Bài giảng môn kinh tế lao động - VỐN CON NGƯỜI và SUẤT SINH LỢI TỪ GIÁO DỤC - thầy Vũ Thanh Liêm

GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO Đầu tư của Nhà nước và tư nhân vào giáo dục được định hướng bởi việc tính toán lợi suất đầu tư vào giáo dục, một chỉ tiêu được xem là lợi ích của giáo dục trong thị trường lao động.  Việc đi học sẽ đem lại lợi ích do gia tăng mức thu nhập, chúng ta đều có cảm nghĩ một cách định tính như vậy. Tuy nhiên, mức gia tăng đó là bao nhiêu nhất thiết cần phải được nghiên cứu định lượng và so sánh.

VỐN CON NGƯỜI

&

SUẤT SINH LỢI TỪ GIÁO DỤC

GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

 Đầu tư của Nhà nước và tư nhân vào giáo

dục được định hướng bởi việc tính toán lợi

suất đầu tư vào giáo dục, một chỉ tiêu được xem là lợi ích của giáo dục trong thị trường

lao động

 Việc đi học sẽ đem lại lợi ích do gia tăng mức thu nhập, chúng ta đều có cảm nghĩ một cách định tính như vậy Tuy nhiên, mức gia tăng đó

là bao nhiêu nhất thiết cần phải được nghiên cứu định lượng và so sánh

 Vốn con người (Human Capital):

- Vốn con người là các kỹ năng được tạo ra

và có khả năng tăng lên bởi giáo dục và đào tạo.

-Vốn con người là kiến thức đem lại sự sáng tạo, một yếu tố cơ bản để phát triển kinh tế.

- Cá nhân là những nhà đầu tư vào việc đi học trong hiện tại để kiếm được lợi ích từ thu nhập cao hơn trong tương lai.

VỐN CON NGƯỜI

Human Capital Theory

Individual

Input

( Investment)

Education and Training

Outcomes

Productivit

y

Earnings

Social Efficacy

Citizenshi

p

Social

Input

(Investment)

1

2

3

Source: Swanson & Holton III,

2001, p.110

Giáo dục và Đào tạo ở Việt Nam

Bảng đề nghị xác định số năm đi học (S)

a Số năm học giáo dục phổ thông theo miền địa lý và năm sinh

Miền Bắc Năm sinh Tiểu học THCS THPT

b Số năm học giáo dục nghề nghiệp

Dạy nghề ngắn hạn Dạy nghề dài hạn THCN

c Số năm học giáo dục đại học theo năm sinh

Năm sinh Cao đẳng Đại học Thạc sĩ Tiến sĩ

Từ 1963 đến nay 3 5 2 2 (hoặc 4)

Ghi chú : Số năm học Tiến sĩ là 4 năm đối với người tốt nghiệp Đại học

 Mô hình học vấn

Độ dốc của Đường Tiền lương theo Học vấn cho

thấy mức tăng của thu nhập khi có thêm một năm học vấn

Thu nhập

S W

Nguồn : Borjas,G.(2005), Labor Economics, McGraw-Hill, 3rd Edition

S1 S2 S3

W1 W2 W3

Số năm đi học

HÀM THU NHẬP

 Mô hình học vấn

Chưa xét đến kinh nghiệm, Mincer [1974] đưa ra một kết luận căn bản: logarithm của thu nhập là hàm tỷ lệ thuận với số năm đi học (S) và hệ số của

S – suất chiết khấu r chính là tỷ suất thu hồi nội bộ IRR.

HÀM THU NHẬP Mincer (1974)

lnYS = lnY0 + r.S

YS : thu nhập/năm của người có S năm đi học; Y0 : thu nhập/năm của người không có đi học; r : suất chiết khấu;

S : số năm đi học.

The Borjas’ Schooling Model

- The present value of the earnings stream if the worker gets only a high school education is:

where r gives the worker’s rate of discount There are 47 terms in this sum, one term for each year that elapses between the ages of 18 and 64.

- The present value of the earnings stream if the worker gets a college diploma is:

46

2 ( 1 ) )

1 ( ) 1

w r

w r

w w

PV HS HS HS

HS HS

















46 5

4 3

2 ( 1 ) ( 1 ) ( 1 ) ( 1 ) )

1 ( ) 1

w r

w r

w r

H r

H r

H H

COL































Direct Costs of Attending College

Post-college Earnings Stream

The Borjas’ Schooling

Model

wCOL

wHS

-H

Age

Goes to College

65

Source: Borjas, George J (2005), Labor

Economics, McGraw-Hill, Third Edition

Quits after High School

Figure 2.2 Potential earnings streams faced by a high school graduate.

Dollars

 Hàm thu nhập cho phép hồi qui ước lượng các hệ số:

Ln(Yt) = a0 + a1S + a2t + a3t2 + biến khác

HÀM THU NHẬP Mincer (1974)

Dependent Variable:

Y: Individual earnings per year

lnY: logarithm of Y

Independent Variable:

S: Years of Schooling

t: Experience of Individual

t² : Experience square of individual

Regression Coefficients:

a0 : Constant (Intercept), original ordinate of regression function.

a1 : The rate of return to schooling

a2 : The rate of return to experience

a3 : The rate of return to experience square

a4 : The rate of return to logarithm of H

Nghiên cứu thực nghiệm của

Mincer

lnY = 6,20 + 0,107S + 0,081t - 0,0012t2 0,285 lnY = f(DS) + 0,068t – 0,0009t2 + lnW 0,525

Mincer [1974] đã nghiên cứu thực nghiệm với các quan sát là đàn ông da trắng ở thành thị, sử dụng số liệu năm 1959

DS - biến giả đối với số năm đi học; W – số tuần làm việc trong cả năm 1959

Nguồn: Mincer, Jacob (1974), Schooling, Experience and Earning, Nation Bureau of Economic

Research, Colombia University Press

Nghiên cứu thực nghiệm trên thế

giới dựa trên hàm thu nhập Mincer

Nghiên cứu của Psacharopoulos

Châu Á * 8,4 9,6 Châu Âu/ Trung Đông/ Bắc Phi 8,5 8,2 Châu Mỹ Latin/ Vùng Caribbe 7,9 12,4

*Các nước không thuộc OECD

Nguồn : Psacharopoulos, George (1993), “Returns to Investment in Education: A Global

Update”, World Development, 22(9), The World Bank.

Suất sinh lợi của giáo dục ở Việt Nam

(1993 - 1998) Nghiên cứu của Gallup [2004]

Biến phụ thuộc : ln(lương theo giờ)

1998 -1993

*Có ý nghĩa thống kê ở mức 1%.

Giá trị tuyệt đối của trị thống kê kiểm định t ( t-statistics ) trong dấu ngoặc đơn.

Nguồn : Gallup, John (2004), “Wage Labor Market and Inequality in Vietnam”, Worbank Regional and Sectoral Studies.

Suất sinh lợi của giáo dục ở Việt Nam (năm

2002) Nghiên cứu của Xuân Thành [2006]

Kết quả ước lượng các hệ số với hàm hồi qui cơ sở

Biến phụ thuộc ln(lương theo năm)

ln(Y)

ln(lương theo tháng) ln(Ym)

ln(lương theo giờ)

ln(Yh)

Các biến số độc lập và ký

hiệu Hệ số ước lượng

Số năm đi học, S 0,0781 0,0764 0,0718

( 0,0025 )* ( 0,0018 )* ( 0,0023 )*

Kinh nghiệm, T 0,0425 0,043 0,0388

( 0,0038 )* ( 0,0028 )* ( 0,0035 )*

Kinh nghiệm bình phương,

( 0,0001 )* ( 0,0001)* (0,0001)*

Tung độ gốc, C 8,0572 5,5478 0,4089

( 0,0415 )* ( 0,0298 )* ( 0,0380 )*

R 2 hiệu chỉnh 0,2290 0,2421 0,2317

Prob(F-statistic) 0,0000 0,0000 0,0000

Tiêu chuẩn thông tin Akaike 1,8963 1,7759 1,7092

Tiêu chuẩn Schwarz 1,9034 1,7806 1,7163

* Có ý nghĩa thống kê ở mức 1% Sai số chuẩn trong dấu ngoặc đơn

Nguồn : Tính toán của tác giả từ số liệu KSMS 2004

Suất sinh lợi của giáo dục ở Việt Nam

(năm 2004) Nghiên cứu của Vũ Trọng Anh [2008]

Kết quả ước lượng các hệ số với hàm hồi qui mở rộng và các biến giả

Cỡ mẫu : 5646 quan sát làm việc trên 6 tháng tính đến thời điểm khảo sát.

Biến phụ thuộc : ln (tổng tiền lương của số tháng làm việc), ln(Y)

Biến giải thích :

Số năm

đi học Kinh nghiệm

Kinh nghiệm bình phương

ln(số giờ làm việc) Tung độ gốc R 2

hiệu chỉnh

Hệ số ước lượng theo tính chất Chung 0,074 0,0404 -0,0007 0,7874 1,9751 0,4280 Giới tính

Nam 0,0776

0,0396 -0,0007 0,7857 1,9929 0,4310

Nữ 0,0696

Chức nghiệp

Cán bộ công

chức 0,0753 0,0372 -0,0007 0,7986 1,9912 0,4341 Khác 0,0629

Hệ số ước lượng có mức ý nghĩa 1%

Nguồn: Tính toán, tổng hợp kết quả hồi qui của tác giả Sử dụng số liệu KSMS 2004

Suất sinh lợi của giáo dục ở Việt Nam

(năm 2004) Nghiên cứu của Vũ Trọng Anh [2008]

Kết quả ước lượng các hệ số với hàm hồi qui mở rộng và các biến giả

Cỡ mẫu : 5646 quan sát làm việc trên 6 tháng tính đến thời điểm khảo sát.

Biến phụ thuộc : ln (tổng tiền lương của số tháng làm việc), ln(Y)

Biến giải thích :

Số năm

đi học Kinh nghiệm

Kinh nghiệm bình phương

ln(số giờ làm việc) Tung độgốc R 2

Hiệu chỉnh

Hệ số ước lượng theo tính chất Chung 0,074 0,0404 -0,0007 0,7874 1,9751 0,428

Thành thị

0,0789

0,0377 -0,0007 0,743 2,4118 0,4503

Nông thôn 0,0569

Miền Bắc 0,0679

0,0399 -0,0007 0,7877 1,9622 0,4367

Miền Nam 0,0811

Thủ đô Hà Nội

0,0884

0,0418 -0,0008 0,7511 2,26 0,4595

Tp Hồ Chí Minh

0,1091

Các tỉnh/thành

khác 0,0668

Nguồn: Tính toán, tổng hợp kết quả hồi qui của tác giả Sử dụng số liệu KSMS 2004

Suất sinh lợi của giáo dục ở Việt Nam

(năm 2004) Nghiên cứu của Vũ Trọng Anh [2008]