Luận án Mô hình phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến xuất cư và lợi ích về thu nhập của hộ gia đình có người xuất cư

hu nh ập nhóm 2 7,359848 *** Tổng khác bi ệt v ề thu nh ập c ủa nhóm 1 so v ới -0,0138776 *** nhóm 2 Sự khác bi ệt thu nh ập do s ự khác bi ệt c ủa các 0,0347004 *** bi ến độ c l ập trong mô hình gây ra Sự khác bi ệt thu nh ập do s ự khác bi ệt h ệ s ố ước 0,0045857 *** lượng mô hình hai nhóm gây ra Sự khác bi ệt thu nh ập do tích chéo c ủa s ự khác -0,0531637 *** bi ệt các bi ến độ c l ập với s ự khác bi ệt h ệ s ố ước lượng mô hình hai nhóm gây ra Ngu ồn: Kết qu ả ước l ượng t ừ b ộ s ố li ệu VHLSS n ối ba n ăm 2010, 2012,2014 121 Phân rã Blinder – Oaxaca cho th ấy nhóm h ộ có ng ười di c ư giai đoạn 2010 – 2014 có m ức thu nh ập cao h ơn nhóm h ộ không có ng ười di c ư 1,388%. Giá tr ị 0,0347 cho bi ết s ự khác bi ệt các bi ến độ c l ập có trong mô hình gây ra cho s ự chênh l ệch thu nh ập gi ữa hai nhóm h ộ có ng ười di c ư và h ộ không có ng ười di c ư (ch ẳng h ạn đặ c điểm ch ủ h ộ ở 2 nhóm). K ết qu ả này cho th ấy nhóm h ộ không có ng ười di c ư l ại có thu nh ập cao h ơn 3,47%. Giá tr ị 0,0045857 cho bi ết s ự khác bi ệt h ệ s ố các bi ến trong mô hình (t ức là s ự khác bi ệt c ủa nh ững y ếu t ố không có trong mô hình nh ưng nh ững y ếu t ố đó c ũng tác độ ng đế n m ức chênh thu nh ập c ủa 2 nhóm h ộ) thì nhóm h ộ không có ng ười xu ất c ư l ại có thu nh ập cao h ơn 0,45857%. Thành ph ần tích chéo s ự khác bi ệt nh ững y ếu t ố có trong mô hình và các yếu t ố ngoài mô hình gi ải thích nhi ều nh ất s ự khác bi ệt v ề thu nh ập c ủa 2 nhóm h ộ. Con s ố -0,053 cho bi ết thành ph ần này gi ải thích m ức chênh thu nh ập h ộ có ng ười xu ất c ư cao h ơn h ộ không có ng ười xu ất c ư là 5,09%. Vì sao phân tích chéo l ại gi ải thích s ự khác bi ệt thu nh ập gi ữa hai nhóm nhi ều nh ất, do nhóm nhân t ố đặ c điểm cá nhân c ủa ng ười di c ư không có trong mô hình, mà nhóm nhân t ố này tác động m ạnh đế n m ức thu nh ập c ủa chính ng ười di c ư và thu nh ập c ủa ng ười di c ư đóng góp vào m ức thu nh ập chung c ủa h ộ. Do v ậy tích chéo c ủa s ự khác bi ệt nh ững y ếu t ố trong mô hình với s ự khác bi ệt nh ững y ếu t ố ngoài mô hình gi ải thích nhi ều nh ất s ự khác bi ệt c ủa thu nh ập gi ữa hai nhóm h ộ. 4.4. K ết qu ả mô hình h ồi quy phân v ị 4.4.1. M ục đích s ử d ụng mô hình h ồi quy phân v ị Tác động c ủa di c ư lên thu nh ập hay chi tiêu h ộ có th ể không mang tính tuy ến tính, v ới các h ộ nghèo, s ự di c ư có th ể mang l ại nh ững c ải thi ện l ớn, nh ất là khi đo l ường s ự c ải thi ện theo ngh ĩa t ươ ng đối vì v ậy lu ận án s ử d ụng h ồi quy phân v ị để xem xét di c ư tác động đế n m ức phân v ị nào c ủa chi tiêu h ộ. 122 Gần đây m ột s ố tác gi ả đã s ử d ụng hồi quy phân v ị để phân tích chi tiêu nh ư Figueiredo và c ộng s ự (2016) đã s ử d ụng h ồi quy phân v ị để phân tích tác động c ủa di c ư t ới t ổng chi tiêu cho hàng hóa nh ập kh ẩu c ủa qu ốc gia ti ếp nh ận ng ười di c ư, k ết qu ả cho bi ết di c ư tác động đáng k ể và tích c ực đế n hàng hóa nh ập kh ẩu. Jawadi và c ộng s ự (2014) s ử d ụng h ồi quy phân v ị phân tích chi tiêu ph ụ thu ộc vào tài s ản (g ồm tài s ản tài chính và tài s ản nhà ở) c ủa ng ười lao độ ng các n ước M ỹ, Anh và Châu Âu, k ết qu ả cho th ấy h ệ s ố co giãn c ủa chi tiêu theo t ổng tài s ản ở Anh là l ớn nh ất. Soja và c ộng s ự (2014) đã sử d ụng h ồi quy tuy ến tính đơn gi ản và h ồi quy phân v ị để phân tích chi tiêu cho tiêu dùng đồ u ống có c ồn và thu ốc lá ( đạ i di ện cho hàng hóa xa x ỉ) ph ụ thu ộc vào thu nh ập h ộ, các tác gi ả đã so sánh ưu nh ược điểm c ủa t ừng lo ại h ồi quy và rút ra h ồi quy phân v ị có ưu điểm h ơn, k ết qu ả cho th ấy thu nh ập không tác độ ng đế n tiêu dùng hàng xa x ỉ ở phân v ị cao. Lu ận án phân tích ba m ức phân v ị c ủa bi ến chi tiêu, đó là: (1) phân v ị 10% (phân v ị c ủa nh ững h ộ có m ức chi tiêu th ấp); (2) phân v ị 50% (phân v ị của nh ững h ộ có m ức chi tiêu trung bình) và (3) phân v ị 90% (phân v ị c ủa nh ững h ộ có m ức chi tiêu cao) để xem di c ư tác động tích c ực ở mức phân v ị nào c ủa chi tiêu h ộ. 4.4.2. Phân tích k ết qu ả mô hình h ồi quy phân v ị Sau khi k ết n ối số li ệu các n ăm c ủa VHLSS, m ỗi n ăm có 8.203 h ộ và 3 năm 2010, 2012, 2014 thì có 24.609 h ộ, kết qu ả ước l ượng mô hình h ồi quy phân v ị th ể hi ện ở bảng 4.10 sau: 123 Bảng 4.10: K ết qu ả mô hình h ồi quy phân v ị Loga chi tiêu bình quân Phân v ị 10% Phân v ị 50% Phân v ị 90% Di c ư 0,0649901 *** 0,0265143 ** 0,0066567 Gi ới tính ch ủ h ộ ( N ữ là tham chi ếu) 0,0421081 *** 0,0489735 *** 0,0681761 *** Tu ổi ch ủ h ộ 0,0059758 *** 0,0068825 *** 0,0082941 *** Bằng c ấp ch ủ h ộ (ch ưa qua đào t ạo là tham chi ếu) Ti ểu h ọc 0,1782587 *** 0,1982545 *** 0,199039 *** Trung h ọc c ơ s ở 0,3223322 *** 0,3158617 *** 0,3521083 *** Trung h ọc ph ổ thông 0,5585514 *** 0,576705 *** 0,6390296 *** Cao đẳng 0,8455113 *** 0,7887214 *** 0,7956821 *** Đại h ọc tr ở lên 1,0547500 *** 1,034553 *** 1,100387 *** Log(dân s ố) 0,10259 *** 0,1056339 *** 0,1428874 *** Tỷ l ệ ph ụ thu ộc -0,196861 *** -0,213867 *** -0,202858 *** Bi ến gi ả n ăm 2012 0,3299073 *** 0,3343757 *** 0,3242502 *** Bi ến gi ả n ăm 2014 0,4969493 *** 0,495245 *** 0,4872285 *** Vùng (Đồng b ằng Sông H ồng là tham chi ếu) Trung du mi ền núi phía b ắc -0,29403 *** -0,236274 *** -0,169150 *** Bắc trung b ộ & Duyên h ải nam trung b ộ -0,098455 *** -0,033645 *** 0,030524 Tây nguyên -0,141998 *** -0,0114384 0,008500 Đông nam b ộ 0,1875346 *** 0,1714278 *** 0,1335917 *** Đồng b ằng Sông C ửu Long 0,0829112 *** 0,053665 *** 0,0595151 *** _cons 7,70 6881 *** 8, 22 3015 *** 8,475 35 *** Số quan sát 24.609 24.609 24.609 Ngu ồn: Kết qu ả phân tích từ b ộ s ố li ệu VHLSS 2010, 2012, 2014 Bảng 4.10 cho th ấy mô hình ở phân v ị 10% và 50% c ủa bi ến loga chi tiêu th ực bình quân c ủa h ộ thì h ệ s ố ước l ượng c ủa bi ến di c ư mang d ấu dươ ng và có ý ngh ĩa th ống kê ở m ức 1%. K ết qu ả này cho th ấy h ộ có ng ười xu ất c ư tác động tích c ực đế n mức chi tiêu c ủa h ộ, hay nói khác đi h ộ có ng ười xu ất c ư đã giúp c ải thi ện chi tiêu cho h ộ có m ức s ống th ấp và trung bình. Tuy nhiên, k ết qu ả ước l ượng mô hình ở m ức phân v ị 90% thì h ệ s ố ước 124 lượng c ủa bi ến di c ư không có ý ngh ĩa th ống kê. K ết qu ả cho th ấy di c ư ch ỉ có ý ngh ĩa c ải thi ện chi tiêu v ới nh ững h ộ có m ức s ống trung bình ho ặc m ức sống th ấp, còn nh ững h ộ có m ức s ống cao thì di c ư không có ý ngh ĩa. 4.5. Kết qu ả mô hình hồi quy tuy ến tính s ố li ệu m ảng phân tích di c ư tác động đế n chi tiêu h ộ Để k ết qu ả ước l ượng v ững tác động c ủa di c ư đến m ức chi tiêu c ủa h ộ, tác gi ả ước l ượng mô hình với số li ệu kết n ối các n ăm 2010, 2012, 2014 của VHLSS có s ử d ụng tr ọng s ố h ộ n ăm 2014. Kết qu ả ước l ượng mô hình với 61.271.509 quan sát có k ết qu ả ở b ảng 4.11 sau đây: Bảng 4.11: K ết qu ả mô hình phân tích chi tiêu h ộ với s ố li ệu k ết n ối các năm 2010, 2012, 2014 Loga chi tiêu bình quân Di c ư 0,0210713 *** Gi ới tính ch ủ h ộ ( N ữ là tham chi ếu) 0,0458258 *** Tu ổi ch ủ h ộ 0,0069059 *** Bằng c ấp ch ủ h ộ (ch ưa qua đào t ạo là tham chi ếu) Ti ểu h ọc 0,1901274 *** Trung h ọc c ơ s ở 0,3156440 *** Trung h ọc ph ổ thông 0,5815801 *** Cao đẳng 0,7919210 *** Đại h ọc tr ở lên 1,0384490 *** Loga (Dân s ố) 0,1308264 *** Tỷ l ệ ph ụ thu ộc -0,1932092 *** Bi ến gi ả n ăm 2012 0,3260052 *** Bi ến gi ả n ăm 2014 0,4882623 *** Vùng ( Đồng b ằng Sông H ồng là tham chi ếu) Trung du mi ền núi phía b ắc -0,2307524 *** Bắc trung b ộ & Duyên h ải nam trung b ộ -0,0984287 *** Tây nguyên -0,0527755 ** * Đông nam b ộ 0,1671418 *** Đồng b ằng Sông C ửu Long 0,0448840 *** Số quan sát 61.271.509 Ngu ồn: Kết qu ả phân tích từ b ộ s ố li ệu VHLSS kết nối ba n ăm 2010, 2012, 2014 125 Bảng 4.11 cho th ấy hệ s ố ước l ượng c ủa bi ến di c ư là 0,0210713 cho bi ết hộ có ng ười di c ư thì chi tiêu bình quân hàng năm cao gấp e0,0210713 lần hộ không có ng ười di c ư (hay hộ có ng ười di c ư thì chi tiêu bình quân hàng năm cao gấp 1,02 lần hộ không có ng ười di c ư). K ết qu ả cho th ấy di c ư đã giúp c ải thi ện chi tiêu cho h ộ gia đình. Kết qu ả ước l ượng hệ s ố các bi ến gi ới tính ch ủ h ộ và tu ổi ch ủ h ộ cho bi ết, ch ủ h ộ là nam gi ới có m ức chi tiêu cao h ơn và tu ổi ch ủ h ộ t ăng thì mức chi tiêu cho h ộ c ũng t ăng. Hệ s ố ước l ượng bi ến b ằng c ấp ch ủ h ộ cho th ấy ch ủ h ộ có b ằng c ấp càng cao thì m ức chi tiêu c ủa h ộ càng t ăng, k ết qu ả còn cho th ấy kho ảng cách chi tiêu c ủa các h ộ có b ằng c ấp cao cách khá xa các h ộ có b ằng c ấp th ấp. Các h ộ n ăm 2012 và n ăm 2014 đều có m ức chi bình quân cao h ơn năm 2010. Hệ s ố ước l ượng bi ến Vùng cho th ấy, hộ ở vùng Đông nam b ộ và Đồng bằng Sông C ửu Long thì m ức chi tiêu bình quân n ăm cao h ơn h ộ ở vùng Đồng b ằng Sông H ồng, còn l ại nh ững hộ ở các vùng còn l ại đề u có m ức chi tiêu th ấp h ơn vùng Đồng b ằng Sông H ồng. 126 KẾT LU ẬN CH ƯƠ NG 4 • Các ki ểm đị nh th ống kê đã cho k ết qu ả h ộ gia đình có ng ười xu ất c ư đã được c ải thi ện v ề thu nh ập c ũng nh ư m ức s ống. • Mô hình phân rã Blinder – Oaxaca cho bi ết nhóm h ộ có ng ười xu ất c ư có m ức thu nh ập cao h ơn và tích chéo c ủa s ự khác bi ệt nh ững y ếu t ố có trong mô hình v ới s ự khác bi ệt c ủa nh ững y ếu t ố ngoài mô hình gi ải thích được nhi ều nh ất cho s ự khác bi ệt v ề thu nh ập c ủa hai nhóm h ộ có ng ười xu ất c ư và không có ng ười xu ất c ư. S ự khác bi ệt nh ững y ếu t ố ngoài mô hình có th ể là s ự khác bi ệt v ề nhóm đặ c điểm cá nhân c ủa ng ười di c ư, b ởi vì nhóm đặc điểm này là nhóm đặc điểm g ắn v ới ng ười di c ư nên nó tác động m ạnh đế n quy ết định di c ư c ủa h ọ, nh ưng nhóm đặc điểm này l ại không có trong mô hình 3. • Kết qu ả mô hình h ồi quy phân v ị với s ố li ệu VHLSS năm 2014 cho bi ết di c ư ch ỉ có ý ngh ĩa giúp c ải thi ện thu nh ập và chi tiêu v ới nh ững h ộ có mức s ống th ấp ho ặc trung bình (nh ững h ộ có loga m ức chi tiêu ở phân v ị 10% và 50%) nh ưng không có ý ngh ĩa th ống kê ở nh ững h ộ có m ức s ống cao ( ở mức phân v ị 90%). K ết qu ả phân tích này c ũng cho bi ết ng ười giàu thì kh ả năng di c ư th ấp th ậm chí là không di c ư. • Kết qu ả ước l ượng mô hình ki ểm soát bi ến n ội sinh di c ư b ằng mô hình bi ến công c ụ v ới ph ươ ng pháp bình ph ươ ng nhỏ nh ất hai b ước cho bi ết hộ có ng ười di c ư đã c ải thi ện được chi tiêu so v ới h ộ không có ng ười di c ư. 3 Tác gi ả đã gi ải thích lý do t ại sao nhóm đặc điểm cá nhân c ủa ng ười di c ư không có trong mô hình ở Ch ươ ng 3. 127 KẾT LU ẬN VÀ KI ẾN NGH Ị Ph ần này trình bày k ết lu ận chung c ủa lu ận án và t ừ k ết qu ả nghiên c ứu của lu ận án tác gi ả đưa ra m ột s ố khuy ến ngh ị liên quan đến mô hình phân tích quy ết đị nh di c ư, ki ến ngh ị v ề ngu ồn s ố li ệu cho nh ững nghiên c ứu ti ếp theo v ề di c ư, ki ến ngh ị coi di c ư là động l ực và t ừ đó mu ốn khuy ến khích động l ực di c ư thì c ần có chính sách t ăng “v ốn di c ư” và ng ười l ại mu ốn h ạn ch ế độ ng l ực di c ư thì c ần có chính sách t ăng “v ốn ở l ại”.  Kết lu ận và hàm ý chính sách Nh ững nghiên c ứu v ề di c ư đã được th ực s ự quan tâm trong 10 n ăm tr ở lại đây. M ột s ố mô hình nghiên c ứu v ề di c ư trong n ước đã được th ực hi ện nh ư mô hình di c ư nông thôn – đô th ị ( Đặ ng Nguyên Anh và c ộng s ự, 2007), mô hình di c ư t ạm th ời đế n Hà N ội và Thành ph ố H ồ Chí Minh hay mô hình động l ực di c ư đến Đông Nam B ộ (L ưu Bích Ng ọc và c ộng s ự, 2015). Có th ể th ấy các mô hình này m ới ch ỉ xem xét di c ư đến m ột vùng địa lý nh ất đị nh và ở c ấp độ cá nhân (vi mô) ch ứ ch ưa phân tích được di c ư trên ph ạm vi qu ốc gia cũng nh ư ở nh ững c ấp độ h ộ gia đình, mô hình nghiên c ứu di c ư làm vi ệc, di cư không làm vi ệc và không di c ư (Ian Coxhead và c ộng s ự, 2016) với s ố li ệu VHLSS n ăm 2012. Đề tài được th ực hi ện trong khuôn kh ổ m ột lu ận án ti ến s ĩ mang tính c ấp thi ết, nh ằm bù đắp “kho ảng tr ống” thông tin v ề hộ có ít nh ất một thành viên xu ất c ư với nh ững phân tích trên ph ạm vi toàn qu ốc với s ố li ệu n ối các h ộ trong VHLSS các n ăm 2010, 2012 và 2014. Nghiên c ứu cho th ấy: Các mô hình phân tích di c ư ch ủ y ếu có hai d ạng mô hình: Th ứ nh ất là mô hình d ạng tuy ến tính v ới bi ến ph ụ thu ộc là bi ến đị nh l ượng nh ư s ố l ượng ng ười di c ư, t ỷ l ệ ng ười di c ư (Puhani, 1999). Th ứ hai là mô hình logistic v ới bi ến ph ụ thu ộc là bi ến đị nh tính nh ư quy ết đị nh có hay không di c ư c ủa m ột 128 cá nhân (Syafitri 2012, Mahinchai 2010), h ộ có ít nh ất m ột thành viên di c ư hay h ộ không có thành viên nào di c ư (Mendola 2005), s ố li ệu phân tích cho cả hai lo ại mô hình h ầu nh ư là s ố li ệu m ảng. D ạng mô hình được l ựa ch ọn cho đề tài này là mô hình logit v ới s ố li ệu m ảng có tr ễ phân ph ối để phân tích hộ gia đình có ít nh ất m ột thành viên di c ư và mô hình logit đa tr ạng thái nhi ều m ức để phân tích quy ết đị nh có hay không di c ư c ủa m ột cá nhân. Mô hình phân tích l ợi ích v ề thu nh ập c ủa h ộ gia đình có ng ười di c ư được áp dụng mô hình phân rã Blinder – Oaxaca, mô hình h ồi quy phân v ị và mô hình hồi quy v ới s ố li ệu m ảng. Mức s ống th ấp của h ộ gia đình ở n ăm tr ước có tác động tích c ực đến kh ả năng xu ất c ư c ủa ít nh ất m ột thành viên các h ộ gia đình ở Vi ệt Nam hi ện nay. Nh ững y ếu t ố ảnh h ưởng m ạnh đế n kh ả n ăng xu ất c ư c ủa ít nh ất m ột thành viên trong các h ộ gia đình hi ện có ng ười di c ư là nhóm chi tiêu bình quân đầu ng ười của hộ ở th ời k ỳ tr ước, t ỷ s ố ph ụ thu ộc c ủa h ộ, điều ki ện nhà ở. Chi tiêu bình quân đầu ng ười trong h ộ gia đình th ời k ỳ tr ước th ấp h ơn ng ưỡng chi tiêu trung bình khi ến cho độ ng l ực xu ất c ư th ời k ỳ sau t ăng. Đây chính là l ực đẩ y m ạnh khi ến thành viên trong h ộ gia đình ph ải di c ư. K ết qu ả này cho th ấy m ột hàm ý chính sách ở đây là trong các chính sách h ỗ tr ợ cho các h ộ gia đình sau này, đặc bi ệt h ộ nghèo, s ẽ c ần ph ải quan tâm đế n vi ệc h ỗ tr ợ “vay v ốn” cho thành viên c ủa h ộ gia đình th ực hi ện m ục đích di c ư n ếu cá nhân h ọ có nhu c ầu di c ư tìm vi ệc làm, c ải thi ện thu nh ập cho gia đình. Ch ủ h ộ gia đình là n ữ, t ỷ s ố ph ụ thu ộc c ủa h ộ gia đình cao và điều ki ện nhà ở th ấp kém đang là nh ững nhân t ố đẩ y m ạnh thành viên trong các h ộ gia đình di c ư. Th ực tr ạng này cho th ấy di c ư ở Vi ệt Nam hi ện v ẫn là chi ến l ược sinh k ế giúp các h ộ gia đình “xoá đói gi ảm nghèo” ch ứ ch ưa ph ải là ph ươ ng th ức giúp các h ộ gia đình “làm giàu và phát tri ển”. Trong t ươ ng lai, r ất c ần có nh ững chính sách khuy ến khích gia t ăng độ ng l ực di c ư h ướng t ới m ục tiêu 129 “làm giàu và phát tri ển” cho các cá nhân, các h ộ gia đình và các c ộng độ ng địa ph ươ ng. Lu ận án đã nghiên c ứu hai n ội dung chính, đó là: 1. Xác định m ột s ố bi ến thu ộc nhóm nhân t ố “trong” và m ột s ố bi ến thu ộc nhóm nhân t ố “ngoài” tác động đế n h ộ có ít nh ất m ột thành viên xu ất cư cũng nh ư quy ết đị nh di c ư ở cấp độ cá nhân. K ết qu ả thu được cho th ấy mu ốn t ăng hay gi ảm kh ả n ăng xu ất c ư thì có th ể tác độ ng vào nhóm nhân t ố ngoài nh ư t ăng s ố lao độ ng được t ạo vi ệc làm hàng n ăm ở th ời k ỳ tr ước thì s ẽ làm cho xác su ất hộ có ng ười xu ất c ư th ời k ỳ sau gi ảm xu ống, ho ặc chính quy ền c ấp t ỉnh c ải thi ện điều hành theo h ướng giúp đỡ và c ởi m ở v ới các doanh nghi ệp để t ăng ch ỉ s ố PCI thì s ẽ làm cho kh ả n ăng h ộ có ng ười xu ất c ư gi ảm xu ống. H ệ s ố ước l ượng c ủa bi ến tr ễ c ủa vốn đầ u t ư th ực hi ện c ấp t ỉnh mang d ấu âm cho bi ết v ốn đầu t ư th ực hi ện th ời k ỳ tr ước tăng lên s ẽ giúp c ải thi ện c ơ s ở h ạ t ầng và t ừ đó thu hút được doanh nghi ệp đế n t ỉnh làm ăn, t ạo vi ệc làm t ốt cho t ỉnh, t ừ đó làm t ăng kh ả n ăng h ộ có ng ười xu ất c ư. Ch ươ ng 3 đã phân tích k ết qu ả ước l ượng h ệ s ố bi ến này, do v ậy để gi ữ ng ười lao độ ng ở l ại làm vi ệc thì t ỉnh c ần t ăng đầ u t ư t ư nhân t ạo ra nhi ều vi ệc làm, v ới đầ u tư công c ần t ăng c ường ki ểm soát để có hi ệu qu ả, tránh lãng phí. Còn nhóm nhân t ố trong giúp lý gi ải nguyên nhân làm gia t ăng động l ực xu ất c ư cá nhân ở cấp độ h ộ gia đình. 2. Nội dung th ứ hai là l ợi ích v ề thu nh ập cũng nh ư m ức s ống của h ộ có ng ười xu ất c ư. K ết qu ả phân tích cho th ấy có b ằng ch ứng rõ ràng v ề vi ệc xu ất cư giúp c ải thi ện thu nh ập và chi tiêu c ủa các h ộ gia đình. C ụ th ể:  Các ki ểm đị nh th ống kê cho th ấy, h ộ có ng ười xu ất c ư t ốt h ơn v ới chính h ọ n ếu không có ng ười xu ất c ư. C ụ th ể là m ức thu nh ập bình quân cũng nh ư m ức chi tiêu th ực bình quân được bù đắp (do th ời k ỳ suy gi ảm kinh t ế đáng l ẽ thu nh ập và chi tiêu gi ảm đi nh ư đã quan sát th ấy ở nhóm hộ 3 n ăm 2010, 2012, 2014 không có ng ười xu ất c ư). 130  Các ki ểm đị nh th ống kê c ũng cho th ấy, h ộ có ng ười xu ất c ư có thu nh ập và chi tiêu được c ải thi ện t ốt h ơn h ộ không có ng ười xu ất c ư.  Ngoài các ki ểm đị nh th ống kê, mu ốn xem nh ững h ộ có ng ười xu ất c ư cả 3 năm 2010, 2012, 2014 thì thu nh ập có t ốt h ơn h ộ không có ng ười xu ất c ư hay không. K ết qu ả phân rã Blinder – Oaxaca cho bi ết h ộ có ng ười xu ất c ư thì có thu nh ập cao h ơn, đồng th ời ph ần tích chéo v ề s ự khác bi ệt c ủa nh ững y ếu tố có trong mô hình v ới s ự khác bi ệt c ủa nh ững y ếu t ố không có trong mô hình ở hai nhóm h ộ gi ải thích được nhi ều nh ất s ự khác bi ệt v ề thu nh ập gi ữa hai nhóm h ộ. Kết qu ả h ồi quy phân v ị (v ới B ộ s ố li ệu VHLSS n ăm 2014) cho th ấy di c ư ch ỉ có ý ngh ĩa c ải thi ện chi tiêu v ới nh ững h ộ có m ức s ống trung bình ho ặc m ức s ống th ấp, còn nh ững h ộ có m ức s ống cao thì di c ư không có ý ngh ĩa này. Kết qu ả mô hình h ồi quy v ới s ố li ệu m ảng cho bi ết chi tiêu c ủa h ộ có ng ười di c ư cao h ơn gấp 1,02 l ần h ộ không có ng ười di c ư. Kết qu ả cung c ấp bằng ch ứng cho th ấy h ộ có ng ười di c ư đã c ải thi ện được m ức s ống.  Ki ến ngh ị Do quy ết đị nh di c ư c ủa m ỗi cá nhân có th ể thay đổ i theo th ời gian và nh ững nhân t ố tác độ ng ở th ời k ỳ tr ước ảnh h ưởng đế n quy ết đị nh di c ư ở th ời kỳ sau. Ch ẳng h ạn: n ăm 2012, n ếu cá nhân r ơi vào tình tr ạng b ị th ất nghi ệp, hộ gia đình có m ức s ống th ấp thì nh ững nhân t ố này s ẽ tác độ ng đế n quy ết định di c ư c ủa cá nhân đó ở n ăm 2014. Vì v ậy, mô hình phù h ợp cho phân tích các nhân tố tác độ ng đế n quy ết đị nh di c ư là mô hình động v ới s ố li ệu mảng (logit panel dynamic). Tuy nhiên, lu ận án mới phân tích v ới s ố li ệu mảng 3 n ăm (còn g ọi là mô hình s ố li ệu m ảng ng ắn). Các nhà nghiên c ứu di cư khuy ến cáo nên dùng s ố li ệu m ảng dài b ởi vì trong mô hình động ta còn dùng đến bi ến tr ễ nên quan sát b ị c ắt b ớt khi ước l ượng. Qua nghiên c ứu này tác gi ả ki ến ngh ị TCTK duy trì nh ững cu ộc điều tra qu ốc gia nh ư B ộ s ố li ệu 131 VHLSS để có nh ững thông tin theo th ời gian dài h ơn để k ết qu ả nghiên c ứu được tin c ậy và chính xác hơn. M ột ki ến ngh ị xin được đề xu ất là TCTK có thông tin v ề di c ư và duy trì m ục 1C (m ục để n ối s ố li ệu) trong nh ững cu ộc điều tra VHLSS nh ững n ăm ti ếp theo để có th ể đả m b ảo ngu ồn d ữ li ệu t ốt cho phân tích các động l ực di c ư.  Từ k ết qu ả nghiên c ứu này có th ể th ấy Chính ph ủ c ần đưa cu ộc Điều tra di cư n ội đị a qu ốc gia vào danh sách các cu ộc điều tra th ống kê qu ốc gia định k ỳ để có nh ững thông tin c ập nh ật v ề di c ư c ủa ng ười dân, hay kh ả thi hơn là T ổng c ục th ống kê nên đư a thêm m ột s ố câu h ỏi chuyên sâu v ề di c ư vào các cu ộc điều tra qu ốc gia hi ện có (nh ư các b ộ s ố li ệu VHLSS và LFS) để từ đó các nhà nghiên c ứu v ề di c ư có d ữ li ệu cho nh ững nghiên c ứu ti ếp theo, và các k ết qu ả nghiên c ứu sâu s ẽ ph ục v ụ cho quá trình ho ạch đị nh chính sách phát tri ển kinh t ế - xã h ội b ền v ững.  Để t ạo độ ng l ực t ăng tr ưởng kinh t ế, c ần ph ải t ăng n ăng su ất lao động, có ngh ĩa là c ần ph ải t ăng độ ng l ực di c ư đối v ới nh ững lao độ ng ở nh ững vùng còn khó kh ăn, ti ềm n ăng h ạn ch ế. Mu ốn t ăng độ ng l ực di c ư c ần có chính sách để t ăng "các ngu ồn v ốn di c ư”, c ụ th ể là t ăng “v ốn con ng ười” và “v ốn xã h ội” h ướng t ới c ầu lao độ ng ở thành th ị.  Vi ệc t ăng v ốn con ng ười được th ực hi ện thông qua thúc đẩ y giáo d ục và đào t ạo có ch ất l ượng, có chính sách h ỗ tr ợ để m ọi ng ười dân hoàn thành ch ươ ng trình giáo d ục ph ổ thông. H ỗ tr ợ đào t ạo ngh ề h ướng t ới c ầu lao độ ng ở thành th ị nh ư các ngh ề v ề điện l ạnh, điện t ử, tin h ọc, th ợ xây d ựng, giúp vi ệc,... C ần coi giúp vi ệc nhà là m ột ngh ề v ới nh ững có ki ến th ức và k ỹ n ăng ngh ề c ần có nh ư: bi ết n ấu ăn, lau d ọn nhà c ửa, giao ti ếp đúng m ực, trung th ực,Trong quá trình đào t ạo ngoài vi ệc giúp cho ng ười lao độ ng có trình độ chuyên môn k ỹ thu ật thì r ất c ần t ập trung giúp cho ng ười lao độ ng có nh ững ki ến th ức k ỹ n ăng m ền, ví d ụ nh ư: có ý th ức t ự giác, nghiêm túc ch ấp hành k ỷ lu ật lao độ ng, tác phong làm vi ệc chuyên nghi ệp, hi ệu qu ả. Ki ến th ức 132 xã h ội c ũng là m ột n ội dung quan tr ọng c ần được trang b ị cho ng ười di c ư. Tăng v ốn ki ến th ức xã h ội thông qua các t ổ ch ức nh ư h ội ph ụ n ữ, h ội nông dân, nâng cao hi ểu bi ết v ề s ức kh ỏe sinh s ản, nâng cao hi ểu bi ết và k ỹ n ăng phòng tránh các t ệ n ạn xã h ội v ốn r ất ph ức t ạp ở các đô th ị nh ư c ờ b ạc, ma túy, m ại dâm,  Tăng c ường “v ốn xã h ội” thông qua các mô hình can thi ệp c ủa các t ổ ch ức đoàn th ể chính tr ị - xã h ội, các t ổ ch ức dân s ự tr ợ giúp ng ười di c ư, khuy ến khích và h ỗ tr ợ các h ội/nhóm k ết n ối b ạn bè đồng h ươ ng, anh ch ị em cùng h ọ hàng ở quê h ươ ng cùng di c ư để chia s ẻ và giúp đỡ l ẫn nhau.  Để ổn đị nh ngu ồn nhân l ực cho m ục tiêu phát tri ển b ền v ững, m ột s ố vùng c ần gi ảm độ ng l ực di c ư. Mu ốn gi ảm độ ng l ực di c ư c ần có chính sách để t ăng “v ốn ở l ại” h ướng t ới c ầu lao độ ng ở nông thôn. Có chính sách h ỗ tr ợ làng ngh ề nh ư làm g ốm s ứ, mây tre đan, th ợ làm v ề đồ g ỗ,.. phù h ợp v ới t ừng địa ph ươ ng. Ví d ụ ở Đồ ng b ằng sông H ồng, mô hình phát tri ển các làng ngh ề nh ư g ốm s ứ Bát Tràng, Gia Lâm, Hà N ội; đồ g ỗ ngh ệ ở Đồ ng K ỵ T ừ S ơn, Bắc Ninh, đã t ạo l ực hút lao độ ng đị a ph ươ ng không xu ất c ư.  Cần xem di c ư là động l ực tích c ực cho phát tri ển. Di c ư giúp c ải thi ện m ức s ống cá nhân ng ười di c ư và h ộ gia đình c ủa h ọ, đồ ng th ời ng ười di cư tìm được vi ệc làm phù h ợp s ẽ t ăng n ăng su ất lao độ ng, t ừ đó thúc đẩ y t ăng tr ưởng n ền kinh t ế đấ t n ước. 133 DANH M ỤC CÔNG TRÌNH CÁC BÀI BÁO 1. Ph ạm Ng ọc H ưng, Nguy ễn H ải D ươ ng, Ph ạm Ng ọc Toàn, Nguy ễn Ph ươ ng Lan (2016), “ Một s ố y ếu t ố quy ết đị nh di c ư trong n ước c ủa dân s ố 15 tu ổi tr ở lên và c ơ h ội vi ệc làm phi nông nghi ệp c ủa ng ười di c ư, Kỷ y ếu h ội ngh ị toàn qu ốc l ần th ứ IV v ề ứng d ụng toán h ọc. 2. Ph ạm Ng ọc H ưng, L ưu Bích Ng ọc (2016), “ Ảnh h ưởng c ủa hoàn c ảnh sống hộ gia đình đến kh ả n ăng xu ất c ư ở Vi ệt Nam, Tạp chí Kinh t ế & phát tri ển, số đặ c bi ệt 9/2016. 3. Lưu Bích Ng ọc, Ph ạm Ng ọc H ưng (2017), “M ột s ố y ếu t ố tác độ ng đế n kh ả năng di c ư c ủa lao độ ng Vi ệt Nam: Phân tích th ực hi ện b ộ d ữ li ệu điều tra lao động – vi ệc làm n ăm 2014, Tạp chí Nghiên c ứu kinh t ế s ố 1 (464), tháng 1 n ăm 2017. 134 TÀI LI ỆU THAM KH ẢO 1. Arango, J. (2000). “ Explaining Migration: A Critical Review ,” International Social Science Journal, 165:283-296. 2. Bauer, T. K. & Zimmermann, K. F. (1999), ‘Assessment of Possible Migration Pressure and its Labour Market Impact Following EU Enlargement to Central and Eastern Europe’, IZA Research Report No.3, Institute for the Study of Labor, Bonn, Germany. 3. Bentivogli, C., Pagano, P. (1999). Regional Disparities and Labour Mobility : the Euro – 11 versus the USA. Labour 13 (3) 4. Bigsten, A. (1988). "A Note on the Modelling of Circular Smallholder Migration.". Economics Letters 28: 87-91. 5. Böheim, R. & Taylor, M. (2002), ‘Residential mobility, housing tenure and the labor market in Britain’ cited in Ritchey, P. N. (1976). ‘Explanations of Migration’, Annual Review of Sociology , 2: 363-404. 6. Böheim, R., Taylor, M. (2000). Residential mobility, housing tenure and the labor market in Britain. Institute for Social and Economic Research and Institute for Ritchey, P. N. (1976). "Explanations of Migration." Annual Review of Sociology 2: 363-404 . 7. Borjas, G. J. (1999), “The Ecomic Analysis of Immigration”, in O. C. Ashenfelter and D. Card (eds.), Handbook of Labor Economics, Volume 3A, Chapter 28, Amsterdam, Elsevier 8. Brau, A. and Harigaya T. 2007. Seasonal migration and improving living standards in Vietnam. American Journal of Agricultural Economics 89(2): 430-447. 9. Chiswick, B. R. (1999), ‘Are Immigrants Favorably Self-Selected?’, American Economic Review, 89 (2), 181-85. 135 10. Coxhead, I., Nguyen, C., Vu, L. (2014), “Internal migration in Vietnam: new evidence from recent surveys”, Unpublished paper 11. Coxhead, Ian & Vu, Linh & Nguyen, Cuong, 2016. "Migration in Vietnam: New Evidence from Recent Surveys," MPRA Paper 70217, University Library of Munich, Germany. 12. Crawford, T. (1973). Beliefs About Birth Control: A Consistency Theory Analysis. Representative Research in Social Psychology, 4, 53-65. 13. Đặng Nguyên Anh và Lê B ạch D ươ ng (2007). “An sinh xã h ội và Lao động di c ư t ừ nông thôn ra thành th ị, các v ấn đề th ực t ế và chính sách”, Tạp chí Phát tri ển kinh t ế xã h ội, s ố 50. 14. De Jong, G., et al. (1983) ‘International and Internal Migration Decision- Making’. International Migration Review, Vol. 17, No. 3, pp. 470-484. 15. Demir & Shearer, J. (2003). The Trafficking of women for sexual exploitation: a gender-based and wellfounded fear of persecution? Geneva: UNHCR 16. Dustmann, C. (2003), ‘Children and Return Migration’, Journal of Population Economics, 16, 81530. 17. Etzo, I. (2007). Determinants of interregional migration in Italy: A panel data analysis. MPRA Paper No. 5307 18. Fan, C. C. (2005), “Modeling Interprovincial Migration in China1985– 2000”, Eurasian Geography and Economics , 46 No. 3, pp. 165-184. 19. Fan, C. S., Stark, O. (2010). A Theory of Migration as a Response to Occupational Stigma. Reihe Ökonomie Economics Series 247 20. Figueiredo, E., et al. (2016), “Third Country Effect of Migration: the Trade -Migration Nexus Revisited” , CEP II Working Paper, No. 22 21. Fischer, P. A., Martin. R, et al. (1997). Should I Stay or Should I Go? International Migration, Immobility and Development. T. Hammer, G. Brochmann, K. Tamas and T. Faist. Oxford, Berg Publishers 22. Gong, X., Villagomez, E., Soest, A., (2000). Mobility in the Urban Labor Market: A Panel Data Analysis for Mexico. IZA Discussion Paper No. 213 136 23. Gordon, I. & Molho, I. (1995), ‘Duration Dependence In Migration Behaviour: Cumulative Inertia Versus Stochastic Change’, Environment and Planning, A 27. 24. Greene, W. H. (2012). Econometric Analysis (seventh edition) 25. Greenwood, M. J. (1997), ‘Internal Migration in Developed Countries’, in M.R. Rosenzweig and O. Stark (eds.), The Handbook of Population and Family Economics, Vol. 1B, Amsterdam, North-Holland, 1- 48. 26. Grilli, L. & Rampichini, C. (2007), “A multilevel multinomial logit model for the analysis of graduates’ skills” Stat. Meth. & Appl. 16: 381–393 27. Hà Qu ế Lâm (2002). “Xóa đói gi ảm nghèo ở vùng dân t ộc thi ểu s ố n ước ta hi ện nay – Th ực tr ạng và gi ải pháp”, NXB Chính tr ị Qu ốc gia, Hà N ội – 2002. 28. Hagen – Zanker, J. (2008) Why do people migrate? A review of the theoretical literature, ZPRA 29. Harbison, S.F. (1981) “Family structure and family strategy in migration decision making”, in DeJong, G.F. and Gardner, R.W. (eds) Migration Decision Making. New York: Pergamon, 225 51. 30. Harris, J. and M. Todaro (1970). "Migration, Unemployment and Development: A Two-Sector Analysis." The American Economic Review 60: 126-142 . 31. Jawadi, F., Sousa, R. M. (2014). “The Relationship between Consumption and Wealth: A Quantile Regression Approach”, REP124 (4) juillet-août 2014 32. John, P., Haisken, D., & Maren, M. (2011) “Migration Magnet: The Role of Work Experience in Rural-Urban Wage Differentials in Mexico”, Ruhr Economic Papers # 263 33. Jong, G. D. and J. Fawcett (1981). Motivations for Migration: An Assessment and a Value-Expectancy Model. Migration Decision Making. G. D. Jong and R. Gardner. New York, Pergamon Press. 137 34. Lê B ạch D ươ ng và c ộng s ự (2006). “ Bảo tr ợ xã h ội cho nh ững nhóm thi ệt thòi ở Vi ệt Nam ”, NXB Th ế gi ới, Hà N ội – 2006, 285 trang. 35. Lê B ạch D ươ ng, Khu ất Thu H ồng ( Đồ ng ch ủ biên) (2008). “ Di dân và bảo tr ợ xã h ội ở Vi ệt Nam trong th ời k ỳ quá độ sang n ền kinh t ế th ị tr ường ”, NXB Th ế gi ới, Hà N ội – 2008, 260 trang. 36. Le Thi Kim Anh, Lan Hoang Vu, Bassirou Bonfoh, Esther Schelling (2012), An analysis of interprovincial migration in Vietnam from 1989 to 2009. Global Health Action, 2012; Vol.5 (2012), truy cap ngay 29/4/2014 37. Lê Xuân Bá và c ộng s ự (2009). “ Nghiên c ứu d ự báo chuy ển d ịch c ơ c ấu lao động nông nghi ệp, nông thôn và các gi ải pháp gi ải quy ết vi ệc làm trong quá trình đẩy m ạnh công nghi ệp hóa, hi ện đạ i hóa và đô th ị hóa ở nước ta ”. Đề tài tr ọng điểm c ấp Nhà N ước, Vi ện Nghiên c ứu qu ản lí kinh t ế trung ươ ng ch ủ trì, 237 trang. 38. Lee, E. (1966). "A Theory of Migration." Demography 3(1): 47-57 . 39. Lewis, W. A. (1954). Economic Development with Unlimited Supply of Labour. The Manchester School, 22(2), 139-191 . 40. Lowry, I. (1966). Migration and metropolitan growth: two analytical models . San Francisco: Chandler 41. Lưu Bích Ng ọc & Hà Tu ấn Anh (2015), “ Động l ực nh ập c ư đến vùng công nghi ệp hoá, đô th ị hoá nhanh: nghiên c ứu tr ường h ợp Đông Nam B ộ, Vi ệt Nam ”, K ỷ y ếu H ội th ảo qu ốc t ế các v ấn đề kinh t ế - xã h ội trong phát tri ển, Đại h ọc Kinh t ế Qu ốc dân, Vi ệt Nam và Đại h ọc Khon Kaen, Thái Lan. 42. Lưu Bích Ng ọc (2016), “‘ Di c ư trong n ước và đến các thành ph ố l ớn của Vi ệt Nam giai đoạn 2004 - 2014, d ự báo t ới 2015 ”, Nhà xu ất b ản Đại h ọc Kinh t ế Qu ốc dân, 76 trang. 138 43. Lưu Bích Ng ọc và c ộng s ự (2014). “ Di dân t ạm th ời ở Hà N ội và Thành Ph ố H ồ Chí Minh ”. Đề tài c ấp B ộ Giáo d ục – Đào t ạo, Tr ường đạ i h ọc Kinh t ế qu ốc dân ch ủ trì, 167 trang. 44. Lưu Bích Ng ọc và c ộng s ự (2015), “ Di dân t ạm th ời ở Hà N ội và Thành Ph ố H ồ Chí Minh ”, Đề tài c ấp B ộ Giáo d ục - Đào t ạo, Tr ường đạ i h ọc Kinh t ế Qu ốc dân ch ủ trì, 167 trang. 45. Ma, X. (2016), Determinants of the Wage Gap between Migrants and Local Urban Residents in China: 2002-2013, Modern Economy, 2016, 7, 786-798 46. Mabogunje, A. L. (1970). "Systems Approach to a Theory of Rural- Urban Migration." Geographical Analysis 2: 1-18. 47. Mahinchai, M. (2010), “ Determinants of migration: A case study of Nam Rong, Thailand ”. Honors thesis submitted in partial fulfillment of the requirements for Graduation with Distinction in Economics in Trinity College of Duke University. 48. Mangalam, J. J. and Morgan, Cornelia. (1968). Human Migration: A Guide to Migration Literature in English 1955–1962 . Geography. Book 1 49. Maslow, A. H. (1943). A Theory of Human Motivation. Psychological Review , 50(4), 370-96. 50. Maslow, A. H. (1954). Motivation and Personality . New York: Harper and Row. 51. Massey, D., J. Arango, et al. (1994). " Theories of International Migration: A Review and Appraisal ." Population and Development Review 19(3). 52. McDevitt, T. M., & Gadalla, S. M. (1984). Use of intentions data in refining the functional specification of models of family migration decision making: An analysis of Egyptian survey data . Carolina Population Center Papers Series No. 35, University of North Carolina at Chapel Hill. 139 53. Mendola, M. (2005). “ Migration and Technological Change in Rural Households: Complements or Substitutes ?”. Journal of Development Economics 85 (1-2), 150-75. 54. Mincer, J. (1978), “Family migration decisions”. Journal of Political Economy, 86:749-773. 55. Nguy ễn N ữ Đoàn Vy (2014). “ Tác động c ủa di dân t ự do đế n kinh t ế xã hội”, T ạp chí phát tri ển kinh t ế - xã h ội Đà N ẵng, bài đă ng toàn v ăn 5 trang trên %3D&tabid=61 56. Nguyen T. P., Tran N. T. M. T., Nguyen T. N., and R. Oostendorp. (2008). Determinants and impacts of migration in Vietnam. Depocen Working Paper Series No. 2008/01 (available online at ). 57. Nguy ễn Th ị Thi ềng và c ộng s ự (2009). “ Báo cáo nghiên c ứu thanh niên di c ư làm vi ệc trong khu v ực phi chính th ức t ạ Hà N ội”, Báo cáo k ỹ thu ật trình Care Internation, Hà N ội. 58. Nguyen, C., and Mont, D„ (2012). "Economic impacts of international migration and remittances on household welfare in Vietnam." International Journal of Development Issues, 11(2), pages 144-163. 59. Nguyen, Cuong & Vu, Linh, 2017. "The Impact of Migration and Remittance on Household Welfare: Evidence from Vietnam," MPRA Paper 80084, University Library of Munich, Germany. 60. Nguyen, V. C. (2008). Do Foreign Remittances Matter to Poverty and Inequality? Evidence from Vietnam. Economics Bulletin 15(1): 1-11. 61. Nguyen, V. C., Van den Berg M., and Lensink R. (2011). "The impact of work and non-work migration on household welfare, poverty and inequality," The Economics of Transition , 19(4), 771-799. 140 62. Newton, I. (1687) Philosophiae Naturalis Principia Mathematica (Mathematical Principles of Natural Philosophy). Pepys, London. ISBN 9781536887051 63. Phuong Nguyen - Hoang, John McPeak (2010), Leaving or staying: inter- provincial migration in Vietnam, Asian and Pacific Migration Journal, Vol.19, No.4, 2010, p.473-500 . _final_proof_with_correct_affiliations.pdf truy cap ngay 29/4/2014 64. Piore, M. J. (1979). Birds of passage: migrant labor and industrial societies : Cambridge University Press. 65. Published for the United Nations Development Programme (UNDP) “Human Development Report 1998 ”, 228 page 66. Puhani, P. A. (1999). Labour Mobility – An Adjustment Mechanism in Euroland ?. IZA Discussion Paper No. 34 67. Quy ết đị nh s ố 43/2010/Q Đ – TTg c ủa Th ủ t ướng Chính ph ủ ban hành ngày 02/06/2010 v ề h ệ th ống các ch ỉ tiêu th ống kê qu ốc gia. 68. Ravenstein, E. G. (1885). The Laws of Migration. Journal of the Statistical Society of London, 48(2), 167-235. 69. Ritchey, P. N. (1976) ''Explanations of Migration", Annual Review of SocioIogy, Vol 2, pp 363-404 . 70. Ruyssen, I., Everaert, G., and Rayp, G. (2012). “ Determinants and Dynamics of Migration to OECD Countries in a Three - Dimensional Panel Framework ”. SHERPPA Ghent University 71. Sandell, S. H. (1977). Women and the Economics of Family Migration . The Review of Economics and Statistics, 59(4), 406-414. 72. Shaw, P. (1975). Migration theory and fact : a review and bibliography of current literature. Paperback – 1975 73. Sjaastad, L. (1962). "The Costs and Returns of Human Migration." Journal of Political Economy 70(5): 80-93. 141 74. Soja, S. J., et al. (2014), “ Quantile regression in the consumption of luxury goods ” Int. J. Agricult. Stat. Sci., ISSN : 0973-1903, Vol. 10, No. 1, pp. 35-41 75. Stark, O., Bloom, E. D. (1985). The New Economics of Labor Migration. The American Economic Review, 75 (2): 173-178 . 76. Syafitri, W. (2012), “Determinants of labour migration decisions: The case of East Java, Indonesia”. Bulletin of Indonesian Economic Studies, 49(3), 385-386 . 77. Taylor, J. E., Rozelle, S. & Brauw, A. (2003). “Migration and Incomes in Source Communities: A New Economics of Migration Perspective from China.” Economic Development and Cultural Change 52(1):75- 102 (October) . 78. TCTK (2011). “ Tổng điều tra Dân s ố và Nhà ở n ăm 2009: Di c ư và đô th ị hóa ở Vi ệt Nam: Th ực tr ạng, xu h ướng và nh ững khác bi ệt”, NXB Th ống kê, 114 trang. 79. TCTK, UNFPA (2005), Điều tra di c ư Vi ệt Nam 2004 : Nh ững k ết qu ả ch ủ y ếu. 80. TCTK, UNFPA (2005a), Điều tra di c ư Vi ệt Nam 2004: Di c ư trong n ước và m ối liên h ệ v ới các s ự ki ện c ủa cu ộc s ống , Gi ấy phép xu ất b ản s ố: 880- 2006/CXB/17-221/L ĐXH c ấp ngày 24 tháng 11 n ăm 2006, 103 trang 81. TCTK, UNFPA (2005b), Điều tra di c ư Vi ệt Nam 2004: Ch ất l ượng cu ộc s ống c ủa ng ười di c ư ở Vi ệt Nam . 82. TCTK, UNFPA (2016), Điều tra dân s ố và nhà ở gi ữa k ỳ (2014) Di c ư và đô th ị hóa ở Vi ệt Nam, NXB Thông t ấn Hà N ội, 2016, 85 trang. 83. TCTK, UNFPA (2016), Điều tra di c ư n ội đị a qu ốc gia 2015: các k ết qu ả ch ủ y ếu, 182 trang. 84. Todaro, M. (1969). "A Model of Labor Migration and Urban Unemployment in Less Developed Countries." The American Economic 142 Review 59(March 1969): 138-148 . 85. Tsafack-Nanfosso, R. & Zamo-Akono, C. (2009) Migration and Wages Differentials in Urban Cameroon, Research in Applied Economics, ISSN 1948-5433, 2009, Vol. 1, No. 1: E1. 86. UNFPA (2007), Hi ện tr ạng di c ư trong n ước ở Vi ệt Nam, 31 trang 87. Varkevisser, T. (2015) An Oaxaca-Blinder decomposition of the native- immigrant wage gap in the Netherlands, Master Thesis MSc Economics, VU University Amsterdam , July 2015. 88. Vũ Th ị H ồng, Patrick Gubry, Lê V ăn Thành (2003), Con đường đi vào thành ph ố, NXB TP HCM, 389 trang. 89. Wang, Dewen, Wu Yaowu and Cai Fang (2004), Migration, unemployment and urban labor market segregation in China’s economic transition. The World Economy, No.4 90. Zhang, K. H., Song, S. F. (2003). Rural-urban migration and urbanization in China: Evidence from time-series and crosssection analysis. China Economic Review 14: 386–400. 91. Zipf, G. (1946). The PP/D hypothesis: on the Intercity Movement of Persons . American Sociological Review, 11, 677-686. 143 PH Ụ L ỤC PH Ụ L ỤC A: S Ố LI ỆU NIÊN GIÁM TH ỐNG KÊ Bảng 1: Thu nh ập bình quân đầu ng ười m ột tháng theo giá hi ện hành phân theo thành th ị - nông thôn các n ăm 2010, 2012, 2014 (Đơ n v ị tính: nghìn đồng) Khu v ực 2010 2012 2014 Thành th ị 2.130 2.989 3.968 Nông thôn 1.070 1.579 2.041 Ngu ồn: Niên giám th ống kê -Tổng c ục Th ống kê Bảng 2: Thu nh ập bình quân đầu ng ười m ột tháng theo giá hi ện hành phân theo vùng (Đơ n v ị tính: nghìn đồng) Vùng địa lý kinh t ế 2010 2012 2014 Đồng b ằng sông H ồng 1.580 2.351 3.278 Trung du và mi ền núi phía B ắc 905 1.258 1.613 Bắc Trung B ộ và duyên h ải mi ền trung 1.018 1.505 1.982 Tây Nguyên 1.088 1.643 2.008 Đông Nam B ộ 2.304 3.173 4.124 Đồng b ằng sông C ửu Long 1.247 1.797 2.326 Ngu ồn: Niên giám th ống kê - Tổng c ục Th ống kê 140 Bảng 3: S ố lao động được t ạo vi ệc làm phân theo vùng, đơ n v ị tính l ượt ng ời Vùng địa lý – kinh t ế 2010 2012 2014 Đồng b ằng sông H ồng 351.200 320.000 354.500 Trung du và mi ền núi phía B ắc 152.000 133.000 165.000 Bắc Trung B ộ và duyên h ải mi ền trung 352.300 121.000 328.000 Tây Nguyên 97.200 55.500 84.000 Đông nam b ộ 360.500 405.500 345.000 Đồng b ằng sông C ửu Long 323.800 314.000 323.500 Ngu ồn: Niên giám th ống kê c ủa B ộ Lao độ ng Th ươ ng binh và Xã h ội Bảng 4 : T ỷ su ất nh ập c ư theo vùng ( đơ n v ị tính ‰ ) Các vùng địa lý – kinh t ế 2010 2012 2014 Đồng b ằng sông H ồng 3,5 2,7 3,1 Trung du và mi ền núi phía B ắc 2,3 1,6 2,3 Bắc Trung B ộ và duyên h ải mi ền trung 3,1 2,1 5,3 Tây Nguyên 5,7 8,7 7,7 Đông Nam B ộ 24,8 15,5 18,5 Đồng b ằng sông C ửu Long 1,8 1,5 2,2 Ngu ồn: Niên giám T ổng c ục Th ống kê 141 Bảng 5 : T ỷ su ất xu ất c ư theo vùng (đơ n v ị tính ‰) Các vùng địa lý – kinh t ế 2010 2012 2014 Đồng b ằng sông H ồng 3,0 2,5 3,6 Trung du và mi ền núi phía B ắc 6,2 4,2 4,3 Bắc Trung B ộ và duyên h ải mi ền trung 8,8 6,5 7,1 Tây Nguyên 6,1 5,0 6,1 Đông Nam B ộ 4,9 3,8 7,3 Đồng b ằng sông C ửu Long 10,2 6,5 8,9 Ngu ồn: Niên giám T ổng c ục Th ống kê Bảng 6: H ệ s ố t ươ ng quan c ủa các bi ến NC TNBQ VL NC 1 TNBQ 0,7534 1 VL 0,3417 0,83286 1 Ngu ồn: Tính toán t ừ s ố li ệu trong niên giám T ổng c ục th ống kê 142 PH Ụ L ỤC B: K ẾT QU Ả ƯỚC L ƯỢNG MÔ HÌNH PH Ụ L ỤC S Ố 1: Các b ảng k ết qu ả ước l ượng mô hình động l ực xu ất cư và ki ểm đị nh Hausman Ph ụ l ục s ố 1.1: Kết qu ả ước l ượng mô hình tác động c ố đị nh *** Gi ới tính ch ủ hộ (N ữ là tr ạng thái tham chi ếu) 0,2247148 Nhóm tu ổi ch ủ hộ (nhóm tu ổi 30 – 39 là nhóm tham chi ếu) *** 16 - 29 1,079443 *** 40 - 49 3,379227 *** 50 - 59 3,614156 *** ≥ 60 3,092064 Bằng c ấp ch ủ hộ (Không đi h ọc ho ặc có b ằng ti ểu h ọc) *** Trung h ọc c ơ s ở 0,4864661 *** Trung h ọc ph ổ thông 0,7754918 *** Cao đẳng ho ặc đại h ọc 1,3237430 *** Tỷ lệ ph ụ thu ộc 0,2162958 *** Tỷ lệ đại h ọc -0,9493506 Tr ễ một th ời k ỳ bi ến nhóm chi tiêu th ực bình quân (nhóm 3 là tham chi ếu) *** 1 0,4704270 *** 2 0,1584617 *** 4 -0,4052619 *** 5 -0,7445187 Lo ại nhà (nhà t ạm và khác là nhóm tham chi ếu) *** Kiên c ố 0,0375316 *** Bán kiên c ố -0,5436579 Ngu ồn n ước (n ước m ưa/n ước khác là nhóm tham chi ếu) *** Nước máy 0,0622998 *** Nước gi ếng 0,0387055 Lo ại h ố xí (không có h ố xí là nhóm tham chi ếu) *** Tự ho ại 0,8976571 *** Thô s ơ 0,6460515 143 *** Tr ễ một th ời k ỳ số lao động đư ợc t ạo vi ệc làm [ vieclam( -1) ] -0,0000193 *** Tr ễ một th ời k ỳ loga v ốn đầu t ư th ực hi ện [ lvondt(-1) ] -7,073884 *** Ch ỉ số năng l ực c ạnh tranh c ấp t ỉnh -0,0928696 Số quan sát 922 *** p < 0,01. ** p < 0,05. * p < 0,1 Ph ụ l ục s ố 1.2: K ết qu ả ước l ượng mô hình tác động ng ẫu nhiên *** Gi ới tính ch ủ hộ (n ữ là tr ạng thái c ơ s ở) 0,1475937 Nhóm tu ổi ch ủ hộ (nhóm tu ổi 30 – 39 là nhóm tham chi ếu) *** 16 - 29 0,4588842 *** 40 - 49 1,71701 *** 50 - 59 2,708508 *** ≥ 60 2,365574 Bằng c ấp ch ủ hộ (Không đi h ọc ho ặc có b ằng ti ểu h ọc là nhóm tham chi ếu) *** Trung h ọc c ơ s ở 0,0099056 *** Trung h ọc ph ổ thông -0,0070641 *** Cao đẳng ho ặc đại h ọc 0,4867648 *** Tỷ lệ ph ụ thu ộc 0,0572168 *** Tỷ lệ đại h ọc -0,4309877 Tr ễ một th ời k ỳ bi ến nhóm chi tiêu th ực bình quân (nhóm 3 là tham chi ếu) *** 1 -0,1056744 144 *** 2 0,0571181 *** 4 0,1639592 *** 5 -0,0196837 Lo ại nhà (nhà t ạm và khác là nhóm tham chi ếu) *** Kiên c ố -0,3103713 *** Bán kiên c ố -0,1624928 Ngu ồn n ước (n ước mua và khác là nhóm tham chi ếu) *** Nước máy -0,6303535 *** Nước gi ếng -0,2238353 Lo ại h ố xí (không có h ố xí là nhóm tham chi ếu) *** Tự ho ại 0,2812561 *** Thô s ơ 0,5362077 *** Tr ễ một th ời k ỳ số lao động được t ạo vi ệc làm [ vieclam(-1) ] 0,00000436 *** Tr ễ một th ời k ỳ loga v ốn đầu t ư th ực hi ện [ lvondt(-1) ] -0,5635635 *** Ch ỉ số năng l ực c ạnh tranh c ấp t ỉnh -0,0163577 Số quan sát 3.317 *** p < 0,01. ** p < 0,05. * p < 0,1 145 Ph ụ l ục s ố 1.3: K ết qu ả ki ểm đị nh Hausman FE RE sqrt(diag (b) (B) (b - B) (V_b - V_B) Gi ới tính ch ủ h ộ 0,2247148 0,1475937 0,0771212 0,0181956 Nhóm tu ổi ch ủ h ộ 1 1,079443 0,4588842 0,6205591 0,0459711 3 3,379227 1,71701 1,662217 0,0247719 4 3,61415 2,708508 0,9056486 0,0264201 5 3,092064 2,365574 0,7264899 0,0287879 Bằng c ấp ch ủ h ộ THCS 0,486466 0,0099056 0,4765606 0,0091148 THPT 0,7754918 -0,0070641 0,7825558 0,0132778 Cao Đẳng - ĐH 0,4867648 0,8369785 0,0771734 1,3237430 Tỷ l ệ ph ụ thu ộc 0,2162958 0,0572168 0,159079 0,0065579 Tỷ l ệ đạ i h ọc -0,9493506 -0,4309877 -0,5183629 0,0090604 Tr ễ m ột th ời k ỳ bi ến nhóm chi tiêu th ực 1 0,4704270 -0,1056744 0,5761015 0,0090764 2 0,1584617 0,0571181 0,1013436 0,0068162 4 -0,4052619 0,1639592 -0,5692211 0,0066139 5 -0,7445187 -0,0196837 -0,724875 0,0090604 Lo ại nhà Kiên c ố 0,0375316 -0,3103713 0,347903 0,016878 146 Bán kiên c ố -0,5436579 -0,162492 -0,3811652 0,0154999 Ngu ồn n ước Nước máy 0,0622998 -0,6303535 0,6926533 0,0096872 Nước gi ếng 0,038705 -0,2238353 0,2625408 0,010558 Lo ại h ố xí Tự ho ại 0,8976571 0,2812561 0,616401 0,0134556 Thô s ơ 0,6460515 0,5362077 0,1098438 0,0127526 Tr ễ vi ệc làm -0,0000193 0,00000436 -0,0000237 0,000000268 Tr ễ v ốn đầ u t ư -7,073884 -0,5635635 -6,510321 0,0145584 Ch ỉ s ố PCI -0,0928696 -0,0163577 -0,0765119 0,0009689 Kết qu ả c ủa th ống kê khi bình ph ươ ng = (b - B)'[(V_b - V_B)^(-1)](b - B) = 258440,63 () Prob ( ()) = 0,0000 H0 : Mô hình phù h ợp là mô hình tác động ng ẫu nhiên H1 : Mô hình phù h ợp là mô hình tác động c ố đị nh Với m ức ý ngh ĩa 1%, 5% và 10% đều l ớn h ơn Prob ( nên bác b ỏ ()) H0. K ết lu ận mô hình phù h ợp là mô hình tác động c ố đị nh 147 PH Ụ L ỤC S Ố 2: Ki ểm đị nh thu nh ập bình quân, chi tiêu th ực bình quân các h ộ thu ộc nhóm 0_0_1 hai giai đoạn 2010 – 2012 và 2012 – 2014 và so sánh v ới nhóm 0_0_0 giai đoạn 2012 – 2014. Ph ụ l ục s ố 2.1: Ki ểm đị nh so sánh trung bình m ức t ăng t ươ ng đối thu nh ập c ủa nhóm 0_0_1 giai đoạn 2010 - 2012 và 2012 – 2014 Ki ểm đị nh so sánh trung bình m ức t ăng Th ống Bậc t ự Mức ý tươ ng đối thu nh ập nhóm 0_0_1 hai giai kê T do ngh ĩa 2 đoạn 2010 – 2012 và 2012 – 2014 phía 1,426 50 0,16 Ph ụ l ục s ố 2.2: Ki ểm đị nh so sánh trung bình m ức t ăng t ươ ng đối thu nh ập c ủa nhóm 0_0_0 giai đoạn 2010 - 2012 và 2012 – 2014 Ki ểm đị nh so sánh trung bình m ức t ăng Th ống Bậc Mức ý tươ ng đối thu nh ập nhóm 0_0_0 hai giai kê T tự do ngh ĩa 2 đoạn 2010 – 2012 và 2012 – 2014 phía -5,779 1150 0,00 148 Ph ụ l ục s ố 2.3: Ki ểm đị nh so sánh trung bình m ức t ăng thu nh ập bình quân c ủa h ộ nhóm 0_0_1 so với h ộ nhóm 0_0_0 giai đoạn 2012 – 2014. ANOVA Table Sum of Mean Squares df Square F Sig. gthu1214 * Between (Combine 12,012 1 12,012 24,258 0,000 nhom Groups d) Within Groups 597,690 1207 0,495 Total 609,702 1208 Ph ụ l ục s ố 2.4: Ki ểm đị nh so sánh trung bình m ức t ăng chi tiêu th ực c ủa h ộ nhóm 0_0_1 giai đoạn 2010 - 2012 và 2012 - 2014 Paired Samples Test Paired Differences 95% Confidence Std. Interval of the Sig. (2- Std. t df Mean Error Difference tailed) Deviation Mean Lower Upper Pair 1 g_chibq1214 - .0388 1.23166 .17247 -.30760 .38522 .225 50 .823 g_chibq1012 149 Ph ụ l ục s ố 2.5: Ki ểm đị nh so sánh trung bình m ức t ăng chi tiêu th ực c ủa h ộ nhóm 0_0_0 giai đoạn 2010 - 2012 và 2012 – 2014 Paired Samples Test Paired Differences 95% Confidence Sig. (2- Std. Std. Interval of the t df Mean Deviatio Error Difference tailed) n Mean Lower Upper Pair 1 g_chibq1214 - g_chibq1012 -00,23511 1,02485 0,0302 -0,29438 -0,17584 -7,783 1150 0,000 Ph ụ l ục 2.6: Ki ểm đị nh so sánh trung bình m ức t ăng chi tiêu bình quân c ủa hộ thu ộc nhóm 0_0_1 với h ộ thu ộc nhóm 0_0_0 giai đoạn 2012 – 2014. ANOVA Table Sum of Mean Squares df Square F Sig. g_chibq1214 * Between (Combined) 2.625 1 2.625 6.738 .010 nhom Groups Within Groups 467.474 1200 .390 Total 470.099 1201 150 PH Ụ L ỤC S Ố 3 : Kết qu ả phân rã Blinder -Oaxaca Mô hình phân rã Blinder-Oaxaca Số quan sát = 5014 Mô hình tuy ến tính Số quan sát nhóm 1 = Nhóm 1: dicu = 0 4145 số quan sát nhóm 2 = Nhóm 2: dicu = 1 869 Hệ s ố tác độ ng đế n thu nh ập nhóm 1 7,34597 *** Hệ s ố tác độ ng đế n thu nh ập nhóm 2 7,359848 *** Tổng khác bi ệt v ề thu nh ập c ủa nhóm 1 so v ới -0,0138776 *** nhóm 2 Sự khác bi ệt thu nh ập do s ự khác bi ệt c ủa các bi ến 0,0347004 *** độc l ập trong mô hình gây ra Sự khác bi ệt thu nh ập do s ự khác bi ệt h ệ s ố ước 0,0045857 *** lượng mô hình hai nhóm gây ra Sự khác bi ệt thu nh ập do tích chéo c ủa s ự khác bi ệt -0,0531637 *** các bi ến độ c l ập với s ự khác bi ệt h ệ s ố ước l ượng mô hình hai nhóm gây ra Sự khác bi ệt thu nh ập do s ự khác bi ệt c ủa các bi ến độ c l ập trong mô hình gây ra Gi ới tính ch ủ h ộ -0,0033457 *** Nhóm tu ổi ch ủ h ộ -0,0062169 *** 151 Bằng c ấp ch ủ h ộ 0,0372897 *** Tỷ l ệ đạ i h ọc 0,02663 *** Tỷ l ệ ph ụ thu ộc -0,0196566 *** Sự khác bi ệt thu nh ập do s ự khác bi ệt h ệ s ố ước l ượng mô hình hai nhóm gây ra Gi ới tính ch ủ h ộ 0,0109546 *** Nhóm tu ổi ch ủ h ộ 0,3178439 *** Bằng c ấp ch ủ h ộ 0,0207431 *** Tỷ l ệ đạ i h ọc -0,0060705 *** Tỷ l ệ ph ụ thu ộc -0,0223099 *** Sự khác bi ệt thu nh ập do tích chéo c ủa s ự khác bi ệt các bi ến độ c l ập v ới s ự khác bi ệt h ệ s ố ước l ượng mô hình hai nhóm gây ra Gi ới tính ch ủ h ộ -0,0002941 *** Nhóm tu ổi ch ủ h ộ -0,0479487 *** Bằng c ấp ch ủ h ộ 0,0054871 *** Tỷ l ệ đạ i h ọc -0,005036 *** Tỷ l ệ ph ụ thu ộc -0,0053721 ***