi quy được trình này ở Bảng 4. Cả mô hình thành thị, nông thôn đều có thể giải thích được trên 50% của sự biến động chi tiêu bình quân đầu người. Đây chỉ là một kết quả tương đối tốt khi phân tích số liệu cross-section, nhưng nó rất hữu ích vì các yếu tố khác là không có trong mô hình giải thích một nửa của sự biến động . Theo những kết quả của Bảng 4, những hộ quy mô lớn thường có chi tiêu bình quân đầu người thấp đối với cả thành thị và nông thôn. Dấu âm của các hệ số về quy mô hộ cho thấy, khi các yếu tố khác không đổi, mỗi thành viên thêm sẽ làm giảm 7-8% của chi tiêu bình quân đầu người. 7 Kiểm định Chow loại bỏ giả thiết rằng các hệ số cho mẫu thành thị là giống mẫu cho nông thôn (F=6.16, p< .001). Chương 3. Đói nghèo và bất bình đẳng xét về mặt không gian Trang 19
32. Ở khu vực nông thôn những hộ có tỷ lệ người già, trẻ em hay phụ nữ cao hơn thì thường nghèo hơn. Tuy nhiên, ở thành thị tỷ lệ phụ nữ nhiều hơn lại không quan trọng, nhưng tỷ lệ trẻ em cao hơn thì vẫn tương quan chặt chẽ với đói nghèo. Thành phần của hộ có ảnh hưởng ít hơn đối với các hộ thành thị bởi vì khả năng kiếm thu nhập ở thành phố là ít phụ thuộc vào thể chất hơn. Bảng 3. Mô tả các biến sử dụng trong mô hình Biến Loại biến Mô tả biến lnrpce Liên tục Log chi tiêu bình quân đầu người hhsize Liên tục số thành viên hộ pelderly Liên tục Tỷ lệ người trên 60 tuổi (%) pchild Liên tục tỷ lệ thành viên dưới 15 tuổi (%) pfemale Liên tục Tỷ lệ nữ (%) ethnic nhị nguyên Chủ hộ là dân tộc thiểu số Iedchd_1 nhị nguyên chủ hộ chưa tốt nghiệp tiểu học (loại bỏ) Iedchd_2 nhị nguyên chủ hộ tốt nghiệp tiểu học Iedchd_3 nhị nguyên Chủ hộ tốt nghiệp phổ thông cơ sở Iedchd_4 nhị nguyên Chủ hộ tốt nghiệp phổ thông trung học Iedchd_5 nhị nguyên Chủ hộ tốt nghiệp trung cấp-kỹ thuật Iedchd_6 nhị nguyên Chủ hộ có trình độ sau trung học Iedcsp_0 nhị nguyên chủ hộ có vợ/chồng Iedcsp_1 nhị nguyên chủ hộ có vợ/chồng chưa tốt nghiệp tiểu học (loại bỏ) Iedcsp_2 nhị nguyên Vợ/chồng chủ hộ tốt nghiệp tiểu học Iedcsp_3 nhị nguyên Vợ/chồng Chủ hộ tốt nghiệp phổ thông cơ sở Iedcsp_4 nhị nguyên Vợ/chồng Chủ hộ tốt nghiệp phổ thông trung học Iedcsp_5 nhị nguyên Vợ/chồng Chủ hộ tốt nghiệp trung cấp-kỹ thuật Iedcsp_6 nhị nguyên Vợ/chồng Chủ hộ có trình độ sau trung học Ioccup_1 nhị nguyên Chủ hộ là quan chức hay quản lý Ioccup_2 nhị nguyên Chủ hộ là cán bộ Ioccup_3 nhị nguyên Chủ hộ là người bán hàng hay làm dịch vụ Ioccup_4 nhị nguyên Chủ hộ làm nông/lâm ngư nghiệp Ioccup_5 nhị nguyên Chủ hộ là công nhân có tay nghề cao Ioccup_6 nhị nguyên Chủ hộ là công nhân phổ thông Ioccup_7 nhị nguyên Chủ hộ không làm việc (bỏ) Ihouse_1 nhị nguyên Nhà kiên cố Ihouse_2 nhị nguyên Nhà bán kiên cố Ihouse_3 nhị nguyên Nhà tạm thời htypla1 Liên tục Tương tác của log(diện tích nhà ) và Ihouse_1 htypla2 Liên tục Tương tác của log(diện tích nhà ) và Ihouse_2 Trang 20 Chương 3. Đói nghèo và bất bình đẳng xét về mặt không gian
33. electric nhị nguyên Nhà có điện Inwate_1 nhị nguyên Nhà sử dụng nước từ vòi nước công cộng hay cá nhân Inwate_2 nhị nguyên Nhà sử dụng nước giếng Inwate_3 nhị nguyên Nhà sử dụng nước sống hay hồ (loại bỏ) Itoile_1 nhị nguyên Nhà có toilet tự hoại Itoile_2 nhị nguyên Nhà có toilet hai ngăn Itoile_3 nhị nguyên Không có toilet tự hoại hay hai ngăn (bỏ) tv nhị nguyên Hộ có TV radio nhị nguyên Hộ có đài reg7_1 nhị nguyên Hộ ở miền núi phía Bắc (bỏ) reg7_2 nhị nguyên Hộ ở ĐBSH reg7_3 nhị nguyên Hộ ở Bắc Trung Bộ reg7_4 nhị nguyên Hộ ở Nam Trung Bộ reg7_5 nhị nguyên Hộ ở Tây Nguyên reg7_6 nhị nguyên Hộ ở Đông Nam Bộ reg7_7 nhị nguyên Hộ ở ĐBSCL Nguồn: Điều tra Mức sống dân cư Việt Nam 1997-98 Dân tộc thiểu số8 là là yếu tố đáng ngạc nhiên vì có tác động ít tới chi tiêu bình quân đầu người khi các yếu tố khác không đổi. Ở nông thôn, các hệ số về dân tộc thiểu số chỉ có ý nghĩa thống kê 10%, trong khi ở thành thị thì không có ý nghĩa thống kê. Điều này không có nghĩa là dân tộc thiểu số là có thu nhập bằng dân tộc khác. Mà nó có nghĩa là sau khi đề cập các chỉ số về quy mô, thành phần hộ, trình độ giáo dục, đặc điểm nhà cửa, sở hữu tài sản và các đặc điểm khác, dân tộc thiểu số không đóng góp nhiều thêm trong việc ước lượng chi tiêu bình quân đầu người (xem Bảng 4). Ở cả khu vực và thành thị, trình độ học vấn của chủ hộ (Iedchd_) là yếu tố tốt để ước lượng chi tiêu bình quân đầu người (khi `không đi học` là biến bị loại bỏ). Có 5 biến biểu thị trình độ của chủ hộ và đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1% cho cả thành thị và nông thôn (xem Bảng 5). Ở thành thị, các hộ có chủ hộ tốt nghiệp tiểu học hay phổ thông cơ sở dường như không giầu hơn các hộ có chủ hộ chưa tốt nghiệp tiểu học, những chủ hộ có trình độ ở mức cao hơn thì thu nhập cũng cao hơn nhiều. Nhìn chung, trình độ giáo dục của vợ/chồng chủ hộ không có ảnh hưởng nhiều như trình độ của chủ hộ khi ước lượng chi tiêu bình quân đầu người. Ở nông thôn, chỉ 2 cấp học vấn cao nhất của vợ/chồng chủ hộ (trung cấp trở lên và sau trung học) cho thấy sự khác nhau với mức trình độ tham chiếu (chưa tốt nghiệp tiểu học). Trình độ của vợ/chồng chủ hộ lại có ý nghĩa hơn đối với hộ thành thị (xem Bảng 4). Điều này cho thấy là trình độ của vợ/chồng chủ hộ có 8 Dân tộc thiểu số được định nghĩa là tất cả các dân tộc thiểu số trừ dân tộc Kinh và Hoa Chương 3. Đói nghèo và bất bình đẳng xét về mặt không gian Trang 21
34. thể cho lợi ích khác mà không chỉ đo lường bằng chi tiêu bình quân đầu người, ví dụ như sức khoẻ và dinh dưỡng của trẻ em tốt hơn. Nghề nghiệp của chủ hộ cũng có ý nghĩa quan trong trong ước lượng chi tiêu bình quân đầu người ở thành thị và nông thôn (xem Bảng 4 và Bảng 5). Ở nông thôn, 3 nhóm ngành đầu tiên (quan chức hay quản lý, cán bộ hay kỹ thuật, và bán hàng hay dịch vụ) là có thu nhập cao hơn so với chủ hộ không có việc làm (biến loại bỏ). Sự khác nhau về chi tiêu bình quân đầu người của hộ với chủ nông nghiệp và phi nông nghiệp là không có ý nghĩa thống kê. Một kết quả ngạc nhiên là chủ hộ không có việc làm bao gồm người nghỉ hưu cũng như tỷ lệ mất cân đối của lao động có tay nghề có thể cố gắng tìm việc làm cho thu nhập cao hơn. Ở thành thị, những hộ mà chủ hộ là quan chức/nhà quản lý là có thu nhập cao hơn nhiều so với hộ mà chủ hộ không có việc làm, trong khi những hộ có chủ hộ là lao động có tay nghề kém lại có thu nhập thấp nhất. Điều này cho thấy rằng ở khu vực thành thị, chủ hộ không có việc làm là nhân tố không đáng tin cậy để cho rằng hộ đó là nghèo ( xem Bảng 4) Bảng 4. Mô hình hồi quy log của chi tiêu bình quân đầu người Mô hình nông thôn Mô hình thành thị N 4269 1730 R-bình phương 0.536 0.550 Biến hệ số t biến Hệ số t hhsize -0.0772 -19.5 hhsize -0.0785 -8.1 pelderly -0.0831 -2.4 pelderly -0.1026 -1.6 pchild -0.3353 -9.4 pchild -0.2368 -3.6 pfemale -0.1177 -3.5 pfemale 0.0386 0.5 ethnic -0.0765 -1.9 * ethnic 0.0142 0.2 Iedchd_2 0.0585 3.4 Iedchd_2 0.0616 1.7 Iedchd_3 0.0883 4.5 Iedchd_3 0.0338 1.3 Iedchd_4 0.0884 3.3 Iedchd_4 0.1368 3.2 Iedchd_5 0.1355 4.2 Iedchd_5 0.1603 3.5 Iedchd_6 0.2552 4.9 Iedchd_6 0.1843 3.7 Iedcsp_0 0.0173 1.0 Iedcsp_0 0.0344 0.8 Iedcsp_2 0.0049 0.3 Iedcsp_2 0.0642 1.9 * Iedcsp_3 0.0132 0.6 Iedcsp_3 0.0987 2.6 Iedcsp_4 0.0107 0.3 Iedcsp_4 0.1912 2.7 Iedcsp_5 0.0921 2.3 Iedcsp_5 0.1285 3.2 Iedcsp_6 0.1571 2.7 Iedcsp_6 0.1752 3.1 Ioccup_1 0.1414 3.5 Ioccup_1 0.2312 3.0 Ioccup_2 0.1350 3.3 Ioccup_2 0.0576 1.2 Ioccup_3 0.1362 3.4 Ioccup_3 0.0357 0.9 Ioccup_4 -0.0163 -0.6 Ioccup_4 -0.0093 -0.2 Trang 22 Chương 3. Đói nghèo và bất bình đẳng xét về mặt không gian
35. Ioccup_5 0.0701 1.9 * Ioccup_5 0.0071 0.2 Ioccup_6 -0.0586 -1.7 * Ioccup_6 -0.1599 -2.9 Ihouse_1 -0.9228 -4.3 Ihouse_1 -0.5194 -3.4 Ihouse_2 -0.3120 -3.6 Ihouse_2 -0.4001 -3.8 htypla1 0.2958 5.7 htypla1 0.2001 5.4 htypla2 0.1180 5.2 htypla2 0.1403 4.6 electric 0.0765 2.7 electric -0.0026 0.0 Inwate_1 0.0828 1.4 Inwate_1 0.2289 5.3 Inwate_2 0.1157 4.4 Inwate_2 0.0340 0.6 Itoile_1 0.2700 5.5 Itoile_1 0.1311 2.2 Itoile_2 0.0556 2.6 Itoile_2 0.0049 0.1 tv 0.2124 15.1 tv 0.2167 5.5 radio 0.1009 7.0 radio 0.1599 6.2 Ireg7_2 0.0314 0.6 Ireg7_2 0.0693 0.7 Ireg7_3 0.0485 0.8 Ireg7_3 0.0445 0.6 Ireg7_4 0.1373 2.2 Ireg7_4 0.1460 1.9 * Ireg7_5 0.1708 2.1 lreg7_5 Omitted Ireg7_6 0.5424 9.4 Ireg7_6 0.4151 5.5 Ireg7_7 0.3011 5.1 Ireg7_7 0.1895 2.1 _cons 7.5327 108.7 _cons 7.7538 64.7 Nguồn: Phân tích hồi quy Điều tra mức sống dân cư 1997-98. Chú ý:: * hệ số có ý nghĩa ở mức 10 %, ở mức 5 %, và mức 1%. VLSS không có hộ ở ế Chương 3. Đói nghèo và bất bình đẳng xét về mặt không gian Trang 23
36. Bảng 5. Ý nghĩa thống kê của các nhóm biến Khu vực Biến Df1 Df2 giá trị F Gía trị P Nông thôn Trình độ chủ hộ 5 129 7.80 0.0000 Trình độ vợ/chồng chủ hộ 6 129 1.97 0.0738 * Nghề nghiệp chủ hộ 6 129 12.65 0.0000 Loại nhà 2 129 14.00 0.0000 nguồn nước chính 2 129 9.69 0.0001 Loại nhà vệ sinh 2 129 15.64 0.0000 Vùng 6 129 26.20 0.0000 Thành thị Trình độ chủ hộ 5 55 4.01 0.0036 Trình độ vợ/chồng chủ hộ 6 55 3.10 0.0110 Nghề nghiệp chủ hộ 6 55 2.90 0.0157 Loại nhà 2 55 10.76 0.0001 nguồn nước chính 2 55 17.17 0.0000 Loại nhà vệ sinh 2 55 4.12 0.0216 Vùng 5 55 10.29 0.0000 Nguồn: Phân tích hồi quy Điều tra mức sôngs dân cư 1997-98. Chú ý: Biến độc lập là log chi tiêu bình quân đầu người *hệ số có ý nghĩa ở mức 10 %, ở mức 5 %, và mức 1% Các đặc điểm khác nhau của nhà ở là yếu tố tốt để giải thích cho chi tiêu bình quân đầu người. Các hộ có nhà kiên cố có chi tiêu bình quân đầu người cao hơn 19% so với hộ có nhà tạm thời ở nông thôn và 24% so với hộ có nhà tạm thời ở khu vực thành thị. Tương tự, hộ có nhà bán kiên cố thì có chi tiêu bình quân cao hơn hộ có nhà tạm thời. Diện tích nhà ở cũng là một yếu tố tốt để đánh mức sống của hộ. Hộ ở Việt Nam có diện tích trung bình 45 mét vuông và cứ 10% tăng lên của diện tích thì tương ứng với sự tăng lên từ 12–30% chi tiêu bình quân đầu người, tuỳ theo vị trí của hộ (thành thị, nông thôn) hay loại nhà (kiên cố hay bán kiên cố).i Điện9 cũng là yếu tố có ý nghĩa thống kê trong phân tích chi tiêu của hộ ở nông thôn nơi có tới 71% hộ có điện. Ngược lại ở thành thị, nơi có tới 98% hộ có điện thì điện lại không phải yếu tố có ảnh hưởng nhiều tới chi tiêu của hộ (xem Bảng 4). Nguồn nước chính cũng có ý nghĩa phân biệt hộ nghèo và không nghèo. Trong khu vực nông thôn, các hộ có sử dụng nước giếng có chi tiêu bình quân cao hơn các hộ sử dụng nước sông hay hồ (biến loại bỏ). Tiếp cận tới nước không phải là yếu tố có ý nghĩa thống kê tác động tới 9 Cụ thể hơn, biến này muốn đề cập đến các loại chiếu sáng sử dụng bởi hộ gia đình. Trang 24 Chương 3. Đói nghèo và bất bình đẳng xét về mặt không gian
37. chi tiêu ở nông thôn, có thể bởi vì chỉ 2% số hộ là nằm trong nhóm này. Ngược lại, trong khu vực thành thị, hơn một nửa số mẫu (58%) có thể tiếp cận tới nguồn nước máy, và biến này là yếu tố tốt để giải thích chi tiêu bình quân đầu người ở thành thị. Nhà vệ sinh cũng có thể xem là yếu tố phân biệt hộ nghèo và không nghèo. Ở khu vực nông thôn, toilet tự hoại và 2 ngăn là có ý nghĩa thống kê cho hộ có chi tiêu bình quân cao hơn ở mức ý nghĩa 5%. Ở thành thị, hộ có toilet tự hoại là yếu tố có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, nhưng toilet 2 ngăn thì không có ý nghĩa thống kê khi phân tích chi tiêu bình quân đầu người (xem Bảng 4). Sở hữu TV là một trong yếu tố có ý nghĩa nhất tác động tới chi tiêu bình quân đầu người và có ý nghĩa thống kê đối với hộ thành thị và nông thôn. Đài cũng là yếu tố tốt tác động chi tiêu bình quân đầu người, có ý nghĩa thống kê ở mức 1% đối với các hộ thành thị và nông thôn. Như kỳ vọng, hệ số cho sở hữu đài nhỏ hơn hệ số cho sở hữu TV. Các biến giả vùng có trong cả mô hình thành thị và nông thôn,với miền núi phía Bắc là vùng tham chiếu (base region). Ngay cả khi các đặc điểm khác của hộ không thay đổi, hộ nông thôn ở 4 vùng miền Nam cho kết quả giàu hơn hộ nông thôn ở các vùng miền núi phía Bắc. Hệ số của vùng Đông nam Bộ là cao nhất, chi tiêu bình quân của hộ ở vùng này cao hơn 72% hộ ở miền núi phía Bắc. Một xu hướng tương tự cho các hộ ở thành thị (xem Bảng 4). Các biến giả vùng đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1% đối với cả thành thị và nông thôn (xem Bảng 5) 3.2 Tỷ lệ đói nghèo Tỷ lệ đói nghèo được định nghĩa là tỷ lệ dân số sống trong các hộ gia đình có chi tiêu bình quân đầu người dưới đường đói nghèo chung theo định nghĩa của GSO (2000, trang 260). Đây là chỉ số Foster-Greer-Thorbecke về đói nghèo khi α=0, được ký hiệu là P0. Chúng tôi sẽ lần lượt trình bày ước lượng tỷ lệ đói nghèo cấp xã, huyện và tỉnh. Tỷ lệ đói nghèo toàn quốc Tỷ lệ đói nghèo trung bình trên toàn quốc được ước lượng bằng cách áp dụng phương pháp ước lượng diện tích nhỏ sử dụng mẫu 33% của Tổng điều tra dân số và nhà ở 1999 là khoảng 35.9%. So với tỷ lệ đói nghèo ước theo VLSS1998 là 37,4% (xem Nhóm Nghiên cứu về đói nghèo, 1999)và các ước lượng khu vực nhỏ trước đây, dựa trên mẫu 3% của Tổng điều tra dân số và nhà ở 1999 là 36,5% (xem Minot và Baulch, 2002a.). Đây không phải là ước lượng đói nghèo độc lập vì phương pháp ước lượng diện tích nhỏ dựa trên số liệu VLSS 1998 trong Giai đoạn 1, nhưng không khẳng định rằng các đặc điểm của hộ gia đình trong Tổng điều tra dân số có giá trị giống nhau so với những đặc điểm ở VLSS 1998. Chương 3. Đói nghèo và bất bình đẳng xét về mặt không gian Trang 25
38. Tỷ lệ đói nghèo tỉnh (P0) Bảng 6 cho chúng ta thấy ước lượng tỷ lệ đói nghèo, trong khi đó Hình 1 cho ta thấy sự phân bố đói nghèo về mặt không gian. Trong bản đồ, vùng nghèo nhất có màu da cam đậm và vùng ít nghèo nhất có màu xanh thẫm. Những kết quả phân tích càng khẳng định rẳng đói nghèo ở Đông Bắc và Tây Bắc là cao nhất, đặc biệt là ở các tỉnh giáp biến giới với Trung Quốc và biên giới Tây Bắc giáp với Lào. Cụ thể hơn, tỷ lệ đói nghèo cao nhất (70-80 %) ở các tỉnh Lai Châu, Hà Giang và Sơn La. Màu cam nhạt cho biết tỷ lệ lệ đói nghèo ở mức là 60-70 % ở Lào Cai, Cao Bằng, Lạng Sơn, và Bắc Kạn. Tỷ lệ đói nghèo thấp hơn nhưng vẫn ở mức trên 50% ở các tỉnh màu vàng, các tỉnh bên trong vùng Đông Bắc và Tây Bắc (Hòa Bình, Tuyên Quang, và Yên Bái), phía Bắc của Tây Nguyên (Gia Lai và Kon Tum), và các tỉnh ven biển miền Trung (Ninh Thuận và Quảng Trị). Một điều rất đáng chú ý là tất cả 10 tỉnh nghèo nhất ở Tây Bắc và Đông Bắc. Bảng 6. Tỷ lệ đói nghèo (P0) thành thị và nông thôn theo tỉnh Chung Nông thôn Thành thị Xếp Tỷ lệ đói hạng nghèo Sai số Tỷ lệ đói Sai số Tỷ lệ đói (1=nghèo Mã Tỉnh (P0) chuẩn nghèo (P0) chuẩn nghèo (P0) Sai số chuẩn nhất) 101 Ha Noi 55 0.16 0.013 0.31 0.026 0.05 0.011 103 Hai Phong 51 0.29 0.020 0.40 0.029 0.08 0.017 105 Ha Tay 33 0.39 0.027 0.41 0.029 0.13 0.024 107 Hai Duong 47 0.33 0.026 0.36 0.030 0.12 0.026 109 Hung Yen 39 0.37 0.027 0.39 0.029 0.17 0.036 111 Ha Nam 35 0.38 0.028 0.40 0.030 0.14 0.028 113 Nam Dinh 41 0.35 0.026 0.38 0.030 0.11 0.024 115 Thai Binh 43 0.34 0.029 0.36 0.030 0.08 0.020 117 Ninh Binh 35 0.38 0.025 0.42 0.029 0.10 0.023 201 Ha Giang 2 0.75 0.020 0.81 0.022 0.24 0.033 203 Cao Bang 5 0.67 0.024 0.75 0.027 0.17 0.041 205 Lao Cai 4 0.70 0.018 0.79 0.021 0.21 0.027 207 Bac Kan 7 0.60 0.027 0.67 0.031 0.21 0.037 209 Lang Son 6 0.62 0.024 0.73 0.028 0.17 0.033 211 Tuyen Quang 9 0.57 0.030 0.61 0.033 0.14 0.023 213 Yen Bai 9 0.57 0.025 0.67 0.031 0.17 0.025 215 Thai Nguyen 25 0.43 0.033 0.50 0.042 0.16 0.022 217 Phu Tho 20 0.45 0.038 0.50 0.044 0.15 0.022 219 Vinh Phuc 20 0.45 0.044 0.48 0.049 0.20 0.028 221 Bac Giang 17 0.46 0.042 0.48 0.046 0.16 0.024 223 Bac Ninh 35 0.38 0.043 0.40 0.048 0.18 0.026 225 Quang Ninh 41 0.35 0.025 0.51 0.041 0.15 0.024 Trang 26 Chương 3. Đói nghèo và bất bình đẳng xét về mặt không gian
39. 301 Lai Chau 1 0.80 0.014 0.88 0.015 0.19 0.029 303 Son La 3 0.73 0.020 0.81 0.022 0.14 0.023 305 Hoa Binh 8 0.59 0.028 0.65 0.032 0.14 0.023 401 Thanh Hoa 17 0.46 0.034 0.49 0.037 0.14 0.025 403 Nghe An 17 0.46 0.034 0.50 0.037 0.12 0.022 405 Ha Tinh 20 0.45 0.036 0.48 0.040 0.15 0.028 407 Quang Binh 15 0.47 0.033 0.51 0.038 0.14 0.026 409 Quang Tri 13 0.51 0.027 0.59 0.034 0.22 0.031 411 Thua Thien - Hue 15 0.47 0.026 0.58 0.036 0.20 0.027 501 Da Nang 55 0.16 0.017 0.34 0.032 0.11 0.020 503 Quang Nam 29 0.41 0.029 0.46 0.034 0.17 0.029 505 Quang Ngai 20 0.45 0.030 0.49 0.034 0.15 0.027 507 Binh Dinh 35 0.38 0.028 0.45 0.036 0.16 0.028 509 Phu Yen 29 0.41 0.029 0.46 0.035 0.18 0.031 511 Khanh Hoa 47 0.33 0.022 0.44 0.032 0.14 0.022 601 Kon Tum 13 0.51 0.037 0.65 0.052 0.20 0.028 603 Gia Lai 11 0.53 0.037 0.63 0.049 0.20 0.027 605 Dac Lac 25 0.43 0.045 0.50 0.056 0.17 0.025 701 TP Ho Chi Minh 61 0.05 0.008 0.08 0.012 0.05 0.009 703 Lam Dong 43 0.34 0.035 0.46 0.055 0.14 0.021 705 Ninh Thuan 11 0.53 0.026 0.63 0.032 0.21 0.032 707 Binh Phuoc 54 0.17 0.020 0.19 0.023 0.08 0.017 709 Tay Ninh 57 0.13 0.016 0.14 0.018 0.08 0.017 711 Binh Duong 60 0.08 0.008 0.08 0.011 0.06 0.012 713 Dong Nai 58 0.11 0.012 0.13 0.016 0.06 0.010 715 Binh Thuan 20 0.45 0.026 0.53 0.034 0.24 0.035 717 Ba Ria-Vung Tau 59 0.10 0.010 0.13 0.016 0.06 0.010 801 Long An 51 0.29 0.022 0.32 0.026 0.14 0.026 803 Dong Thap 33 0.39 0.025 0.42 0.028 0.19 0.032 805 An Giang 31 0.40 0.022 0.46 0.027 0.21 0.032 807 Tien Giang 53 0.27 0.024 0.30 0.027 0.12 0.024 809 Vinh Long 47 0.33 0.024 0.36 0.027 0.15 0.027 811 Ben Tre 50 0.32 0.024 0.34 0.026 0.15 0.028 813 Kien Giang 31 0.40 0.023 0.45 0.027 0.21 0.034 815 Can Tho 43 0.34 0.022 0.40 0.027 0.14 0.026 817 Tra Vinh 25 0.43 0.026 0.47 0.030 0.19 0.030 819 Soc Trang 25 0.43 0.025 0.48 0.029 0.22 0.033 821 Bac Lieu 40 0.36 0.023 0.41 0.028 0.20 0.034 823 Ca Mau 43 0.34 0.024 0.38 0.028 0.17 0.028 Nguồn: Phân tích VLSS 1997-98 và Tổng điều tra dân số nhà ở 1999 . Chương 3. Đói nghèo và bất bình đẳng xét về mặt không gian Trang 27
40. Những tỉnh có tỷ lệ nghèo đói thấp nhất là những tỉnh gần các trung tâm thành phố lớn. Ba tỉnh miền Nam (Hồ Chí Minh, Bình Dương, và Bà Rịa-Vũng Tàu) là mầu xanh đậm, có nghĩa là tỷ lệ đói nghèo khoảng 10% hay thấp hơn. Các tỉnh khác, bao gồm Đồng Nai, Tây Ninh, Đà Nẵng, Hà Nội, và Bình Phước có tỷ lệ đói nghèo ước lượng từ 10-20%. Hầu hết các tỉnh ở ĐBSH, ĐBSCLvà Duyên hải miền Trung có mầu xanh đậm, tỷ lệ đói nghèo từ 20-50%. Bản đồ nghèo đói là rất có ích trong việc xác định đói nghèo về mặt không gian, cho chúng ta số liệu cụ thể hơn, bao gồm cả sai số chuẩn của các ước lượng đói nghèo và tỷ lệ đói nghèo thành thị và nông thôn cho mỗi tỉnh.Một trong những điểm mạnh của phương pháp lập bản đồ nghèo đói là tính được các sai số chuẩn, đo dường mức độ chính xác của các ước lượng (Hộp 1 giải thích rõ hơn về sai số chuẩn). Trang 28 Chương 3. Đói nghèo và bất bình đẳng xét về mặt không gian
41. Hình 1. Bản đồ tỷ lệ đói nghèo (P0) theo tỉnh Chương 3. Đói nghèo và bất bình đẳng xét về mặt không gian Trang 29
42. Hộp 1. Giải thích sai số chuẩn và khoản tin cậy Cũng như các phương pháp đo lường đói nghèo, phương pháp lập bản đồ nghèo đói cũng không thể cho các kết quả hoàn toàn chính xác.Trong Giai đoạn 1, những đặc điểm của hộ không thể ước tính giá trị chi tiêu một cách hoàn hảo được. Thậm chí ngay cả khi điều đó có thể thực hiện được, thì vẫn có sự khác nhau giữa các hộ trong VLSS và các hộ trong tổng điều tra dân số. Hơn thế nữa, vì mẫu phân tích Tổng điều tra của chúng ta chỉ có 33%, nên sẽ có sai số mẫu. Một số yếu tố ảnh hưởng tới mức độ chính xác của các ước lượng về nghèo đói. Thứ nhất, nếu như các phương trình hồi quy trong giai đoạn 1 là rất tốt để ước lượng chi tiêu hộ gia đình dựa trên các đặc điểm của hộ , thì các ước lượng đói nghèo sẽ chính xác hơn. Thứ hai, độ chính xác của các ước lượng nghèo đói có xu hướng cao hơn cho những vùng có tỷ lệ đói nghèo xấp xỉ 0% hay gần 100%. Thứ ba, mức độ chính xác là cao hơn cho những vùng có số nhiều hộ giống nhau hơn là những vùng với chỉ vài hộ giống nhau và vùng mà các hộ có sự khác biệt. Sai số chuẩn giúp chúng ta xác định độ lớn của sai số xung quanh những tỷ lệ đói nghèo ước lượng. Có 95% cơ hội ước lượng đói nghèo là “đúng” nằm trong khoảng 2 sai số chuẩn của ước lượng nghèo đói. Ví dụ, trường hợp của tỉnh Yên Bái, tỷ lệ đói nghèo ước tính là 57% và sai số là 0.025. Điều này có nghĩa là 95% khoảng tin cậy các ước lượng đói nghèo 57% là ± 5 % (0.025 x 2). Nói cách khác 95% cơ hội tỷ lệ đói nghèo đúng của Yên Bái là nằm trong khoảng từ 52% và 62%. Các tỷ lệ đói nghèo và các khoảng tin cậy cho 61 tỉnh (theo thứ tự từ ít nghèo nhất cho đến tỷ lệ đói nghèo cao nhất) được trình bày ở Hình 2. Những điểm hình kim cương là tỷ lệ đói nghèo tỉnh ước tính, còn những đường ngang là những giới hạn phía trên và dưới của khoảng tin cậy 95%. Đồ thị này chỉ ra rằng hầu hết các tỉnh (36) có tỷ lệ đói nghèo từ 20% đến 50%. Ngược lại, có một số tỉnh có tỷ lệ đói nghèo dưới 20% hoặc trên 50%, và khoảng cách giữa những tỷ lệ đói nghèo của các tỉnh gần nhau là tương đối lớn Giữa các tỉnh, khoảng tin cậy 95 % (xem Hộp 1) từ ±1.6 % đến ±9 %, với khoảng tin cậy trung bình ±5.2. Một nửa số tỉnh có khoảng tin cậy từ ±4.2 và ±5.810. Đắc Lắc có khoảng tin cậy cao nhất (±9%). Có điều không rõ ràng là tại sao sai chuẩn lại tương đối lớn đối với Đắc Lắc, có thể các hộ có thu nhập từ cà phê sử dụng tiền vào các mục đích trong trong 17 dặc điểm của hộ mà chúng ta phân tích. Một ý nghĩa rất quan trọng của sai số chuẩn là nếu 2 tỉnh mà khác nhau 5%, chẳn hạn như trường hợp sự khác nhau này không có ý nghĩa về mặt thống kê. Ví dụ, nếu tỉnh A có tỷ lệ nghèo đói 40% và tỉnh B có tỷ lệ nghèo đói là 44 %, nhìn chung chúng ta không thể nói rằng 10 Cụ thể hơn, điều này đề cập đến khoảng 4 bậc (inter-quartile range). Giá trị đầu tiên (±4.2) là nhóm 25% và gia strị thứ hai (±5.8) là nhóm 75%. Vì thế, hơn một nửa số tỉnh nằm trong khoảng này. Trang 30 Chương 3. Đói nghèo và bất bình đẳng xét về mặt không gian
43. tỉnhB là nghèo hơn tỉnh A. Theo quy luật chung, hai tỷ lệ đói nghèo phải khác nhau ít nhất 8- 10% để cho chúng ta sự tin cậy là sự khác nhau này là có ý nghĩa về mặt thông kê. Và chúng ta có thể nhìn vào Hình 2, khoảng tin cậy là nhỏ hơn rất nhiều khi tỷ lệ đói nghèo là khá thấp hay khá cao. Khi tỷ lệ đói nghèo dưới 20% hay trên 70%, khoảng tin cậy sẽ là ±2 hay ±3 %. Ngược lại, khi tỷ lệ đói nghèo chỉ khoảng 50%, khoảng tin cậy có thể sẽ lên tới 5% hay cao hơn. Sự khác nhau về tỷ lệ nghèo đói giữa nông thôn và thành thị của mỗi tỉnh cũng rất có ý nghĩa (xem Bảng 6). Trong 61 tỉnh tỷ lệ đói nghèo của khu vực nông thôn đều cao hơn khu vực thành thị. Thực chất, trong khi tỷ lệ đói nghèo ở nông thôn biến động lớn từ 8% cho đến gần 90%, thì tỷ lệ đói nghèo ở tất cả thành thị là dưới 25%. Hình 2. Đồ thị tỷ lệ đói nghèo theo tỉnh và khoảng tin cậy 100% 90% rval 80% e 70% idence int 60% 50% and conf 0) P 40% ( e rat 30% y 20% Povert 10% 0% Province Tỷ lệ đói nghèo cấp huyện (P0) Phương pháp lập bản đồ nghèo đói có thể dử dụng để tính toán các chỉ số đói nghèo cấp huyện. Tỷ lệ đói nghèo cấp huyện có thể nhìn thấy trong Hình 3. Bản đồ dói nghèo cấp huyện cho ta thấy cụ thể hơn nhiều so với bản đồ đói nghèo cấp tỉnh. Ví dụ như trong bản đồ đói nghèo tỉnh, Sơn la, Lai Châu cho có thấy mầu cam, biểu thị tỷ lệ đói nghèo trong khoảng từ 70-80%. Tuy nhiên bản đồ đói nghèo cấp huyện cho thấy sự khác nhau rõ ràng về đói nghèo giữa hai tỉnh, tỷ lệ đói nghèo dưới 70% ở các huyện đông nam Sơn La (các huyện Yên Châu, Chương 3. Đói nghèo và bất bình đẳng xét về mặt không gian Trang 31
44. Phú Yên, và Mộc Châu) và trên 90 % ở vùng xa góc Tây bắc của Lai Châu (Mông Tế và Sín Hồ). Tương tự, bản đồ tỉnh cho thấy hầu hết các tỉnh Bắc Trung Bộ là có mầu xanh nhạt, biểu thị tỷ lệ đói nghèo trong khoảng 40-50 %. Ngược lại, bản đồ huyện cho thấy tỷ lệ đói nghèo của các huyện dọc theo duyên hải là dưới 40% nhưng ở các tỉnh bên trong thì một vài huyện có tỷ lệ nghèo đói cao hơn 70%. Hai huyện trong vùng có tỷ lệ đói nghèo trên 80%, cả hai giáp biên giới Lào: huyện Mường Lat ở Thanh Hoá và Kỳ Sơn ở Nghệ An. Bản đồ đói nghèo cấp huyện cũng cho ta thấy sự khác nhau về tình trạng đói nghèo giữa các tỉnh Tây Nguyên và ĐBSCL, tuy nhiên ở bản đồ đói nghèo cấp tỉnh thì không thấy được. Cũng cần lưu ý là, sự chênh lệch rõ ràng giữa tỷ lệ đói nghèo thấp ở Đông nam Bộ (năm 1998) và tỷ lệ cao hơn ở Tây Nguyên và Nam trung Bộ phần nào do việc sử dụng các biến giả vùng trong Giai đoạn 1 Trang 32 Chương 3. Đói nghèo và bất bình đẳng xét về mặt không gian
45. Hình 3. Bản đồ đói nghèo cấp huyện (P0) Chương 3. Đói nghèo và bất bình đẳng xét về mặt không gian Trang 33
46. Khoảng tin cậy 95% cho tỷ lệ đói nghèo cấp huyện được trình bày trong Hình 4. Như trong Hình 2, đường nằm ở giữa là các ước lượng của tỷ lệ nghèo đói, còn hai đường dọc theo ở tren và ở dưới chính là giới hạn trên và dưới của khoảng tin cậy 95%. Hình 4. Tỷ lệ đói nghèo huyện và khoảng tin cậy 100% 90% rval 80% e 70% idence int 60% 50% and conf 0) P 40% ( e rat 30% y 20% Povert 10% 0% Districts Khoảng tin cậy của tỷ lệ đói nghèo huyện dao động từ ±1.3 đến ±22 %, với mức trung bình là ±5.8 %. Một nửa số huyện có khoảng tin cậy trong khoảng ±4.4 và ±6.9 %. Như đề cập ở trước, khoảng tin cậy là nhỏ hơn (và các ước lượng đói nghèo chính xác hơn) khi tỷ lệ đói nghèo là xấp xỉ bằng 0 hay 100%. Khi tỷ lệ đói nghèo nằm ở khoảng giữa (40-50%), khoảng tin cậy có xu hướng trong khoảng từ ± 5 đến ±10 %. Nhìn chung, các khoảng tin cậy của tỷ lệ đói nghèo huyện lớn hơn tỷ lệ đói nghèo tỉnh, trung bình là ±5.2 %. Tỉnh có tỷ lệ đói nghèo thiếu chính xác nhất là Bạch Long Vĩ (tỉnh Hải Phòng): tỷ lệ đói nghèo ước lượng là 19% ± 22 %. Nguyên nhân của sự thiếu chính xác này là ước lượng trên chỉ dựa vào 18 hộ trên đảo. Tuy nhiên đây là một trường hợp không thể chấp nhận được. Khoảng tin cậy lớn thứ hai là ±12%. Hơn nữa, chỉ có 6 trong tổng số 614 huyện có ít hơn 1000 hộ trong mẫu của tổng điều tra, trong khi đó, 90% số đó có trên 2500 hộ. Như đề cập ở trên, tỷ lệ đói nghèo của thành thị thấp hơn tỷ lệ đói nghèo ở khu vực nông thôn. Hầu hết tỷ lệ đói nghèo ở thành thị của các huyện trong khoảng 10-30%, trong khi của khu vực nông thôn từ dưới 10% cho đến trên 90%, với phần lớn các huyện trong khoảng từ 30-60 %. Có điều khá thú vị là, có một sự tương quan cùng chiều giữa tỷ lệ đói nghèo thành thị và tỷ lệ đói nghèo của nông thôn trong cùng một huyện (xem Hình 5). Trang 34 Chương 3. Đói nghèo và bất bình đẳng xét về mặt không gian
47. Hình 5. Tỷ lệ đói nghèo của thành thị và nông thôn cấp huyện 60% 50% 40% 30% 20% Urban poverty rate (P0) 10% 0% 0% 10% 20% 30% 40% 50% 60% 70% 80% 90% 100% Rural poverty rate (P0) Tỷ lệ đói nghèo cấp xã (P0) Phương pháp lập bản đồ nghèo đói cũng có thể ước lượng tỷ lệ đói nghèo cấp xã(P0). Tuy nhiên cũng cần phải thận trọng khi sử dụng các kết quả này bởi vì số lượng hộ trong một số xã rất nhỏ vì vậy độ tin cậy của các tỷ lệ đói nghèo ước lượng cho các xã này sẽ không cao. Độ tin cậy về tỷ lệ đói nghèo của các xã sẽ được thảo luận hớn nữa trong phần sau. Tỷ lệ đói nghèo của các xã được trình này trong Hình 6. Bản đồ cho chúng ta thấy chi tiết hơn so với bản đồ cấp huyện (xem Hình 3). Ví dụ, trong vùng Tây bắc và Đông Bắc, bản đồ cấp xã cho biết số chấm xanh trong vùng da cam và vùng đỏ. Đây là những vùng thành thị với tỷ lệ đói nghèo tương đối thấp, xung quanh là những vùng nông thôn với tỷ lệ đói nghèo cao hơn rất nhiều. Bên cạnh đó, đường đi của Sông Hồng có thể nhà thấy là đường mầu vàng và mầu da cam khi vào Việt Nam từ Tây Bắc và xuống thẳng Hà Nội. Các xã gần sông Hồng có lợi thế là đất đai bằng phẳng, thuỷ lợi và vận chuyển đường thuỷ, tất cả các yếu tố này giúp giảm tỷ lệ đói nghèo. Trong vùng Đông Bắc, sự ảnh hưởng của mạng lưới đường xá là rất rõ ràng ở một số vùng.Ví dụ, có một đường mầu vàng da cam mở tới Đông nam từ biên giới Trung Quốc qua Cao Bằng và Lạng Sơn . Đây là đường cao tốc ( Quốc Lộ 4A và 4B) đi từ biên giới Trung Quốc qua trung tâm của 2 tỉnh ra biển.Điều này có thể phản ánh tác động của việc tiếp cận thị trường tói đói nghèo, hay nó cũng có thể là những con đường này được xây ở những vùng ít núi đồi có tiềm năng nông nghiệp lớn (so sánh Hình 6 và Hình 7). Thành phố Hà Nội với những chấm mầu xanh đậm, xung quanh là mầu xanh và vàng nhạt. Chương 3. Đói nghèo và bất bình đẳng xét về mặt không gian Trang 35
48. điều này cho thấy, các xã ở Hà Nội có tỷ lệ đói nghèo dưới 10%, so với tỷ lệ từ 20-40 % ở hầu hết các xã xung quanh của ĐBSH. Ở Bắc Trung Bộ, bản đồ đói nghèo cấp xã thậm chí còn mô phỏng rõ hơn, các xã ven biển có tỷ lệ đói nghèo thấp hơn trong khi các xã trong vùng lục địa dọc biên giới Lào có tỷ lệ đói nghèo cao hơn rất nhiều. Chỉ có một ngoại trừ là vùng phía Tây của thành phố Vinh. Tỷ lệ đói nghèo thấp của khu vực này có thể giải thích là do ảnh hưởng của của đường quốc lộ (Quốc lộ 8) chạy từ phía tây Vinh tới biên giới Lào, đây là kênh quan trọng thương mại giữa hai nước. Một con đường khác (Quốc lộ 7) chạy từ tây bắc của Vinh tới biên giới Lào ở Kỳ Sơn (xem Hình 6 và Hình 7). Duyên hải Nam trung Bộ là một trong những vùng nghèo nhất của Việt Nam. Nhất là các tỉnh vùng ven biển Bình Thuận và Linh Thuận với mầu da cam trên bản đồ, ứng với tỷ lệ đói nghèo trên 60%. Tỷ lệ đói nghèo của các vùng này cao có thể do thực tế đây là vùng đất khô cằn nhất của Việt nam, đất cát gây ra rấtnhiều khó khăn trong thâm canh nông nghiệp. Phần khá lớn dân số ở đây tham gia vào thuỷ sản (xem Hình 6). Ở khu vực Tây Nguyên, bản đồ xã cho thấy tỷ lệ đói nghèo là cao nhất ở vùng phía Bắc tây Nguyên, nhất là các tỉnh Gia Lai và Kon Tum. Những xã có tỷ lệ đói nghèo thấp nhất trong 2 tỉnh này với mầu xanh và vàng) là các xã dọc đường quốc lộ Bắc Nam nối từ thành phố Kon Tum với Pleiku (Quốc lộ 14) và dọc theo đường Đông Tây nối từ Pleiku ra biển (Quốc Lộ 19). Đắc Lắc có tỷ lệ đói nghèo thấp hơn Gia Lai và Kon Tum, hầu hết các xã có mầu vàng hay xanh,ứng với tỷ lệ đói nghèo dưới 60%. Thành phố Buôn Ma Thuột hiện rất rõ với chấm xanh ở trung tâm của tỉnh. Đắc Lắclà vùng trồng cà phê chủ yếu của cả nước và có nhiều bước phát triển do tăng trưởng sản xuất cà phê trong thập niên (xem Hình 6 và Hình 7). Bản đồ đói nghèo cấp xã cũng cho thấy vùng diện tích có mầu đỏ ở cả ba mặt của tỉnh Lâm Đồng ở vùng Đông Nam Bộ. Đây là những vùng miền núi và rất khó tiếp cận tới đường quốc lộ hay thị trường. Đường mầu xanh và vàng ở trung tâm của tỉnh theo đường quốc lộ đông bắc từ Hồ Chí Minh tới Đà Lạt (quốc lộ 20), đây là vùng xanh đậm. Sau Đà Lạt, đường quốc lộ quay về đông nam và đi ra biển, hiện rõ trên bản đồ với các xã mầu vàng và mầu xanh dọc theo quốc lộ. Vùng Đông Nam Bộ là vùng có diện tích mầu xanh lớn nhất, cho thấy đây là vùng có tỷ lệ đói nghèo tương đối thấp (duới 20%) ở hầu hết các tỉnh gần thành phố Hồ Chí Minh (xem Sơ đồ 6 và Sơ đồ 7). Như đề cập ở trên, sự chênh lệch rõ ràng giữa tỷ lệ đói nghèo thấp ở Đông nam Bộ (năm 1998) và tỷ lệ cao hơn ở Tây Nguyên và Nam trung Bộ phần nào do việc sử dụng các biến giả vùng trong Giai đoạn 1. Mặc dù tỷ lệ đói nghèo trung bình ở Đông Nam Bộ xấp xỉ với tỷ lệ đói nghèo bình quân của vùng tính theo VLSS, nhưng tỷ lệ đói nghèo ở những xã vùng sâu vùng xa có thể thấp hơn. Ngược lại, ĐBSCL lại chủ yếu là mầu xanh nhạt và vàng, biểu thị tỷ lệ đói nghèo từ 30-60%. Chỉ mọt số ít xã trong vùng có tỷ lệ đói nghèo trên 60%, tương ứng với mầu cam nhạt. các xan này nằm ở tỉnh Trà Vinh và Sóc Trăng, gần của sông Tiền Giang và Hậu Giang các nhánh của sông Mê Kông, và ở An Giang, Kiên Giang gần biên giới Căm Phu Chia. Trang 36 Chương 3. Đói nghèo và bất bình đẳng xét về mặt không gian
49. Hình 6. Bản đồ đói nghèo cấp xã Chương 3. Đói nghèo và bất bình đẳng xét về mặt không gian Trang 37
50. Hình 7. Bản đồ về độ cao và đường xá Trang 38 Chương 3. Đói nghèo và bất bình đẳng xét về mặt không gian
51. Như đề cập ở trên, các ước lượng tỷ lệ đói nghèo cấp xã phải được giải thích rất thận trọng. Có một số xã có số hộ tương đối nhỏ dẫn đến sai số tương đối cao (xem Hình 8). Các khoảng tin cậy cho ước lượng đói nghèo cấp xã biến động từ dưới ±1 % đến ±27 %, trung bình là ±8.1%. Một nửa số xã có khoảng tin cậy nằm trong khoảng từ ±6.6 và ±10%. Điều này có nghĩa là ¼ số xã có khoảng tin cậy lớn hơn ±10 %. So với đói nghèo cấp huyện và tỉnh cho thấy, không có tỉnh nào có khoảng tin cậy lớn hơn ±10 % và chỉ 15 trong tổng số 614 khoảng tin cậy của tỷ lệ đói nghèo ước lượng cho cấp huyện nằm trong khoảng này. Rõ ràng, các ước lượng đói nghèo cấp xã cần phải thận trọng khi sử dụng, cần phải xét đến độ lớn khoảng tin cậy. Thậm chí, đối với một vài xã, chúng ta không nên sử dụng tỷ lệ đói nghèo. Hình 8. Tỷ lệ đói nghèo cấp xã và khoảng tin cậy 100% 90% 80% 70% 60% 50% 40% 30% 20% Poverty rate (P0) and confidence interval 10% 0% Communes Mật độ nghèo đói Ba bản đồ trình bày trong Hình 1, Hình 3 và Hình 6 cho ta thấy tỷ lệ đói nghèo hay tỷ lệ dân số sống dưới đường chuẩn nghèo. Một cách khác để có thể xem xét sự phân bố nghèo đói xét về mặt không gian là mật độ nghèo đói, được xác định bằng số người nghèo trong một khu vực nhất định. Bằng cách nhân tỷ lệ đói nghèo với dân số ở mỗi xã, chúng ta có thể ước tính số người nghèo ở trong xã đó, được biểu thị bằng số chậm trong các xã trên bản đồ11. Hình 9 cho ta thấy mật độ đói nghèo ở Việt Nam, mỗi chấm đại diện cho 500 người nghèo. 11 Chúng tôi không có thông tin sự phân bố về địa lý của các hộ trong mỗi xã, vì thế những chấm được phân bố ngẫu nhiên trong từng xã. Chương 3. Đói nghèo và bất bình đẳng xét về mặt không gian Trang 39
52. Hình 9. Bản đồ mật độ đói nghèo Trang 40 Chương 3. Đói nghèo và bất bình đẳng xét về mặt không gian
53. Có điều khá ngạc nhiên là số người nghèo trên 1 km2 là lớn nhất ở ĐBSH, ĐBSCL và vùng đồng bằng duyên hải. Mật độ đói nghèo thấp nhất là những vùng có tỷ lệ đói nghèo cao nhất. Điều này xảy ra bởi vì, ở những vùng có tỷ lệ đói nghèo cao thì là những vùng xa xôi có dân cư thưa thớt, và mật độ đói nghèo thấp thì tỷ lệ đói nghèo cao hơn. Một trong ý nghĩa quan trọng của Hình 9 là nếu tất cả các chương trình xoá đói giảm nghèo được tập trung cho những vùng có tỷ lệ đói nghộ cao nhất, như Tây Bắc, Đông Bắc và Tây Nguyên, vùng đồng bằng duyên hải thì rất nhiều người nghèo sẽ không được hưởng lợi từ những chương trình này. Ý nghĩa của bản đồ này được thảo luận kỹ hơn trong Phần 6. 3.3. Các chỉ số đói nghèo về không gian khác Phần trước đã phân tích các yếu tố không gian ảnh hưởng đến tỷ lệ đói nghèo- P0. Như đã mô tả trong Phần 2.3, có các chỉ số đói nghèo khác rất hữu ích. Độ sâu của đói nghèo (P1) hay có thể gọi là khoảng cách đói nghèo không chỉ tính số lượng người nghèo mà còn cho biết mức độ nghèo như thế nào. Trên thực tế, độ sâu của đói nghèo tương đương với tỉ lệ dân số mà mức độ nghèo được tính bằng tỉ lệ người nghèo nhân với phần trăm chênh lệch giữa đường chuẩn nghèo và mức chi tiêu bình quân đầu người của người nghèo. Độ trầm trọng của đói nghèo (P2) hay khoảng cách đói nghèo bình phương không những cho biết mức độ nghèo của các hộ như thế nào, mà còn cho biết sự phân bổ thu nhập giữa những người nghèo (xem Phần 2.3 để biết thêm chi tiết). Ở cấp độ quốc gia, giá trị ước lượng của P1 là 0.10, cho thấy người nghèo trung bình có chi tiêu thấp hơn 28% so với đường chuẩn nghèo12 Hình 10 là các bản đồ độ sâu của đói nghèo đến cấp tỉnh (P1) và độ trầm trọng của đói nghèo (P2) được đặt cạnh nhau để có thể dễ dàng so sánh. Rõ ràng là, về mặt không gian P1 và P2 tương đối giống nhau và cũng giống với P0 (xem Hình 3). Trong cả ba bản đồ, tỉ lệ đói nghèo cao nhất ở khu vực Tây bắc, Đông bắc, lục địa Bắc Trung bộ, phía bắc Tây Nguyên. Mức độ đói nghèo ở Đồng bằng sông Hồng và Đồng bằng sông Cửu Long là trungbình và thấp nhất ở các đô thị lớn như Hà nội và thành phố Hồ Chí Minh cũng như khu vực miền Đông Nam bộ gần thành phố Hồ Chí Minh. Hình 11 biểu diễn độ sâu của đói nghèo (P1) và đồ trầm trọng của đói nghèo (P2) trên trục tung, tỉ lệ đói nghèo (P0) biểu diễn trên trục hoành, với mỗi điểm biểu diễn cho một tỉnh. Khi tỉ lệ đói nghèo tăng, độ sâu của đói nghèo và độ trầm trọng của đói nghèo cũng tăng theo. Mối tương quan giữa các phương pháp ước lượng đói nghèo tương đối lớn13. Trên thực tế, đường cong P1 tăng lên khi P0 tăng cho thấy, khi tỉ lệ đói nghèo tăng, tỉ lệ khoảng cách giữa 12 P1=P0*G, trong đó G là chênh lệch giữa đường chuẩn nghèo và chi tiêu bình quân đầu người trung bình của người nghèo, được biểu thị như là tỷ lệ của đường chuẩn nghèo. 13 2 đường xu thế bậc hai dựa trên P0 có chỉ số R bằng 0.98 đối với P1 và bằng 0.96 đối với P2 Chương 3. Đói nghèo và bất bình đẳng xét về mặt không gian Trang 41
54. đường đói nghèo và mức chi tiêu bình quân đầu người của các hộ nghèo cũng tăng lên14. Hình 10. Bản đồ độ sâu của đói nghèo (P1) và độ trầm trọng của đói nghèo (P2) của mỗi huyện Hình 11. Độ sâu của đói nghèo (P1) và độ trầm trọng của đối nghèo (P2) biểu diễn như một hàm tỉ lệ đói nghèo (P0) ở mỗi huyện 0.5 P1 0.4 0.3 P2 P1, P2 0.2 0.1 0 0 0.10.20.30.40.50.60.70.80.9 1 P0 14 Xem chú thích 11. Nếu khoảng cách đói nghèo trung bình là hằng số, P1 sẽ có tương quan tuyến tính cùng chiều với P0. Thực tế là đường cong đi lên cho biết khoảng cách đói nghèo bình quân cũng phải tăng khi chúng ta dịch chuyển tới huyện nghèo hơn. Trang 42 Chương 3. Đói nghèo và bất bình đẳng xét về mặt không gian
55. 3.4. Bất bình đẳng giữa các vùng Như đã phân tích trong phần 2.4, phương pháp ước lượng diện tích nhỏ thường được sử dụng để ước lượng tỉ lệ đói nghèo (lập bản đồ đói nghèo), song phương pháp này cũng có thể được sử dụng để tính toán các chỉ số bất bình đẳng. Trong khi các chỉ số đói nghèo tập trung vào những người sống dưới mức chuẩn nghèo, các chỉ số bất bình đẳng xem xét sự phân bổ của cả người nghèo và người không nghèo. Trong phân tích này, chúng tôi tập trung vào ba chỉ số đo lường chính : hệ số Gini, chỉ số bất bình đẳng Thei L và chỉ số bất bình đẳng Theil T. Hai chỉ số Theil thuộc tập hợp các chỉ số Entropy tổng hợp (Generalized Entropy), đôi khi được viết là GE(0) và GE(1). Hệ số Gini Hệ số Gini là một đơn vị đo lường sự bất bình đẳng, dao động giữa 0 (khi tất cả mọi người có cùng một mức chi tiêu hoặc thu nhập) và 1 ( khi một người tất cả!). Do đó, hệ số Gini cao tức là sự bất bình đẳng càng cao. Đối với phần lớn các nước đang phát triển, hệ số Gini dao động từ 0,3 – 0,6. Theo phân tích của chúng tôi, hệ số Gini của cả nước là 0,323. cho thấy mức bất bình đẳng về chi tiêu bình quân đầu người tương đối thấp. Giống như các đơn vị đo lường sự bất bình đẳng khác, hệ số Gini thường nhỏ hơn đối với các diện tích nhỏ, như tỉnh hoặc huyện hơn trên phạm vi quốc gia. Nguyên nhân là do các hộ gia đình ở các vùng nhỏ thường có mức sống giống nhau hơn so với các hộ trên phạm vi toàn quốc. Hình 12 cho thấy mức độ bất bình đẳng trong mức chi tiêu bình quân đầu người tính theo hệ số Gini đến cấp tỉnh. Khu vực có tỉ lệ bất bình đẳng thấp (đoạn có màu trắng) gồm có Đồng bằng sông Hồng, một số vùng đồng bằng phía Đông bắc, một số huyện ven biển thuộc Duyên hải Bắc Trung bộ, một số huyện ở Đồng bằng sông Cửu Long và một vài huyện thuộc Duyên hải Nam Trung bộ. Mức độ bất bình đẳng về chi tiêu lớn nhất ở các khu vực đô thị lớn, đặc biệt ở Hà nội và thành phố Hồ Chí Minh và khu vực miền núi bao gồm cả Đông bắc, Tây bắc và Tây Nguyên. Không ngạc nhiên khi các khu vực đô thị lớn lại có tỉ lệ bất bình đẳng cao, vì ở các vùng này thường có các hộ giàu nhất cả nước và cả những hộ mới nhập cư thu nhập của họ không cao hơn thu nhập của hộ nông thôn. Tỉ lệ bất bình đẳng thấp ở khu vực Đồng bằng sông Hồng và các vùng duyên hải cũng không bất ngờ. Điều này có được là nhờ nền nông nghiệp thâm canh và tỉ lệ dân số sống phụ thuộc vào nông nghiệp chiếm phần lớn. Triển vọng làm nông nghiệp trên các mảnh ruộng có hệ thống thuỷ lợi tương đối đồng nhất, việc phân bổ đất hợp tác xã giữa các hộ gia đình được tiến hành với mục đích duy trì sự bình đẳng giữa các hộ. Chương 3. Đói nghèo và bất bình đẳng xét về mặt không gian Trang 43
56. Hình 12. Bản đồ bất bình đẳng tính theo hệ số Gini Trang 44 Chương 3. Đói nghèo và bất bình đẳng xét về mặt không gian
57. Đồng bằng sông Cửu Long cũng đặc trưng bởi nền nông nghiệp thâm canh cao và tỉ lệ dân số sống bằng nông nghiệp chiếm phần lớn, song lại có sự biến động lớn về quy mô đất canh tác cũng như sự góp mặt của một số hộ không có đất canh tác mà chỉ chủ yếu trông chờ vào bán sức lao động nông nghiệp. Có lẽ điều bất ngờ nhất là sự bất bình đẳng cao tại một số vùng thuộc khu vực Đông bắc, Tây Bắc và Tây Nguyên. Một lời giải thích khá hợp lý là các khu vực này thường có nhiều nông dân rất nghèo, những người này hầu hết là người dân tộc thiểu số và có một số hộ giàu có thu nhập từ hoạt động buôn bán, sản xuất nông nghiệp có tính thương mại cao (như chăn nuôi gia súc), hoặc là lao động được trả lương, bao gồm cả cán bộ nhà nước. Tuy nhiên, Đắk Lắk là một ngoại lệ. Chúng tôi dự đoán có sự khác biệt lớn giữa nông dân trồng cà phê giàu có và những nông dân nghèo khác, song Đắk Lắk là một trong một vài tỉnh miền núi có tỉ lệ bất bình đẳng tương đối thấp. Chỉ số Theil L và Theil T Chỉ số Theil L dao động từ 0 (bình đẳng tuyệt đối) và ∞ (bất bình đẳng tuyệt đối), mặc dù rất hiếm khi nó vượt quá 1. Giống như hệ số Gini, chỉ số Theil cao có nghĩa là sự bất bình đẳng trong phân bổ chi tiêu càng lớn (hoặc thu nhập). Tuy nhiên, chỉ số Theil L cho thấy rõ hơn sự phân bổ chi tiêu giữa người nghèo hơn so với hệ số Gini. Chỉ số Theil T dao động từ 0 và log(N), trong đó N là dân số. Chỉ số Theil T cho biết quyền số cân bằng đối với tất cả các phần của sự phân bổ. Công thức tính hai chỉ số Theil trong Phần 2.4. Hình 13 là bản đồ bất bình đẳng cấp huyện , miêu tả chỉ số Theil L, Hình 14 là bản đồ bất bình đẳng cấp huyện, biểu thị qua chỉ số Theil T. Mặc dù công thức tính khác nhau, bản đồ biểu thị sự bất bình đẳng sử dụng hai chỉ số Theil đều cho kết quả như nhau và giống với bản đồ về hệ số Gini. Trong cả ba bản đồ, sự bất bình đẳng thấp nhất ở Đồng bằng sông Hồng và một số vùng duyên hải miền Nam Trung bộ, bất bình đẳng ở mức độ trung bình ở khu vực Đồng bằng sông Cửu Long và lớn nhất ở các khu đô thị lớn, khu vực miền núi phía Bắc và Tây Nguyên. Hình 15 và 16 biểu diễn mối liên hệ giữa ba đơn vị đo lường tỉ lệ bất bình đẳng, trong đó mỗi dấu chấm đại diện một huyện. Một mặt, các sơ đồ này cho thấy có một mối liên hệ tuyến tính giữa hệ số Gini và và mặt khác là tương quan hai chỉ số Theil và mối tương quan này khá chặt chẽ. Đối với mối liên hệ giữa hệ số Gini và chỉ số Theil L, R2 = 0,98, trong khi trong mối liên hệ giữa hệ số Gini và chỉ số Theil T, R2 = 0,97. Điều này giúp giải thích lý do bản đồ bất bình đẳng của ba hệ số này rất giống nhau. Chương 3. Đói nghèo và bất bình đẳng xét về mặt không gian Trang 45