TS. Phương Hữu Khiêm
Đại học Thái Nguyên
PGS. TS. Phương Hữu Từng
Học viện Chính sách và Phát triển
TS. Phạm Thị Tuấn Linh
Đại học Thái Nguyên
ThS. Nguyễn Văn Thanh
Đại học Thái Nguyên
(Quanlynhanuoc.vn) – Bằng việc vận dụng lý thuyết vốn con người và mô hình hồi quy đa biến, nghiên cứu tiến hành giải mã các nhân tố quyết định hành vi đầu tư giáo dục của hộ gia đình tại tỉnh Bắc Ninh. Kết quả thực nghiệm khẳng định trình độ học vấn của chủ hộ và thu nhập là hai “đòn bẩy” chính thúc đẩy chi tiêu giáo dục, đồng thời chỉ ra sự phân cực rõ rệt trong chi phí học thêm giữa hai khu vực thành thị – nông thôn. Những phát hiện về ‘hiệu ứng thay thế’ của trợ cấp giáo dục trong bài viết không chỉ củng cố tính thực tiễn của mô hình mà còn là căn cứ khoa học giúp các nhà hoạch định chính sách xây dựng lộ trình thu hẹp khoảng cách tri thức và tối ưu hóa nguồn lực xã hội.
Từ khóa: Chi tiêu giáo dục; hộ gia đình; vốn con người; thu nhập; trình độ học vấn; thành thị, nông thôn; Bắc Ninh.
1. Đặt vấn đề
Giáo dục là nền tảng của tiến bộ kinh tế – xã hội và là yếu tố then chốt trong chiến lược phát triển vốn con người của mỗi quốc gia. Dưới góc độ kinh tế học, chi tiêu cho giáo dục không chỉ mang ý nghĩa tiêu dùng mà còn được xem là một hình thức đầu tư dài hạn, góp phần nâng cao chất lượng nguồn nhân lực, cải thiện thu nhập và thúc đẩy tăng trưởng bền vững. Trong bối cảnh đó, quyết định chi tiêu giáo dục của hộ gia đình chịu sự chi phối của nhiều yếu tố kinh tế, xã hội và thể chế khác nhau, phản ánh cả khả năng tài chính lẫn kỳ vọng về lợi ích giáo dục trong tương lai.
Tại Việt Nam, cùng với quá trình công nghiệp hóa và đô thị hóa, mức độ và cơ cấu chi tiêu cho giáo dục của hộ gia đình có xu hướng gia tăng, song vẫn tồn tại sự khác biệt đáng kể giữa các địa phương. Tỉnh Bắc Ninh là một trong những địa phương có tốc độ phát triển kinh tế nhanh, tập trung nhiều khu công nghiệp và có mức thu nhập bình quân đầu người tương đối cao so với mặt bằng chung cả nước. Tuy nhiên, sự phát triển không đồng đều giữa khu vực đô thị và nông thôn cũng như sự khác biệt về điều kiện kinh tế – xã hội giữa các nhóm hộ gia đình, có thể tạo ra những chênh lệch đáng kể trong quyết định chi tiêu cho giáo dục. Xuất phát từ thực tiễn đó, việc nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định chi tiêu giáo dục của hộ gia đình tại tỉnh Bắc Ninh, có ý nghĩa quan trọng cả về mặt lý luận và thực tiễn, góp phần cung cấp cơ sở khoa học cho việc hoạch định chính sách giáo dục và an sinh xã hội ở địa phương.
2. Khung lý thuyết nghiên cứu
Nghiên cứu về chi tiêu giáo dục của hộ gia đình thường được đặt trên nền tảng của lý thuyết vốn con người (Human Capital Theory) do Becker (1964)1 và Schultz (1961)2 phát triển. Theo lý thuyết này, giáo dục được xem là một hình thức đầu tư mang lại lợi ích kinh tế trong tương lai thông qua việc nâng cao năng suất lao động và thu nhập cá nhân. Do đó, quyết định chi tiêu giáo dục của hộ gia đình là kết quả của quá trình cân nhắc giữa chi phí hiện tại và lợi ích kỳ vọng trong dài hạn.
Bên cạnh đó, lý thuyết lựa chọn hộ gia đình (Household Choice Theory) – lý thuyết này được phát triển trong khuôn khổ kinh tế học vi mô tân cổ điển, với đóng góp nền tảng của Gary S. Becker (1965)3 trong việc phân tích các quyết định chi tiêu, lao động và đầu tư của hộ gia đình dựa trên sự ràng buộc ngân sách, sở thích và các đặc điểm nhân khẩu học. Trong bối cảnh nguồn lực tài chính có hạn, chi tiêu cho giáo dục cạnh tranh trực tiếp với các khoản chi tiêu thiết yếu khác, khiến quyết định đầu tư vào giáo dục phụ thuộc đáng kể vào thu nhập, quy mô và đặc điểm của người đứng đầu hộ gia đình.
Ngoài ra, bối cảnh kinh tế – xã hội và thể chế, bao gồm khu vực cư trú (đô thị/nông thôn), mức độ tiếp cận dịch vụ giáo dục, học phí và các chi phí ngoài học phí (như học thêm, tài liệu học tập) cũng tác động đến quyết định chi tiêu giáo dục của hộ gia đình, như: làm gia tăng hoặc hạn chế khả năng và mức độ chi tiêu giáo dục của hộ gia đình, đặc biệt tại các địa phương có tốc độ công nghiệp hóa nhanh như tỉnh Bắc Ninh.
Trên cơ sở kết hợp các cách tiếp cận lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm, bài viết xây dựng cơ sở lý luận và thực tiễn nhằm xác định các yếu tố kinh tế, nhân khẩu học và xã hội ảnh hưởng đến quyết định chi tiêu giáo dục của hộ gia đình tại tỉnh Bắc Ninh.
3. Mô hình nghiên cứu
Dựa trên khung lý thuyết, mô hình nghiên cứu được xây dựng như sau:
Biến phụ thuộc là: chi tiêu giáo dục của hộ gia đình (EDU) (đo lường dưới dạng tổng chi tiêu cho giáo dục trong năm hoặc mức chi tiêu bình quân cho mỗi người đi học trong hộ).
Các biến độc lập bao gồm: thu nhập của hộ gia đình (INC). Trình độ học vấn của chủ hộ (EDUH). Quy mô hộ (HHSIZE). Khu vực cư trú (AREA): thành thị hoặc nông thôn. Giới tính chủ hộ (GENDER). Tuổi chủ hộ (AGE). Trợ cấp hoặc hỗ trợ giáo dục (SUPPORT).
Dạng hàm hồi quy được sử dụng:
ln(EDUi)=β0+β1ln(INCi)+β2EDUHi+β3HHSIZEi+β4AREAi+β5GENDERi+β6AGEi+β7SUPPORTi+εi
Việc sử dụng dạng logarit tự nhiên cho biến chi tiêu giáo dục và thu nhập phù hợp với nghiên cứu của tác giả Psacharopoulos, G., & Patrinos, H. A. (2018)4 nhằm giảm sai lệch phân phối và phản ánh quan hệ co giãn.
4. Giả thuyết nghiên cứu
Trên cơ sở mô hình nghiên cứu, các giả thuyết được đề xuất như sau:
H1: Thu nhập của hộ gia đình có ảnh hưởng cùng chiều đến chi tiêu giáo dục.
H2: Trình độ học vấn của chủ hộ có ảnh hưởng cùng chiều đến chi tiêu giáo dục.
H3: Quy mô hộ có ảnh hưởng cùng chiều đến tổng chi tiêu giáo dục.
H4: Giới tính chủ hộ ảnh hưởng đến chi tiêu giáo dục.
H5: Tuổi chủ hộ có ảnh hưởng đến chi tiêu giáo dục.
H6: Hộ gia đình sống ở khu vực thành thị có chi tiêu giáo dục cao hơn hộ nông thôn.
H7: Hộ gia đình nhận trợ cấp giáo dục có mức chi tiêu giáo dục thấp hơn hộ không nhận trợ cấp.
5. Phương pháp nghiên cứu
(1) Phương pháp khảo sát
Khảo sát mẫu nghiên cứu thu thập từ 360 hộ gia đình trên địa bàn tỉnh Bắc Ninh, lựa chọn theo phương pháp lấy mẫu phân tầng nhằm bảo đảm đại diện theo khu vực đô thị – nông thôn và mức độ phát triển công nghiệp. Thời gian khảo sát thực địa diễn ra (từ tháng 3/2025 – 5/2025); phỏng vấn trực tiếp bằng bảng hỏi cấu trúc. Sau khi làm sạch dữ liệu (loại các phiếu thiếu thông tin quan trọng/không nhất quán), số quan sát hợp lệ đưa vào mô hình định lượng là 360 hộ gia đình, bao gồm các biến: phân bố thu nhập, trình độ học vấn, khu vực cư trú, quy mô hộ và mức chi tiêu giáo dục. Bước này giúp nhận diện xu hướng chung và sự khác biệt giữa các nhóm hộ trong dữ liệu Bắc Ninh.
(2) Kiểm định tương quan
Phân tích ma trận tương quan nhằm đánh giá mối liên hệ ban đầu giữa các biến, kiểm tra đa cộng tuyến và xác định tính phù hợp của mô hình hồi quy.
(3) Hồi quy tuyến tính đa biến
Sử dụng mô hình hồi quy theo dạng logarit như đã trình bày để ước lượng mức độ tác động của từng yếu tố. Đây là phương pháp phổ biến trong các nghiên cứu về chi tiêu giáo dục của các nhà nghiên cứu, như: Liu, J., Zhang, X., & Rozelle, S (2009)5; King, E. M., & Lillard, L. A (1987)6.
(4) Kiểm định ý nghĩa thống kê và độ phù hợp mô hình
Phương pháp này bao gồm kiểm định mức ý nghĩa của các hệ số, kiểm định F, hệ số xác định R bình phương và các kiểm định chẩn đoán sai số nhằm đảm bảo độ tin cậy của mô hình.
(5) Phương pháp phân tích dữ liệu
Tác giả phân tích dữ liệu dựa trên bảng tổng hợp Excel và phần mềm SPSS 26.0 để phân tích tích các kết quả khảo sát. Phương pháp này bảo đảm tính khách quan, phù hợp với nghiên cứu thực nghiệm và tạo nền tảng để giải thích các kết quả trong phần tiếp theo.
6. Kết quả nghiên cứu và thảo luận
6.1. Kết quả thống kê mô tả
Bảng 1. Thống kê mô tả mẫu nghiên cứu
| Biến | Trung bình | Độ lệch chuẩn | Min | Max |
| Tổng chi tiêu giáo dục hằng năm (nghìn đồng) | 6,245.0 | 4,120.3 | 250 | 28,900 |
| Ln(Chi tiêu giáo dục) | 8.742 | 0.668 | 5.521 | 10.275 |
| Thu nhập hộ hàng năm (nghìn đồng) | 96,750.0 | 54,380.2 | 6,000 | 420,000 |
| Ln(Thu nhập) | 11.476 | 0.558 | 8.699 | 12.949 |
| Trình độ học vấn chủ hộ | 2.41 | 1.02 | 0 | 5 |
| Quy mô hộ | 4.12 | 1.34 | 1 | 9 |
| Khu vực (Thành thị = 1) | 0.52 | 0.50 | 0 | 1 |
| Giới tính chủ hộ (Nam = 1) | 0.58 | 0.49 | 0 | 1 |
| Tuổi chủ hộ | 44.6 | 10.8 | 23 | 78 |
| Nhận trợ cấp giáo dục (Có = 1) | 0.10 | 0.30 | 0 | 1 |
| Chi tiêu học thêm (% tổng chi tiêu giáo dục) | 38.4 | 15.6 | 5 | 85 |
(Nguồn: Kết quả khảo sát và xử lý dữ liệu trên SPSS 26.0)
Các chỉ số mô tả cho thấy, mức chi tiêu giáo dục của hộ gia đình tại Bắc Ninh có sự phân tán lớn, phản ánh đặc trưng kinh tế – xã hội đa dạng của mẫu khảo sát. Chi tiêu học thêm chiếm tỷ trọng cao (trung bình chiếm 38.4% trong tổng số chi tiêu cho giáo dục của hộ gia đình, học thêm là khoản chi quan trọng trong cơ cấu chi tiêu giáo dục của hộ gia đình). Thu nhập, học vấn và vị trí địa lý thể hiện sự khác biệt đáng kể, hàm ý các yếu tố này có thể đóng vai trò quan trọng trong quyết định chi tiêu giáo dục.
6.2. Kết quả hồi quy mô hình tổng thể
Bảng 2. Kết quả hồi quy tuyến tính đa biến (OLS – biến phụ thuộc: Ln(chi tiêu giáo dục))
| Biến độc lập | Hệ số β | Sai số chuẩn | Giá trị t | p-value |
| Hằng số | -1.824 | 0.742 | -2.46 | 0.014 |
| Ln (Thu nhập) | 0.069 | 0.018 | 3.83 | 0.000 |
| Trình độ học vấn chủ hộ | 0.351 | 0.067 | 5.24 | 0.000 |
| Quy mô hộ | 0.083 | 0.029 | 2.86 | 0.005 |
| Khu vực (Thành thị = 1) | 0.093 | 0.024 | 3.88 | 0.000 |
| Giới tính chủ hộ (Nam = 1) | 0.045 | 0.021 | 2.14 | 0.033 |
| Tuổi chủ hộ | -0.001 | 0.003 | -0.33 | 0.739 |
| Nhận trợ cấp (Có = 1) | -0.174 | 0.052 | -3.35 | 0.001 |
| Quan sát | 306 | |||
| R bình phương | 0.412 | |||
| R bình phương hiệu chỉnh | 0.399 |
Kết quả hồi quy cho thấy, mô hình có ý nghĩa thống kê và giải thích được khoảng 41,2% sự biến thiên của chi tiêu giáo dục. Thu nhập có ảnh hưởng cùng chiều và có ý nghĩa rất mạnh, thể hiện rõ bản chất của giáo dục là loại hàng hóa có độ co giãn thu nhập dương. Trình độ học vấn của chủ hộ là biến có hệ số lớn nhất trong mô hình, chứng tỏ vai trò trung tâm của nhận thức đối với quyết định đầu tư cho giáo dục. Quy mô hộ tác động tích cực đến tổng chi tiêu; đồng thời, phản ánh áp lực ngân sách khi số con đi học tăng. Khu vực thành thị tác động dương phù hợp với đặc điểm chi phí và cơ hội tiếp cận giáo dục đa dạng tại đô thị. Biến nhận trợ cấp có hệ số âm cho thấy mức chi tiêu tự thân thấp hơn trong nhóm nhận hỗ trợ, điều này phù hợp với dữ liệu thực tế đã thu thập. Tuổi và giới tính chủ hộ có tác động nhẹ hoặc không có ý nghĩa đáng kể. Những phát hiện này hoàn toàn tương thích với các nghiên cứu quốc tế và dữ liệu tại Bắc Ninh.
6.3. Kết quả phân tích thành phần cấu trúc chi tiêu giáo dục
Bảng 3: Hồi quy tỷ lệ chi tiêu học thêm trong tổng chi tiêu giáo dục
| Biến độc lập | Hệ số β | Sai số chuẩn | Giá trị t | p-value |
| Hằng số | 21.742 | 5.013 | 4.34 | 0.000 |
| Ln(Thu nhập) | 1.912 | 0.427 | 4.48 | 0.000 |
| Trình độ học vấn chủ hộ | 3.451 | 1.213 | 2.85 | 0.005 |
| Khu vực (Thành thị = 1) | 6.983 | 1.059 | 6.59 | 0.000 |
| Nhận trợ cấp (Có = 1) | -4.212 | 1.742 | -2.42 | 0.016 |
| Quan sát | 306 | |||
| R bình phương | 0.358 |
Bảng 3 cho thấy, tỷ lệ chi cho học thêm tăng đáng kể theo thu nhập, cho thấy khi hộ khá giả hơn, họ chuyển hướng đầu tư từ các khoản chi thiết yếu sang dịch vụ giáo dục bổ trợ. Học vấn chủ hộ làm tăng tỷ lệ chi học thêm, phản ánh kỳ vọng cao hơn về kết quả học tập của con cái. Biến “nhận trợ cấp” tác động âm, khẳng định, các hộ khó khăn tài chính có xu hướng giảm đầu tư vào học thêm và chỉ tập trung vào các khoản chính khóa. Như vậy, thành phần “học thêm” có thể là nguồn gốc tạo ra bất bình đẳng cơ hội học tập nếu không có biện pháp điều tiết phù hợp.
6.4. Kết quả kiểm định độ tin cậy và sự ổn định của mô hình
Bảng 4. Kết quả kiểm định chẩn đoán mô hình
| Kiểm định | Giá trị | Nhận xét |
| VIF trung bình | 1.34 | Không có đa cộng tuyến nghiêm trọng |
| Breusch-Pagan | χ² = 18.42, p = 0.002 | Phương sai không đồng nhất → dùng sai số chuẩn White |
| Durbin-Watson | 1.96 | Không có tự tương quan bậc 1 đáng kể |
| RESET | F = 1.27, p = 0.283 | Không có bằng chứng sai dạng hàm |
(Nguồn: Kết quả khảo sát và xử lý dữ liệu trên SPSS 26.0)
Bảng 4 cho thấy, mô hình hồi quy có độ tin cậy cao. Mặc dù tồn tại phương sai không đồng nhất, việc sử dụng sai số chuẩn White khắc phục được vấn đề. Không có bằng chứng đa cộng tuyến hay sai dạng mô hình, bảo đảm các hệ số ước lượng phản ánh chính xác mối quan hệ giữa các biến độc lập và chi tiêu giáo dục.
6.5. Kết quả phân tích khác biệt theo khu vực cư trú
Bảng 5. Kết quả hồi quy phân tách mẫu theo khu vực
| Biến | Hệ số (Thành thị) | p-value | Hệ số (Nông thôn) | p-value |
| Ln(Thu nhập) | 0.043 | 0.041 | 0.095 | 0.000 |
| Trình độ học vấn chủ hộ | 0.289 | 0.008 | 0.421 | 0.001 |
| Quy mô hộ | 0.061 | 0.092 | 0.107 | 0.012 |
| Nhận trợ cấp (Có = 1) | -0.112 | 0.084 | -0.243 | 0.002 |
| R bình phương | 0.356 | 0.469 |
Nhóm thành thị có hệ số thu nhập thấp hơn nhóm nông thôn, cho thấy, mức chi tiêu giáo dục ở thành thị ít nhạy cảm hơn với thu nhập, có thể vì họ đã đạt mức chi sàn cao. Trái lại, ở nông thôn, thu nhập ảnh hưởng mạnh đến chi tiêu giáo dục, phản ánh rào cản tài chính rõ rệt hơn. Bên cạnh đó, mẫu “nhận trợ cấp” nhiều hơn ở khu vực nông thôn, chứng minh rằng, nhóm này phụ thuộc nhiều hơn vào hỗ trợ của Nhà nước. Kết quả này hoàn toàn phù hợp với mô tả dữ liệu.
6.6. Kết quả kiểm định hệ thống giả thuyết
Bảng 6. Kiểm định hệ thống giả thuyết
| Giả thuyết | Biến kiểm định | Hệ số ước lượng | Dấu kỳ vọng | Kết quả kiểm định | Kết luận |
| H1: Thu nhập ảnh hưởng cùng chiều đến chi tiêu giáo dục | Ln (Thu nhập) | 0.069 (p = 0.000) | + | Có ý nghĩa; dấu phù hợp | Chấp nhận H1 |
| H2: Trình độ học vấn chủ hộ ảnh hưởng cùng chiều | Trình độ học vấn | 0.351 (p = 0.000) | + | Có ý nghĩa; dấu phù hợp | Chấp nhận H2 |
| H3: Quy mô hộ ảnh hưởng cùng chiều | Quy mô hộ | 0.083 (p = 0.005) | + | Có ý nghĩa; dấu phù hợp | Chấp nhận H3 |
| H4: Giới tính chủ hộ ảnh hưởng đến chi tiêu | Giới tính chủ hộ | 0.045 (p = 0.033) | Không xác định | Có ý nghĩa thống kê | Chấp nhận H4 |
| H5: Tuổi chủ hộ ảnh hưởng đến chi tiêu | Tuổi chủ hộ | -0.001 (p = 0.739) | Không xác định | Không có ý nghĩa | Bác bỏ H5 |
| H6: Thành thị chi tiêu cao hơn nông thôn | Khu vực cư trú | 0.093 (p = 0.000) | + | Có ý nghĩa; dấu phù hợp | Chấp nhận H6 |
| H7: Nhận trợ cấp làm giảm chi tiêu tự thân | Trợ cấp giáo dục | -0.174 (p = 0.001) | – | Có ý nghĩa; dấu phù hợp | Chấp nhận H7 |
Việc kiểm định hệ thống giả thuyết cho thấy: 6 giả thuyết trong tổng số 7 giả thuyết được chấp nhận. Thu nhập có tác động cùng chiều và có ý nghĩa mạnh đối với chi tiêu giáo dục, điều này khẳng định tính co giãn thu nhập và mối quan hệ phù hợp với lý thuyết tiêu dùng. Trình độ học vấn của chủ hộ là yếu tố có mức tác động lớn nhất, củng cố luận điểm của lý thuyết vốn con người về vai trò của nhận thức trong hành vi đầu tư. Quy mô “hộ” ảnh hưởng cùng chiều cho thấy, chi tiêu tăng khi số người đi học tăng và biến khu vực cư trú cho thấy sự khác biệt rõ rệt giữa thành thị và nông thôn, phản ánh sự chênh lệch về cơ hội tiếp cận dịch vụ giáo dục.
Biến “giới tính chủ hộ” có ý nghĩa thống kê nhưng mức ảnh hưởng thấp, điều này cho thấy: có thể tồn tại sự khác biệt nhỏ trong thói quen chi tiêu giữa các hộ do nam hoặc nữ làm chủ nhưng không phải là yếu tố quyết định mạnh. Tuổi chủ hộ không có tác động đáng kể, dẫn đến bác bỏ giả thuyết H5; đây là kết quả phù hợp với các công trình nghiên cứu của các tác giả: Yusuf (2013)7; Mphanza (2021)8, cho rằng: tuổi không phải là yếu tố quyết định mạnh đối với hành vi đầu tư giáo dục khi đã kiểm soát cho các đặc điểm nhân khẩu học khác
Biến “nhận trợ cấp” có tác động âm và có ý nghĩa mạnh, xác nhận giả thuyết H7. Điều này có hai khả năng giải thích: (1) Trợ cấp làm giảm chi phí phải trả, từ đó giảm mức chi tự thân của hộ; (2) Trợ cấp phản ánh điều kiện tài chính hạn chế của nhóm hộ thu nhập thấp, dẫn đến mức chi tiêu chung thấp hơn. Kết quả này khớp với dữ liệu ở Bắc Ninh, nơi nhóm hộ nhận hỗ trợ giáo dục có chi tiêu thấp hơn đáng kể.
Tóm lại, kết quả kiểm định các giả thuyết cho thấy mô hình nghiên cứu phù hợp với cả cơ sở lý thuyết và thực tiễn địa phương. Các yếu tố thu nhập, học vấn, khu vực cư trú và quy mô hộ đóng vai trò trung tâm trong hành vi chi tiêu giáo dục; trong khi một số yếu tố nhân khẩu học khác như giới tính và tuổi chỉ có tác động hạn chế hoặc không có ý nghĩa.
5. Kết luận và hàm ý chính sách
Nghiên cứu đã phân tích một cách hệ thống các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định chi tiêu giáo dục của hộ gia đình tại tỉnh Bắc Ninh, dựa trên cơ sở lý thuyết kinh tế học giáo dục, mô hình nghiên cứu định lượng và bộ dữ liệu khảo sát 306 hộ gia đình. Kết quả cho thấy, quyết định đầu tư cho giáo dục chịu tác động đồng thời của các yếu tố: kinh tế, nhân khẩu học, nhận thức và chính sách công.
Thu nhập của hộ gia đình là một biến, có tác động dương và có ý nghĩa thống kê đối với chi tiêu giáo dục. Kết quả này phù hợp với đặc tính của giáo dục “là một loại hàng hóa” có độ co giãn thu nhập dương; đồng thời, phản ánh sự khác biệt về khả năng tài chính giữa các nhóm hộ gia đình. Trình độ học vấn của chủ hộ gia đình là yếu tố có mức độ ảnh hưởng lớn nhất trong mô hình, cho thấy vai trò quan trọng của nhận thức đối với việc ưu tiên đầu tư cho tương lai của con cái. Bên cạnh đó, quy mô hộ gia đình và khu vực cư trú cũng ảnh hưởng đáng kể đến chi tiêu giáo dục: các hộ có quy mô lớn có xu hướng chi tiêu nhiều hơn; các hộ cư trú tại khu vực thành thị đầu tư cho giáo dục ở mức cao hơn, phản ánh điều kiện kinh tế tốt hơn và có khả năng, cơ hội tiếp cận các dịch vụ giáo dục đa dạng.
Ngoài ra, biến “hộ nhận trợ cấp” giáo dục có mức chi tiêu thấp hơn so với hộ không nhận trợ cấp. Kết quả này vừa phản ánh khả năng tài chính hạn chế của nhóm hộ khó khăn, vừa chỉ ra khả năng tồn tại hiệu ứng thay thế khi trợ cấp làm giảm mức chi tiêu tự thân và cấu phần chi tiêu học thêm có sự phân hóa mạnh giữa thành thị và nông thôn. Hộ thu nhập cao và hộ ở đô thị dành tỷ lệ chi đáng kể cho học thêm, trong khi hộ thu nhập thấp tập trung vào chi phí chính khóa cơ bản. Điều này cho thấy, học thêm là một trong những nguồn gốc gây bất bình đẳng về cơ hội học tập.
Kết quả nghiên cứu cung cấp bằng chứng định lượng rõ ràng về tính đa chiều của quyết định chi tiêu giáo dục; đồng thời, cho thấy sự phân hóa mạnh theo thu nhập, nhận thức, vị trí địa lý và chính sách hỗ trợ. Những phát hiện này phù hợp với cả dữ liệu khảo sát tại tỉnh Bắc Ninh và các bằng chứng quốc tế trong lĩnh vực kinh tế học giáo dục. Từ đó nghiên cứu đưa ra một số hàm ý chính sách như sau:
Một là, đối với chính quyền địa phương. Ưu tiên cốt lõi trong hoạch định chính sách là thu hẹp khoảng cách giáo dục giữa các nhóm thu nhập và khu vực địa lý thông qua việc tái cấu trúc đầu tư công. Bắc Ninh cần nâng cao chất lượng nguồn nhân lực; đồng thời, đầu tư, hiện đại hóa cơ sở vật chất, đặc biệt là hệ thống thư viện, phòng thí nghiệm và hạ tầng công nghệ thông tin tại các trường trung học khu vực nông thôn nhằm giảm bớt sự phụ thuộc của người dân vào các dịch vụ hỗ trợ học tập bên ngoài. Bên cạnh đó, cần phát triển các trung tâm học tập cộng đồng hoặc khuyến khích dạy học miễn phí cho học sinh vùng khó khăn để giảm sự phụ thuộc vào các lớp học thêm.
Hai là, đối với hộ gia đình. Hộ gia đình đóng vai trò là chủ thể quyết định đầu tư, cần chủ động thay đổi tư duy quản lý tài chính giáo dục. Vì vậy, các hộ gia đình cần xây dựng lộ trình chi tiêu giáo dục phù hợp với biến động thu nhập, trong đó nhóm thu nhập thấp nên ưu tiên tối đa các khoản chi thiết yếu và tận dụng triệt để các nguồn hỗ trợ công. Hộ gia đình cần nâng cao nhận thức về giá trị của giáo dục kỹ năng, giáo dục công nghệ và học tập suốt đời, thay vì chỉ tập trung vào các khoản học thêm truyền thống; điều này giúp trẻ em phát triển toàn diện hơn và phù hợp với yêu cầu thị trường lao động.
Ba là, đối với nhà trường và cộng đồng. Nhà trường phải là hạt nhân điều tiết, giúp giảm áp lực đầu tư cho phụ huynh thông qua hiệu quả giảng dạy. Các trường học tại Bắc Ninh có thể triển khai các chương trình bổ trợ miễn phí hoặc chi phí thấp dành cho học sinh khó khăn. Ví dụ: câu lạc bộ học thuật, lớp phụ đạo nội bộ và chương trình hướng dẫn học tập theo nhóm.
Cần huy động các doanh nghiệp tại địa phương, đặc biệt là các khu vực công nghiệp có vốn đầu tư nước ngoài (FDI) tham gia hỗ trợ giáo dục thông qua học bổng, tài trợ thiết bị, xây dựng quỹ phát triển giáo dục và hợp tác đào tạo. Các mô hình hợp tác này không chỉ giảm gánh nặng chi tiêu cho hộ gia đình mà còn giúp gắn kết đào tạo với nhu cầu nhân lực trong khu vực công nghiệp của tỉnh.
Chú thích:
1. Becker, G. S. (1964). Human capital: A theoretical and empirical analysis, with special reference to education. The University of Chicago Press.
2. Schultz, T. W. (1961). Investment in human capital. The American Economic Review, 51(1), 1-17.
3. Gary S. Becker (1965).A Theory of the Allocation of Time, The Economic Journal, Vol. 75, No. 299, pp. 493 – 517.
4. Psacharopoulos, G., & Patrinos, H. A. (2018). Returns to investment in education: A decennial review of the global literature. Education Economics, 26(5), 445 – 458.
5. Liu, J., Zhang, X., & Rozelle, S (2009). Investing in children’s education in rural China: Regression evidence. China Economic Review, 20(2), 267-280.
6. King, E. M., & Lillard, L. A (1987). Education policy and school attainment in Malaysia and the Philippines. Economics of Education Review, 6(2), 167 – 181.
7. Yusuf, S. (2013). Analysis of Gender Gap at the School Level in the Punjab: Pakistan 2007-08. Pakistan Journal of Applied Economics, 23(1), 13-30.
8. Mphanza, S. (2021). Investigating the Effects of Poverty on Household Education Expenditure in Malawi. SSRN Journal, 25(7), 56 – 67.
