Đánh giá bất bình đẳng giới trong thu nhập của người lao động ở khu vực đô thị việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM TẠ HOÀNG ANH ĐÁNH GIÁ BẤT BÌNH ĐẲNG GIỚI TRONG THU NHẬP CỦA NGƯỜI LAO ĐỘNG Ở KHU VỰC ĐÔ THỊ VIỆT NAM Chuyên ngành : Kinh tế phát triển Mã số : 60.31.01.05 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS NGUYỄN TIẾN DŨNG TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2013 LỜI CAM ĐOAN Tôi cam đoan cơng trình nghiên cứu riêng tơi, kết nghiên cứu có tính độc lập riêng, chưa cơng bố nội dung đâu; số liệu, nguồn trích dẫn luận án thích nguồn gốc rõ ràng, trung thực Tơi xin cam đoan chịu trách nhiệm lời cam đoan danh dự tơi MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC BẢNG DANH MỤC HÌNH DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT MỞ ĐẦU .1 Đặt vấn đề Mục tiêu nghiên cứu Đối tượng, phạm vi phương pháp nghiên cứu Kết cấu đề tài .3 CHƯƠNG 1: TỔNG QUAN VỀ LÝ THUYẾT VÀ THỰC TIỄN .5 1.1 Bất bình đẳng giới thu nhập 1.1.1 Một số khái niệm 1.1.2 Tác động bất bình đẳng giới thu nhập phát triển kinh tế xã hội 1.1.3 Các yếu tố ảnh hưởng tới bất bình đẳng giới thu nhập 1.2 Mơ hình thực nghiệm 1.2.1 Mơ hình Mincer (1974) 1.2.2 Phương pháp phân tích Oaxaca 10 1.2.3 Các nghiên cứu thực nghiệm thời gian gần 13 CHƯƠNG 2: PHƯƠNG PHÁP THỰC HIỆN NGHIÊN CỨU 15 2.1 Dữ liệu nghiên cứu 15 2.2 Các khái niệm mô tả biến số 15 2.3 Xử lý số liệu 17 2.3.1 Trích liệu 17 2.3.2 Kiểm định liệu 19 2.3.3 Cách thức ước lượng 21 2.4 Quy trình phân tích 23 CHƯƠNG 3: THỰC TRẠNG BẤT BÌNH ĐẲNG TRONG THU NHẬP CỦA NGƯỜI LAO ĐỘNG Ở VIỆT NAM 25 3.1 Tổng quan bất bình đẳng thu nhập Việt Nam .25 3.2 Cấu trúc thu nhập người lao động nước khu vực Thành thị .26 3.2.1 Phân bố lao động 26 3.2.2 Trình độ 27 3.3.3 Thành phần kinh tế 28 3.3 Sự khác biệt thu nhập người lao động khu vực thành thị 28 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG 33 4.1 Mơ hình ước lượng 33 4.1.1 Mơ hình Mincer 33 4.1.2 Mơ hình phân tích Oaxaca 34 4.2 Kết hồi quy hàm thu nhập Mincer 35 4.2.2 Kết mơ hình 36 4.2.3 Đánh giá chênh lệch tiền lương người lao động theo giới .40 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN – KIẾN NGHỊ 44 5.1 Kết luận 44 5.2 Kiến nghị 45 5.3 Điểm - Hạn chế hướng nghiên cứu cho đề tài 46 TÀI LIỆU THAM KHẢO 48 DANH MỤC BẢNG Bảng 1.1: Các nghiên cứu thực nghiệm bất bình đẳng giới theo thu nhập 13 Bảng 2.1: Bảng tổng hợp thơng tin trích lọc biến số 18 Bảng 3.1: Phân bố lao động vùng địa lý .26 Bảng 3.2: Phân bố lao động theo trình độ .27 Bảng 3.3: Phân theo thành phần kinh tế người lao động 28 Bảng 4.1: Dấu kỳ vọng ý nghĩa hệ số hàm hồi qui .33 Bảng 4.2: Tổng hợp kết mô hình hồi quy theo phương pháp OLS 36 Bảng 4.3: Tổng hợp kết mơ hình hồi quy theo phương pháp 2SLS .38 Bảng 4.4: Tổng hợp phương pháp phân tích khác biệt thu nhập hai phương pháp Oaxaca (1973) Neumark (1988) 42 DANH MỤC HÌNH Hình 2.1: Tính tốn giá trị dựa theo thống kê mô tả box 20 Hình 2.2: Kết hợp biểu đồ histogram box plot 21 Hình 2.3: Sơ đồ bước thực phân tích nghiên cứu 24 Hình 3.1: Hệ số phân tán Gini Việt Nam giai đoạn 2002 – 2010 25 Hình 3.2: Thu nhập người lao động thành thị theo giới tính nhóm tuổi 29 Hình 3.3: Thu nhập người lao động nữ theo nhóm tuổi cấp chun mơn .30 Hình 3.4: Thu nhập người lao động nam theo nhóm tuổi cấp chun mơn 30 Hình 3.5: Thu nhập người lao động khu vực kinh tế phân theo giới tính 31 DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT TIẾNG VIỆT BTB&DH Bắc Trung Duyên hải CMKT Chuyên môn kỹ thuật ĐTNN Đầu tư nước ngồi MN Miền núi NLTHS Nơng lâm thủy hải sản TCTK Tổng cục thống kê TIẾNG ANH Ý NGHĨA TIẾNG VIỆT CEDAW Convention on the Elimination of all Forms of Discrimination against Women Cơng ước Xố bỏ tất hình thức phân biệt đối xử với phụ nữ LIF Lower Inner Fence Phía rào LOF Lower Outer Fence Phía rào ngồi OLS Ordinary Least Square Bình phương thơng thường tối thiểu VHLSS Vietnam Household Living Standard Survey) Khảo sát mức sống hộ gia đình Việt Nam VIF Variance Inflation Factor Hệ số khuếch đại phương sai UIF Upper Outer Fence Phía rào UOF Upper Outer Fence Phía rào ngồi 2SLS Stages Least Square Bình phương tối thiểu giai đoạn MỞ ĐẦU Đặt vấn đề Trong năm gần đây, Việt Nam dành nhiều thành tựu tăng trưởng kinh tế Trong báo cáo phát triển người năm 2010 Liên Hiệp Quốc, Việt Nam đứng vào nhóm 10 quốc gia giới có tiến thu nhập Bản thân tiến tăng trưởng kinh tế chưa đủ lực để tạo nên bước đột phá mặt xã hội cho người Tuy nhiên, phủ nhận vấn đề phát triển người Việt Nam ngày cải thiện Song song với việc thực đổi kinh tế, Việt Nam có sách phù hợp đảm bảo quyền bình đẳng cho phụ nữ nam giới có tiến đáng kể nhằm giảm khoảng cách giới lĩnh vực y tế giáo dục cải thiện tình hình phụ nữ nói chung Bên cạnh thành tựu đạt được, bình đẳng giới Việt Nam phải đứng trước nhiều vấn đề lớn cần giải bất bình đẳng giới thu nhập thách thức lớn nhất, lâu dài khó khăn Hơn thế, với trình chuyển đổi sang kinh tế thị trường ngày mở rộng, thách thức bình đẳng giới biến đổi song hành với biến đổi cấu thị trường lao động nhằm đáp ứng trình tăng trưởng kinh tế với tốc độ Trong tăng trưởng mang đến hội gia tăng thu nhập, nâng cao chất lượng sống đồng thời tạo vấn đề bất bình đẳng giới Vấn đề thể việc tiếp cận nguồn lực sản xuất hội đào tạo hạn chế khả cạnh tranh phụ nữ củng cố thêm nguyên nhân tạo nên cách biệt thu nhập lao động nam lao động nữ thị trường lao động Việc tiếp cận hội việc làm, nguồn lực sản xuất, dịch vụ chất lượng cao giáo dục, y tế…ở khu vực đô thị thuận lợi dễ dàng so với khu vực nông thơn Do vậy, vấn đề bất bình đẳng giới thu nhập người lao động thể rõ nét đô thị Trước thực trạng trên, cần thiết phải có tính tốn, phân tích xác, đầy đủ bất bình đẳng thu nhập để dự đốn xu đưa sách, thể chế chương trình cho phù hợp nhằm đảm bảo cho phụ nữ hưởng lợi ngang với nam giới điều kiện kinh tế đô thị phát triển nhanh chóng Đề tài: “Đánh giá bất bình đẳng giới thu nhập người lao động khu vực đô thị Việt Nam” nhằm mục đích làm sáng tỏ vấn đề Mục tiêu nghiên cứu Mục tiêu đề tài nghiên cứu đánh giá, đo lường mức độ khác biệt thu nhập lao động nam lao động nữ khu vực thị tìm yếu tố chủ yếu ảnh hưởng có ý nghĩa đến bất bình đẳng giới thu nhập Việt Nam Từ kết nghiên cứu, đề tài đề xuất số kiến nghị nhằm hướng đến thực bình đẳng giới thu nhập người lao động Đối tượng, phạm vi phương pháp nghiên cứu a Đối tượng nghiên cứu Đối tượng nghiên cứu đề tài thu nhập từ cơng việc cá nhân người lao động làm công ăn lương hưởng hàng tháng vòng 12 tháng trước thời gian điều tra, yếu tố ảnh hưởng đến mức lương lao động nam nữ khu vực đô thị Việt Nam Thu nhập bao gồm tiền lương, tiền công khoản nhận khác ngồi tiền lương tiền cơng như: tiền lễ, tết, trợ cấp xã hội, tiền lưu trú công tác (kể khoản nhận tiền giá trị vật quy đổi) (TCTK, 2010) b Câu hỏi nghiên cứu Nghiên cứu tìm hiểu mức độ bất bình đẳng giới thu nhập tìm câu trả lời cho câu hỏi đặt là: Có phân biệt đối xử khoảng cách thu nhập người lao động khu vực đô thị Việt Nam hay không? Các yếu tố chủ yếu ảnh hưởng có ý nghĩa đến bất bình đẳng giới thu nhập khu vực đô thị Việt Nam? c Phạm vi nghiên cứu Đề tài tập trung nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng đến bất bình đẳng giới thu nhập thị Việt Nam năm 2010 Các yếu tố bao gồm a) yếu tố kinh tế: đặc điểm cá nhân người lao động độ tuổi, giới tính, tình trạng nhân ; b) yếu tố liên quan đến việc làm người lao động: kinh nghiệm trình độ nghề nghiệp, khả tiếp cận việc làm khu vực thức, trình độ giáo dục, nhóm ngành nghề d Phương pháp nghiên cứu Nghiên cứu sử dụng số liệu Khảo sát mức sống hộ gia đình Việt Nam năm 2010 (VHLSS 2010) Tổng cục Thống kê Ngồi phương pháp mơ tả thống kê, diễn dịch so sánh, nghiên cứu dựa vào phương pháp định lượng mơ hình kinh tế lượng - hồi qui hàm thu nhập Mincer kết hợp phương pháp phân tích Oaxaca (1973), đồng thời kết đối chiếu với phương pháp tách biệt theo đề xuất Neumark (1988) Mục tiêu phương pháp nhằm tách biệt khoảng cách thu nhập hai giới thành hai phần: phần giải thích dựa đặc tính trình độ giáo dục hay thâm niên lao động, cấu phần “khơng thể giải thích được”, phân biệt đối xử giới thị trường lao động Kết cấu đề tài Phần mở đầu trình bày bối cảnh tính cần thiết đề tài, mục tiêu, đối tượng nghiên cứu phương hướng, cách thức bước thực để tìm kết kết luận bất bình đẳng giới thu nhập khu vực thị Việt Nam Chương trình bày tổng quan lý thuyết giới, bất bình đẳng giới tác động bất bình đẳng giới đến kinh tế xã hội đồng thời trình bày sơ lược phương pháp tính tốn, phân tích đánh giá bất bình đẳng giới thu nhập Chương trình bày diễn dịch tốn học mơ hình hồi quy hàm thu nhập Mincer phương pháp phân tách Oaxaca đồng thời trình bày phương pháp chọn mẫu cách thức tính tốn biến giải thích Chương đưa đánh giá tổng quan thực trạng bất bình đẳng giới thu nhập Việt Nam nói chung khu vực thị Việt Nam nói riêng thông d Biến học vấn: Đại học – cao đẳng Two-sample t test with equal variances Group Obs Mean Khac CD - DH 3528 588 combined 4116 diff Std Err Std Dev [99% Conf Interval] 2721.12 5816.612 36.41265 82.45897 2162.801 1999.524 2627.277 5603.519 2814.964 6029.705 3163.333 37.38678 2398.588 3066.987 3259.68 -3095.492 95.33504 -3341.173 -2849.811 diff = mean(Khac) - mean(CD - DH) -32.4696 Ho: diff = Ha: diff < Pr(T < t) = 0.0000 t = degrees of freedom = Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0000 4114 Ha: diff > Pr(T > t) = 1.0000 e Biến nghề: có dạy nghề Two-sample t test with equal variances Group Obs Mean Khong Co BDN 3930 186 combined 4116 diff Std Err Std Dev [99% Conf Interval] 3085.707 4803.496 38.14224 141.2457 2391.126 1926.335 2987.412 4435.881 3184.003 5171.112 3163.333 37.38678 2398.588 3066.987 3259.68 -1717.789 178.0052 -2176.513 -1259.065 diff = mean(Khong) - mean(Co BDN) Ho: diff = Ha: diff < Pr(T < t) = 0.0000 t = degrees of freedom = Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0000 -9.6502 4114 Ha: diff > Pr(T > t) = 1.0000 f Biến thành phần kinh tế: khu vực kinh tế nhà nước Two-sample t test with equal variances Group Obs Mean Khac KTNN 3224 892 combined 4116 diff Std Err Std Dev [99% Conf Interval] 2565.418 5324.409 37.60287 67.89348 2135.101 2027.732 2468.502 5149.152 2662.334 5499.667 3163.333 37.38678 2398.588 3066.987 3259.68 -2758.991 79.91265 -2964.928 -2553.055 diff = mean(Khac) - mean(KTNN) Ho: diff = Ha: diff < Pr(T < t) = 0.0000 t = -34.5251 degrees of freedom = 4114 Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0000 Ha: diff > Pr(T > t) = 1.0000 g Biến khu vực kinh tế: khu vực có vốn đầu tư nước ngồi Two-sample t test with equal variances Group Obs Mean Khac DN DTNN 3999 117 combined 4116 diff Std Err Std Dev [99% Conf Interval] 3118.308 4702.264 37.89759 177.3577 2396.555 1918.417 3020.644 4237.785 3215.973 5166.742 3163.333 37.38678 2398.588 3066.987 3259.68 -1583.955 223.6381 -2160.276 -1007.634 diff = mean(Khac) - mean(DN DTNN) Ho: diff = Ha: diff < Pr(T < t) = 0.0000 t = degrees of freedom = Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0000 -7.0827 4114 Ha: diff > Pr(T > t) = 1.0000 h Biến chuyên môn kỹ thuật: bậc trung, cao Two-sample t test with equal variances Group Obs Mean Khong Trung ca 3587 529 combined 4116 diff Std Err Std Dev [99% Conf Interval] 2814.544 5528.373 37.65735 85.43121 2255.358 1964.918 2717.494 5307.519 2911.595 5749.227 3163.333 37.38678 2398.588 3066.987 3259.68 -2713.829 103.4041 -2980.304 -2447.354 diff = mean(Khong) - mean(Trung ca) -26.2449 Ho: diff = Ha: diff < Pr(T < t) = 0.0000 t = degrees of freedom = Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0000 4114 Ha: diff > Pr(T > t) = 1.0000 i Biến chuyên môn kỹ thuật: bậc thấp Two-sample t test with equal variances Group Obs Mean Khong Thap 3480 636 combined 4116 diff Std Err Std Dev [99% Conf Interval] 2913.618 4529.699 40.23335 81.34572 2373.427 2051.461 2809.927 4319.535 3017.309 4739.863 3163.333 37.38678 2398.588 3066.987 3259.68 -1616.081 100.3342 -1874.645 -1357.517 diff = mean(Khong) - mean(Thap) Ho: diff = Ha: diff < Pr(T < t) = 0.0000 t = -16.1070 degrees of freedom = 4114 Ha: diff != Pr(|T| > |t|) = 0.0000 Ha: diff > Pr(T > t) = 1.0000 69 Phụ lục 4.1: Kết mơ hình OLS a Kết Mincer chung cho lao động nam nữ Source SS df MS Model Residual 1593.68993 2140.48338 12 4103 132.807494 521687394 Total 3734.17331 4115 907454024 lYh Coef X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 X9 X10 X11 X12 _cons 0452836 0685433 -.0013589 009878 -.5066876 -.3186509 1254296 379318 3843777 4978722 2909377 5691137 6.731257 Std Err .0049808 0036263 0000797 0314759 0853813 0632747 0868609 0563647 0351871 0694579 0428852 0334181 067698 t 9.09 18.90 -17.04 0.31 -5.93 -5.04 1.44 6.73 10.92 7.17 6.78 17.03 99.43 Number of obs F( 12, 4103) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.000 0.000 0.754 0.000 0.000 0.149 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 = = = = = = 4116 254.57 0.0000 0.4268 0.4251 72228 [95% Conf Interval] 0355185 0614337 -.0015152 -.0518318 -.6740812 -.4427036 -.0448649 2688126 3153919 3616971 2068595 5035961 6.598532 b Kết mô hình Mincer theo phương pháp OLS cho lao động nam 0550486 0756529 -.0012026 0715879 -.339294 -.1945982 2957242 4898233 4533634 6340474 3750159 6346312 6.863982 Source SS df MS Model Residual 795.231015 1072.86891 12 2061 66.2692512 520557452 Total 1868.09992 2073 901157705 lYh Coef X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 X9 X10 X11 X12 _cons 0328035 0739708 -.0015092 -.0784356 -.5234448 -.3466452 2034354 3951503 2750816 3502909 2625677 5334903 6.975253 Std Err .006965 0051861 0001074 0493935 1193088 0880291 1248417 0702927 0496671 1244786 0656676 0414566 0997059 t 4.71 14.26 -14.06 -1.59 -4.39 -3.94 1.63 5.62 5.54 2.81 4.00 12.87 69.96 Number of obs F( 12, 2061) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.000 0.000 0.112 0.000 0.000 0.103 0.000 0.000 0.005 0.000 0.000 0.000 = = = = = = 2074 127.30 0.0000 0.4257 0.4223 7215 [95% Conf Interval] 0191443 0638002 -.0017198 -.1753019 -.7574232 -.5192804 -.0413936 2572982 1776787 106174 133786 4521892 6.779719 0464626 0841413 -.0012987 0184308 -.2894665 -.1740099 4482643 5330025 3724846 5944078 3913494 6147915 7.170788 c Kết mơ hình Mincer theo phương pháp OLS cho lao động nữ Source SS df MS Model Residual 821.155493 1018.94017 12 2029 68.4296244 502188355 Total 1840.09567 2041 901565735 lYh Coef X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 X9 X10 X11 X12 _cons 056775 0640917 -.0012646 0668745 -.4679014 -.2512471 0845086 3566186 521853 738797 276896 332767 6.494992 Std Err .0070458 0052723 0001246 0418224 1199308 0895937 1194959 0948005 0496278 0875339 0561091 0670718 0924748 t 8.06 12.16 -10.15 1.60 -3.90 -2.80 0.71 3.76 10.52 8.44 4.93 4.96 70.24 Number of obs F( 12, 2029) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.000 0.000 0.110 0.000 0.005 0.480 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 = = = = = = 2042 136.26 0.0000 0.4463 0.4430 70865 [95% Conf Interval] 0429572 0537521 -.0015089 -.0151448 -.7031017 -.4269523 -.1498388 1707022 4245262 5671314 1668585 2012302 6.313637 0705928 0744314 -.0010204 1488938 -.232701 -.0755419 318856 542535 6191798 9104626 3869336 4643038 6.676348 Phụ lục 4.2: Kết mơ hình 2SLS a Kết mơ hình chung cho hai giới Instrumental variables (2SLS) regression lYh Coef X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 X9 X10 X11 X12 _cons 105458 0757759 -.001424 0448549 -.4610044 -.7436242 -.5617298 2794318 2921021 4694037 223252 5960078 6.493947 Instrumented: Instruments: Std Err .0070517 0038854 0000839 0334144 0900788 0747096 1065868 0596225 0374623 0731416 0450487 0349707 0736172 Number of obs = 3887 Wald chi2(12) = 2904.95 Prob > chi2 = 0.0000 R-squared = 0.4039 Root MSE = 73842 z 14.95 19.50 -16.96 1.34 -5.12 -9.95 -5.27 4.69 7.80 6.42 4.96 17.04 88.21 P>|z| 0.000 0.000 0.000 0.179 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 [95% Conf Interval] 0916369 0681607 -.0015886 -.020636 -.6375556 -.8900523 -.7706361 1625738 2186773 3260487 1349582 5274664 6.34966 1192792 0833912 -.0012595 1103458 -.2844533 -.597196 -.3528236 3962898 3655268 6127586 3115458 6645492 6.638234 X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 X9 X10 X11 X12 X13 X14 X15 X16 2.region 3.region 4.region 5.region 6.region b Kết mơ hình Mincer cho lao động nam theo phương pháp 2SLS Instrumental variables (2SLS) regression Number of obs = 1978 Wald chi2(12) = 2524.16 Prob = 0.0000 R-squared > chi2 = 0.4007 Root MSE = 73727 Robust Std Err lYh Coef X1 X2 0885611 0800336 0105048 0056192 X3 -.0015527 X4 -.022952 X5 z P>|z| [95% Conf Interval] 8.43 14.24 0.000 0.000 0679721 0690202 1091501 091047 0001194 -13.01 0.000 -.0017867 -.0013187 0528865 -0.43 0.664 -.1266076 0807036 -.4646942 1592814 -2.92 0.004 -.77688 -.1525085 X6 -.7424801 1158327 -6.41 0.000 -.9695081 -.5154521 X7 -.4705794 1591205 -2.96 0.003 -.7824498 -.1587091 X8 3072153 054032 5.69 0.000 2013146 413116 X9 2070241 0481552 4.30 0.000 1126417 3014064 X10 311528 111637 2.79 0.005 0927235 5303325 X11 2160937 0541065 3.99 0.000 110047 3221404 X12 5707098 0466913 12.22 0.000 4791966 6622231 _cons 6.74381 1166528 57.81 0.000 6.515174 6.972445 Instrumented: X1 Instruments: X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 X9 X10 X11 X12 X13 X14 X15 X16 2.region 3.region 4.region 5.region 6.region c Kết mơ hình Mincer cho lao động nữ theo phương pháp 2SLS Instrumental variables (2SLS) regression Number of obs = 1909 Wald chi2(12) = 3012.18 Prob > chi2 = 0.0000 R-squared = 0.4279 Root MSE lYh Coef X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 X9 X10 X11 X12 _cons 1179487 071151 -.0013133 0808516 -.4348781 -.6674804 -.5662213 2319577 4147832 7285845 1959832 3330696 6.248047 Instrumented: Instruments: Robust Std Err .01079 0062128 0001477 0482316 1551631 1178787 149776 1084888 0554781 0801932 0480418 0773916 1098847 z 10.93 11.45 -8.89 1.68 -2.80 -5.66 -3.78 2.14 7.48 9.09 4.08 4.30 56.86 P>|z| 0.000 0.000 0.000 0.094 0.005 0.000 0.000 0.033 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 = 72162 [95% Conf Interval] 0968007 0589741 -.0016029 -.0136806 -.7389921 -.8985184 -.8597768 0193235 3060481 5714088 1018231 1813847 6.032677 1390967 0833279 -.0010238 1753839 -.1307641 -.4364423 -.2726658 4445919 5235184 8857603 2901434 4847544 6.463417 X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 X9 X10 X11 X12 X13 X14 X15 X16 2.region 3.region 4.region 5.region 6.region Phụ lục 4.3: Cách thức thực kiểm định Kiểm chứng cần thiết mơ hình hồi quy hai giai đoạn so với hồi quy thông thường kiểm định Hausman thực theo trình tự sau: Thực hồi quy hai giai đoạn, tạo biến phần dư (câu lệnh predict ivresFM, residuals) lưu lại kết nhớ máy (câu lệnh estimates store ivregFM) Thực hồi quy thông thường để lưu kết ước lượng (câu lệnh estimates store regFM) Thực kiểm định Hausman cho hai mô hình ivregFM va regFM với giả thiết Ho: “Khơng có khác biệt hệ số hai mô hình” Thực kiểm định tính hiệu hồi quy hai giai đoạn tiến hành theo đề xuất Wu sau:  Bước 1: Với biến nội sinh (endogenous variable) X2 biến phụ thuộc, thực hồi quy X2 theo biến lại (instrumental variables) tạo biến giá trị tiên đoán X2hat (câu lệnh predict X2hat, xb)  Bước 2: Hồi quy biến phụ thuộc theo biến ngoại sinh (exogenous variables) biến X2hat  Bước 3: Hồi quy phần dư phần hồi quy hai giai đoạn biến ngoại sinh lấy giá trị phần dư hồi quy (phần dư giải thích mơ hình)  Bước 4: Tạo ma trận phần dư giải thích phần dư khơng giải thích mơ hình (câu lệnh matrix accum rssmat = resexpl, noconstant matrix accum tssmat = ivresFM, noconstant) Đồng thời tính tốn giá trị R2 mức xác suất p cho kiểm định Phụ lục 4.4: Kết kiểm định hiệu biến nội sinh a Đối với lao động nữ First-stage regression summary statistics Variable R-sq Adjusted R-sq X1 0.8839 0.8827 Partial R-sq 0.5753 Robust F(9,1888) Prob > F 130.504 0.0000 Minimum eigenvalue statistic = 284.177 Critical Values Ho: Instruments are weak # of endogenous regressors: # of excluded instruments: 2SLS relative bias 5% 20.53 10% 11.46 20% 6.65 30% 4.92 2SLS Size of nominal 5% Wald test LIML Size of nominal 5% Wald test 10% 36.19 3.81 15% 19.71 2.93 20% 14.01 2.54 25% 11.07 2.32 b Đối với lao động nam First-stage regression summary statistics Variable R-sq Adjusted R-sq X1 0.8640 0.8626 Partial R-sq Robust F(9,1957) 0.5316 120.927 Prob > F 0.0000 Minimum eigenvalue statistic = 246.765 Critical Values Ho: Instruments are weak # of endogenous regressors: # of excluded instruments: 2SLS relative bias 5% 20.53 10% 11.46 20% 6.65 30% 4.92 2SLS Size of nominal 5% Wald test LIML Size of nominal 5% Wald test 10% 36.19 3.81 15% 19.71 2.93 20% 14.01 2.54 25% 11.07 2.32 Phụ lục 4.5: Kết kiểm định hiệu biến công cụ IV a Đối với lao động nữ Tests of overidentifying restrictions: Sargan chi2(8) Basmann chi2(8) Score chi2(8) = = = 191.556 210.579 167.149 (p = 0.0000) (p = 0.0000) (p = 0.0000) estat endogenous X1, forcenonrobust Tests of endogeneity Ho: variables are exogenous Durbin (score) chi2(1) Wu-Hausman F(1,1895) Robust score chi2(1) Robust regression F(1,1895) = = = = 90.5163 94.325 76.8271 87.6983 (p (p (p (p = = = = 0.0000) 0.0000) 0.0000) 0.0000) b Đối với lao động nam Tests of overidentifying restrictions: Sargan chi2(8) Basmann chi2(8) Score chi2(8) = = = 231.655 259.599 196.62 (p = 0.0000) (p = 0.0000) (p = 0.0000) estat endogenous X1, forcenonrobust Tests of endogeneity Ho: variables are exogenous Durbin (score) chi2(1) Wu-Hausman F(1,1964) Robust score chi2(1) Robust regression F(1,1964) = = = = 63.7853 65.4443 49.1303 54.5283 (p (p (p (p = = = = 0 0 Phụ lục 4.6: Ma trận tương quan theo phương pháp 2SLS a Đối với mô hình Mincer lao động nữ Correlation matrix of coefficients of ivregress model e(V) X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 X9 X10 X11 X12 X1 X2 1.0000 0.1858 1.0000 X3 -0.0577 -0.9592 1.0000 X4 0.0662 0.5836 -0.4834 1.0000 X5 0.0819 -0.1140 0.1369 -0.0564 1.0000 X6 -0.6517 -0.2031 0.1855 -0.0753 0.3185 X7 -0.7198 -0.1542 0.1264 0.0270 0.2247 0.9093 1.0000 X8 -0.0275 0.0466 -0.0514 0.0200 -0.0140 -0.0099 0.0894 1.0000 X9 -0.4529 -0.3755 0.2994 -0.0798 0.0125 0.2649 0.1382 -0.2380 X10 -0.0828 -0.2672 0.2418 -0.1205 0.1135 0.0689 -0.0017 -0.0487 0.3711 1.0000 X11 -0.2487 -0.0983 0.0892 0.0004 -0.0041 0.1856 0.0863 -0.0294 -0.1291 -0.0422 1.0000 X12 0.1465 0.1030 -0.0323 0.2171 -0.0174 -0.0945 0.0079 0.0387 -0.3341 -0.5043 0.1392 1.0000 X7 X8 X9 X10 X11 X12 1.0000 1.0000 b Đối với mơ hình Mincer lao động nam e(V) X1 X2 X3 X4 X5 X6 X1 X2 1.0000 0.2558 1.0000 X3 -0.1418 -0.9445 1.0000 X4 0.1796 0.4666 -0.2735 X5 0.0975 -0.0178 0.0432 0.0349 1.0000 X6 -0.6605 -0.0840 0.0598 -0.0665 0.2954 1.0000 X7 -0.7754 -0.1543 0.1139 -0.0508 0.1839 0.9014 1.0000 X8 -0.2629 -0.1712 0.1225 -0.1082 -0.0283 0.1085 0.2357 1.0000 X9 -0.2942 -0.2641 0.2578 0.1177 -0.0165 0.1391 0.0805 -0.0056 X10 -0.0532 -0.0677 0.0813 0.0609 -0.0319 0.0135 0.0143 -0.0120 0.1694 1.0000 X11 -0.2248 -0.1381 0.1174 -0.0268 0.0168 0.1562 0.0135 -0.0550 -0.0841 -0.0217 1.0000 X12 0.0790 -0.3245 0.3571 0.1544 0.0495 -0.1353 -0.0595 -0.0940 0.0584 -0.0409 0.1907 1.0000 1.0000 1.0000 Phụ lục 4.7: Kết kiểm định Durbin - Wu - Hausman Coefficients (b) (B) regFM ivregFM X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 X9 X10 X11 X12 _cons 105458 0757759 -.001424 0448549 -.4610044 -.7436242 -.5617298 2794318 2921021 4694037 223252 5960078 6.493947 (b-B) Difference 0452836 0685433 -.0013589 009878 -.5066876 -.3186509 1254296 379318 3843777 4978722 2909377 5691137 6.731257 0601745 0072326 -.0000651 0349769 0456832 -.4249733 -.6871595 -.0998862 -.0922756 -.0284686 -.0676858 0268942 -.2373098 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0047717 0011373 0000196 0088045 0217587 0365589 0576611 014973 0102285 0171474 010125 0073018 0245395 b = consistent under Ho and Ha; obtained from ivregress B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from regress Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(1) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 171.05 Prob>chi2 = 0.0000 Phụ lục 4.8: Kết kiểm định phương sai thay đổi Cameron & Trivedi's decomposition of IM-test Source chi2 df p Heteroskedasticity Skewness Kurtosis 242.61 61.03 7.88 71 12 0.0000 0.0000 0.0050 Total 311.53 84 0.0000 Nguồn: Bộ liệu trích từ VHLSS 2010, n = 4.116 Phụ lục 4.9: Một số đồ thị hồi quy mô hình a Đồ thị thu nhập theo số năm học Nguồn: Bộ liệu trích từ VHLSS 2010, n = 4.116 b Đồ thị thu nhập theo số năm kinh nghiệm Nguồn: Bộ liệu trích từ VHLSS 2010, n = 4.116 79 c Đồ thị thu nhập theo số năm kinh nghiệm bình phương Nguồn: Bộ liệu trích từ VHLSS 2010, n = 4.116 Phụ lục 4.10: Sự khác biệt thu nhập theo phương pháp Oaxaca (1973) dựa cấu trúc lương cân lao động nam Cấu trúc lương cân theo lao động nam Trung bình Hệ số X M Nữ X9,96 F Số năm học (X1) Nam 9,53 Số năm kinh nghiệm (X2) 17,40 15,50 Số năm kinh nghiệm bình phương (X3) 497,00 409,00 Chưa học hết lớp (X5) 0,03 0,26 Từ cấp đến cấp (X6) 0,79 0,76 Đại học - Cao đẳng (X7) 0,13 0,16 Có dạy nghề (X8) 0,06 0,03 Khu vực kinh tế nhà nước (X9) 0,20 0,24 Khu vực có vốn ĐTNN (X10) 0,02 0,04 CMKT bậc trung cao (X11) 0,11 0,15 CMKT bậc thấp (X12) 0,24 0,07 Số lao động hệ số cắt (α) 2074 2042 Nam βΜ Nữ βF -0,2922 0,1376 -0,0982 -0,0076 -0,0572 0,0152 0,0022 -0,0495 -0,0168 0,0031 0,0172 -0,3460 -0,0381 0,1521 -0,1367 0,1066 -0,0200 0,0151 0,0093 -0,0087 -0,0073 -0,0102 0,0927 0,1549 A: (αM − αF ) + X F ( β M − βF ) Phần khác biệt phân biệt đối xử, với (αM − αF ) = 0, 496 0,1500 B: βM ( X M − X F ) 0,1549 Khoảng cách thu nhập 0,0886 0,0800 -0,0016 -0,4647 -0,7425 -0,4706 0,3072 0,2070 0,3115 0,2161 0,5707 6,7440 Phần khác biệt suất làm việc 0,1179 0,0712 -0,0013 -0,4349 -0,6675 -0,5662 0,2320 0,4148 0,7286 0,1960 0,3331 6,2480 X F ( β M − βF ) βM ( X M − X F ) 0,3049 Nguồn: Bộ liệu trích từ VHLSS 2010, n = 4.116 Phụ lục 4.11: Sự khác biệt thu nhập theo phương pháp Oaxaca (1973) dựa cấu trúc lương cân lao động nữ Cấu trúc lương cân theo lao động nữ Trung bình Hệ số F X M Nữ X9,96 Số năm học (X1) Nam 9,53 Số năm kinh nghiệm (X2) 17,40 15,50 Số năm kinh nghiệm bình phương (X3) 497,00 409,00 Chưa học hết lớp (X5) 0,03 0,26 Từ cấp đến cấp (X6) 0,79 0,76 Đại học - Cao đẳng (X7) 0,13 0,16 Có dạy nghề (X8) 0,06 0,03 Khu vực kinh tế nhà nước (X9) 0,20 0,24 Khu vực có vốn ĐTNN (X10) 0,02 0,04 CMKT bậc trung cao (X11) 0,11 0,15 CMKT bậc thấp (X12) 0,24 0,07 α Số lao động hệ số cắt ( ) 2074 2042 Nam βΜ 0,0886 0,0800 -0,0016 -0,4647 -0,7425 -0,4706 0,3072 0,2070 0,3115 0,2161 0,5707 6,7440 X M (β M − βF ) β F ( X M − X F ) Nữ βF 0,1179 0,0712 -0,0013 -0,4349 -0,6675 -0,5662 0,2320 0,4148 0,7286 0,1960 0,3331 6,2480 -0,2796 0,1545 -0,1193 -0,0008 -0,0592 0,0121 0,0045 -0,0407 -0,0070 0,0021 0,0558 -0,2775 -0,0507 0,1352 -0,1155 0,0998 -0,0180 0,0181 0,0071 -0,0174 -0,0170 -0,0092 0,0541 0,0864 A: (αM − α F ) + X F ( β M − β F ) Phần khác biệt phân biệt đối xử, với (αM − α F ) = 0, 496 0,2185 B: βM ( X M − X F ) 0,0864 Phần khác biệt suất làm việc Khoảng cách thu nhập 0,3049 Nguồn: Bộ liệu trích từ VHLSS 2010, n = 4.116 Phụ lục 4.12: Sự khác biệt thu nhập theo phương pháp Neumark (1988) dựa cấu trúc trọng số lương Cấu trúc lương cân * m theo f ˆm Neumark, với β = f β + f βˆ f Số năm học (X1) Số năm kinh nghiệm (X2) Số năm kinh nghiệm bình phương (X3) Chưa học hết lớp (X5) Từ cấp đến cấp (X6) Đại học - Cao đẳng (X7) Có dạy nghề (X8) Khu vực kinh tế nhà nước (X9) Khu vực có vốn ĐTNN (X10) CMKT bậc trung cao (X11) CMKT bậc thấp (X12) X ( β − β ) + X (β − β ) * β *( X − X ) Khoảng cách thu nhập * β* 0,10 0,08 0,00 -0,45 -0,71 -0,52 0,27 0,31 0,52 0,21 0,45 X (β − β ) * X (β − β ) -0,1472 0,0694 -0,0495 -0,0038 -0,0288 0,0077 0,0011 -0,0249 -0,0084 0,0015 0,0087 * M M -0,1387 0,0767 -0,0592 -0,0004 -0,0294 0,0060 0,0022 -0,0202 -0,0035 0,0010 0,0277 β *( X − X ) -0,0443 0,1437 -0,1262 0,1032 -0,0190 0,0166 0,0082 -0,0130 -0,0121 -0,0097 0,0736 Phần khác biệt phân biệt đối xử 0,0364 Phần khác biệt suất làm việc 0,0736 0,1100 Nguồn: Bộ liệu trích từ VHLSS 2010, n = 4.116 ... TRẠNG BẤT BÌNH ĐẲNG TRONG THU NHẬP CỦA NGƯỜI LAO ĐỘNG Ở VIỆT NAM 25 3.1 Tổng quan bất bình đẳng thu nhập Việt Nam .25 3.2 Cấu trúc thu nhập người lao động nước khu vực Thành thị ... đề bất bình đẳng việc tiếp cận hội kinh tế, cụ thể bất bình đẳng giới thu nhập Nó đề cập tới mối quan hệ phân phối thu nhập giới Theo bất bình đẳng giới thu nhập phân biệt thu nhập hưởng lao động. .. khoảng cách thu nhập người lao động khu vực đô thị Việt Nam hay không? Các yếu tố chủ yếu ảnh hưởng có ý nghĩa đến bất bình đẳng giới thu nhập khu vực đô thị Việt Nam? c Phạm vi nghiên cứu Đề