VI CỦA DOANH NGHIỆP
Một trong những hành vi của doanh nghiệp trên thị trường là xác định lượng cầu lao động và chi phí tiền lương sao cho đạt mục tiêu tối đa hóa lợi nhuận (hay tối thiểu chi phí).
Với cơ sở dữ liệu hạn chế nên ta có thể mô hình hóa hành vi của doanh nghiệp một cách đơn giản dựa trên hàm sản xuất Cobb-Douglas đã tuyến tính hóa để biểu thị mối quan hệ công nghệ giữa đầu ra và các nhân tố đầu vào.
Theo dạng ngẫu nhiên
LnYi = β1 + β2 LnX2i + … + βk LnXki + ui ∀i=1÷n (3.15) Hay theo dạng kỳ vọng
LnE(Yi ) =β1+β2 LnX2i+ … +βk LnXki ∀i=1÷n (3.16) Với Ln ký hiệu của logarit theo cơ số tự nhiên
Đối với mô hình (3.16), chúng ta có thể thực hiện đạo hàm riêng như sau: βj=∂LnE(Y)/∂LnXj = (∂E(Y)/Y)/(∂Xj/Xj )
Trong kinh tế, chúng ta có thể tính xấp xỉ như sau: βj= (∂E(Y)/Y)/(∂Xj/Xj) ≈ (∆E(Y)/Y)/(∆Xj/Xj)
Với ∆E(Y)/Y và ∆Xj/Xj thể hiện tốc độ biến động của Y và Xj. Như vậy, có thể nói βj chính là hệ số co giãn của E(Y) theo Xj
Với biểu thức này có thể giải thích ý nghĩa của βj (∀j=2÷k) như sau: trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi Xj biến động 1% thì E(Y) sẽ biến động bình quân βj%.
Tuy nhiên khi ước lượng hàm sản xuất sẽ có một số các vấn đề sau
Trong phạm vi của chuyên đề thực tập này tôi chỉ xem xét tiền lương thông qua kết quả đầu ra của doanh nghiệp để xác định được số lao động cần
thiết tại mức lương thỏa thuận trên thị trường với người lao động để thực hiện hành vi tối đa hóa lợi nhuận của mình.
Những vấn đề kinh tế lượng thường gặp khi ước lượng hàm sản xuất
Ở đây giả thiết rằng các tham số α và β (và các giá cả) là như nhau đối với tất cả các công ty, những ảnh hưởng khác nhau giữa các công ty được gộp vào nhiễu ui.
Để ước lượng các tham số a, và β ta có thể ước lượng trực tiếp phương trình (3.15), khi cho các số liệu về đầu ra yi, đầu vào lao động Li, và đầu vào vốn Ki. Vì các số liệu như thế thường không có sẵn, đặc biệt là số liệu về vốn, hàm này nói chung được ước lượng gián tiếp. Tuy nhiên, ngay cả nếu các số liệu này sẵn có, việc ước lượng trực tiếp là một thủ tục hơi đáng nghi ngờ, vì các biến giải thích lnLi và lnKi là các biến nội sinh, được xác định cùng với lnyi, và không độc lập với số hạng nhiễu ngẫu nhiên, dẫn đến một vấn đề ước lượng các phương trình đồng thời, đặc biệt là biến giải thích nội sinh. Chúng cũng có khuynh hướng không độc lập với nhau, có thể dẫn đến vấn đề đa cộng tuyến (tính). Hơn nữa, phương sai của số hạng nhiễu ngẫu nhiên không nhất thiết là hằng số, dẫn đến vấn đề phương sai không đồng đều.
Để phần nào khắc phục được khuyết tật trên ta ước lượng phương trình bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất 2 giai đoạn, ta ước lượng một hệ các phương trình xác định cầu lao động như sau:
Trước hết, mô tả biến:
Go: Giá trị sản xuất thực tế của doanh nghiệp Labor: Số lao động thực tế của doanh nghiệp Capital: Giá trị vốn thực tế của doanh nghiệp
TFP: Năng suất các nhân tố tổng hợp của doanh nghiệp K/L: Năng suất
Wage: Lương bình quân trong doanh nghiệp
Giai đoạn 1: Ước lượng phương trình:
Ln_Go = α0 + α1∗Ln_Capital + α2∗Ln_Labor + α3∗Ln_TFP + u (3.17) Dưới đây là kết quả ước lượng:
Ln_Go = 2.472 + 0.398Ln_Capital + 0.741Ln_Labor + 0.058Ln_TFP
(3.18) Như vậy, qua ước lượng số liệu thực tế có thể thấy được hệ số của vốn, lao động và năng suất nhân tố tổng hợp đều mang dấu dương và thực sự có ý nghĩa phù hợp với lý thuyết kinh tế về sự gia tăng đầu ra khi đầu vào tăng ảnh hưởng đến giá trị sản xuất Go của doanh nghiệp trong giai đoạn 2004-2006. Các hệ số trong mô hình phù hợp với thực tiễn. Có thể thấy rằng Go tăng bình quân của cả giai đoạn từ năm 2004 đến năm 2006 là 2.742 %.
Vai trò của vốn qua hệ số co giãn Go theo vốn là 0.398. Khi số vốn tăng thêm 1% và các yếu tố khác giả định như không đổi so với quá khứ thì Go tăng khoảng 0.398 %. Khi số lao động tăng 1% và các yếu tố khác giả định không đổi thì Go sẽ tăng 0.741 %. Khi tăng năng suất nhân tố tổng hợp thêm 1 %, giả định các yếu tố khác không đổi thì Go tăng 0.058 %. Qua ước lượng trên ta có thể thấy rằng: Khi tất cả các yếu tố đầu vào cùng tăng thêm 1 % thì Go của doanh nghiệp ở Việt Nam tăng 1.197 %.
Ước lượng giai đoạn 1 ta thu được Ln_Go_h.
Giai đoạn 2: Ước lượng phương trình:
Ln_Labor = α0 + α1∗Ln_Go_h + α2∗Ln_Wage + α3∗Ln_TFP + α4∗Ln(K/L) + u (3.19)
Dưới đây là kết quả ước lượng:
Ln_Labor = − 2.191 + 0.797Ln_Go_h − 0.189Ln_Wage − 0.028Ln_TFP − 0.000192Ln_K/L (3.20) (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Như vậy, qua ước lượng số liệu thực tế có thể thấy được hệ số của tiền lương, năng suất nhân tố tổng hợp và năng suất đều mang dấu âm, riêng hệ số của giá trị sản xuất mang dấu dương. Thực sự chúng có ý nghĩa phù hợp với lý thuyết kinh tế về sự ảnh hưởng đến số lao động của doanh nghiệp trong giai đoạn 2004-2006.
Các hệ số trong mô hình phù hợp với thực tiễn. Có thể thấy rằng Labor giảm bình quân của cả giai đoạn từ năm 2004 đến năm 2006 là 2.191 %. Khi tiền lương tăng thêm 1% và các yếu tố khác giả định như không đổi so với quá khứ thì Labor giảm khoảng 0.189 %. Khi tăng năng suất nhân tố tổng hợp thêm 1 %, giả định các yếu tố khác không đổi thì Labor giảm 0.028 %. Khi năng suất tăng 1 % và các yếu tố khác giả định không đổi thì Labor giảm 0.000192 %. Còn khi giá trị sản xuất tăng 1 %, giả định các yếu tố khác không đổi thì Labor lại tăng 0.797 %. Qua ước lượng trên ta có thể thấy rằng: Khi tất cả các yếu tố đầu vào cùng tăng thêm 1 % thì Labor của doanh nghiệp ở Việt Nam tăng 0.58 %.
• Sau khi xác định được số lao động cần thiết tại mức lương thỏa thuận trên thị trường với người lao động, ta xác định được lương bình quân trong doanh nghiệp.
Sử dụng hàm: Wage=f(L, Go) Phương trình hồi qui có dạng:
Ln_Wage = α0 + α1∗Ln_K/L + α2∗LnGo_h + α3∗Ln_Labor_h + u (3.21) Dưới đây là kết quả ước lượng:
Ln_Wage = − 0.946 + 5.09∗10−05 Ln_K/L + 1.119Ln_Go_h − 1.575Ln_Labor_h (3.22)
Như vậy, qua ước lượng số liệu thực tế có thể thấy được hệ số của năng suất và giá trị sản xuất đều mang dấu dương, riêng hệ số của lao động mang
dấu âm. Thực sự chúng có ý nghĩa phù hợp với lý thuyết kinh tế về sự ảnh hưởng đến lương bình quân của doanh nghiệp trong giai đoạn 2004-2006. Các hệ số trong mô hình phù hợp với thực tiễn. Có thể thấy rằng Wage giảm bình quân của cả giai đoạn từ năm 2004 đến năm 2006 là 0.946 %. Khi năng suất tăng 1% và các yếu tố khác giả định như không đổi thì Wage tăng 5.09∗10−05 %. Khi giá trị sản xuất tăng thêm 1 %, giả định các yếu tố khác không đổi thì Wage tăng 1.119 %. Còn khi tăng số lao động 1 %, giả định các yếu tố khác không đổi thì Wage lại giảm 1.575 %. Qua ước lượng trên ta có thể thấy rằng: Khi tất cả các yếu tố đầu vào cùng tăng thêm 1 % thì Wage của doanh nghiệp ở Việt Nam giảm 0.46 %.
KẾT LUẬN
Về thực trạng tiền lương của người lao động
• Xét cho cả giai đoạn từ 2004 đến 2006 cho thấy: tiền lương bình quân ở khu vực nông thôn luôn thấp hơn so với thành thị duy chỉ có một vài trường hợp cá biệt. Đó là:
- Năm 2004 tiền lương bình quân tháng ở khu vực nông thôn với ngành kinh tế Công nghiệp khai thác mỏ là 893.43 nghìn đồng, năm 2006 là 1,169.93 nghìn đồng, trong khi đó ở khu vực thành thị tương ứng là: 1,957.36 nghìn đồng và 2,402.10 nghìn đồng.
- Cũng năm 2004 tiền lương bình quân tháng ở khu vực nông thôn với nhóm tuổi từ 60 trở lên là 388.89 nghìn đồng, ở khu vực thành thị là 884.59 nghìn đồng. Còn với ngành kinh tế Sản xuất phân phối điện, khí đốt và nước năm 2006 ở khu vực nông thôn là 830.50 nghìn đồng, ở thành thị là 1,757.04 nghìn đồng.
• Xét cho từng khu vực nông thôn hay thành thị, tiền lương bình quân ở tại thời điểm năm 2004 luôn thấp hơn so với thời điểm năm 2006. Cá biệt Năm 2004 tiền lương bình quân tháng ở khu vực thành thị với cấp độ học vấn Chưa đi học là 765.39 nghìn đồng, năm 2006 là 679.44 nghìn đồng.
Về một số yếu tố ảnh hưởng đến tiền lương của người lao động
Trên đây là một số kết quả sử dụng mô hình kinh tế lượng để nghiên cứu một số yếu tố ảnh hưởng đến tiền lương của người lao động ở Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2004 đến năm 2006. Về mô hình từ những đặc điểm của người lao động làm công ăn lương, khi ta thêm lần lượt các biến từ phương trình cơ bản thì ta nhận thấy rằng: Tiền lương bình quân của lao động nam
luôn cao hơn tiền lương bình quân của lao động nữ. Tiền lương bình quân ở khu vực thành thị cũng cao hơn tiền lương bình quân ở khu vực nông thôn. Khi số năm đi học hay số năm kinh nghiệm của lao động tăng lên 1 đơn vị thì tiền lương tăng theo một hàm số với biến là Schooling hay Experience.
Khi ta xét một phương trình cụ thể, đó là phương trình (3.14) thì: Tiền lương bình quân của lao động có kỹ năng cao hơn so với lao động không có kỹ năng. Tiền lương bình quân của lao động làm trong ngành công nghiệp là cao nhất, tiếp theo là ngành dịch vụ và cuối cùng là ngành nông nghiệp. So với khu vực Kinh tế Nhà nước, Kinh tế tập thể, Doanh nghiệp tư nhân và Kinh tế hộ gia đình thì tiền lương bình quân của lao động làm trong khu vực FDI là cao nhất.
Với cùng một mức kinh nghiệm hay cùng một mức đi học thì tiền lương bình quân của lao động ở khu vực thành thị cao hơn so với ở khu vực nông thôn.
Về mô hình tiền lương được xác định thông qua hành vi của doanh nghiệp, ở giai đoạn 1, khi tất cả các yếu tố đầu vào – đó là giá trị vốn, số lượng lao động và năng suất nhân tố tổng hợp cùng tăng thêm 1 % thì giá trị sản xuất của doanh nghiệp ở Việt Nam tăng. Đối với giai đoạn 2, khi tất cả các yếu tố đầu vào – đó là giá trị sản xuất, lương bình quân, năng suất nhân tố tổng hợp và năng suất cùng tăng thêm 1% thì số lao động trong doanh nghiệp cũng tăng. Sau khi giai đoạn 1 và giai đoạn 2 được thực hiện, lương bình quân trong doanh nghiệp lại giảm khi năng suất, giá trị sản xuất và số lao động cùng tăng thêm 1 %.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Sách:
1. Bài tập Kinh tế lượng với sự trợ giúp của phần mềm Eviews, Nhà xuất bản Khoa học và Kỹ thuật, Hà Nội, 2006.
2. Giáo trình Thống kê thực hành với sự trợ giúp của SPSS và WinStata, Nhà xuất bản Khoa học và Kỹ thuật, Hà Nội, 2005.
3. Kinh tế lượng, Nhà xuất bản Khoa học và Kỹ thuật, Hà Nội, 2001. 4. Kinh tế lượng (chương trình nâng cao), Nhà xuất bản Khoa học và Kỹ
thuật, Hà Nội, 2006.
5. Lý thuyết mô hình toán kinh tế, Nhà xuất bản Khoa học và Kỹ thuật, Hà Nội, 2003.
Tạp chí:
6. Bản tin Hoạt động Nghiên cứu Khoa học, Viện Khoa học Lao động và Xã hội, Số 9, Tháng 09-2006; Số 10, Tháng 12-2006; Số 12, Tháng 06- 2007; Số 13, Tháng 09-2007.
7. Đề tài: Xác định cơ chế phân phối tiền lương - thu nhập của các loại hình doanh nghiệp trong giai đoạn 2006 - 2010, Viện Khoa học Lao động và Xã hội – Bộ Lao động - Thương binh và Xã hội, Hà Nội, 2007. 8. Luận văn tốt nghiệp: Phân tích các nhân tố cơ bản ảnh hưởng đến tăng trưởng công nghiệp bằng mô hình kinh tế lượng, Khoa Toán kinh tế, Trường Đại học Kinh tế quốc dân, Khóa 44. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
9. Luận văn tốt nghiệp: Phân tích tác động của các nhân tố đến lợi suất cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam, Khoa Toán kinh tế, Trường Đại học Kinh tế quốc dân, Khóa 45.
Và một số tài liệu tham khảo khác.
PHỤ LỤC
1. MÔ HÌNH TỪ NHỮNG ĐẶC ĐIỂM CỦA NGƯỜI LAO ĐỘNG LÀM CÔNG ĂN LƯƠNG
Phương trình 3.4 3.5 3.6 3.7 3.8 3.9 3.1 3.11 3.12 3.13 3.14 lnWage Schooling -0.002 0.006 -0.012** -0.018** -0.012 -0.003 -0.014* -0.016** -0.007 -0.008 -0.009 [0.006] [0.006] [0.006] [0.008] [0.008] [0.006] [0.007] [0.007] [0.008] [0.007] [0.007] Schooling2 0.003*** 0.002*** 0.004*** 0.004*** 0.003*** 0.003*** 0.003*** 0.003*** 0.003*** 0.003*** 0.003*** [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] Experience 0.024*** 0.024*** 0.028*** 0.025*** 0.026*** 0.028*** 0.029*** 0.026*** 0.029*** 0.027*** 0.026*** [0.002] [0.002] [0.002] [0.002] [0.002] [0.002] [0.002] [0.002] [0.002] [0.002] [0.002] Experience2 -0.001*** -0.001*** -0.001*** -0.001*** -0.001*** -0.001*** -0.001*** -0.001*** -0.001*** -0.001*** -0.001*** [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] Gender 0.224*** 0.225*** 0.243*** 0.203*** 0.203*** 0.243*** 0.223*** 0.223*** 0.380*** 0.414*** 0.383*** [0.010] [0.010] [0.010] [0.010] [0.010] [0.011] [0.011] [0.011] [0.029] [0.039] [0.029] Sector 0.387*** 0.381*** 0.347*** 0.354*** 0.348*** 0.340*** 0.320*** 0.166*** 0.289*** 0.088 0.088 [0.057] [0.058] [0.049] [0.054] [0.055] [0.049] [0.049] [0.037] [0.072] [0.057] [0.058] Skill 0.150*** 0.159*** 0.177*** 0.179*** 0.177*** 0.176*** 0.174*** 0.175*** [0.020] [0.018] [0.021] [0.020] [0.019] [0.019] [0.019] [0.019] Indus1 -0.095* -0.103** -0.099** -0.095** -0.112** -0.117** -0.118** [0.049] [0.049] [0.047] [0.046] [0.049] [0.048] [0.048] Indus2 0.270*** 0.270*** 0.250*** 0.251*** 0.222*** 0.219*** 0.218*** [0.043] [0.042] [0.039] [0.039] [0.042] [0.042] [0.042] Indus1*Schooling -0.014** -0.011* -0.008 -0.009 -0.007 -0.006 -0.006 [0.006] [0.006] [0.006] [0.006] [0.006] [0.006] [0.006]
Indus2*Schooling -0.011*** -0.010*** -0.014*** -0.014*** -0.011*** -0.011*** -0.011***
[0.003] [0.003] [0.003] [0.003] [0.003] [0.003] [0.003] Owner1 -0.475*** -0.474*** -0.394*** -0.397*** -0.390*** -0.396*** -0.393*** [0.029] [0.028] [0.024] [0.024] [0.025] [0.024] [0.024] Owner2 -0.157*** -0.162*** -0.150*** -0.153*** -0.146*** -0.151*** -0.150*** [0.028] [0.028] [0.026] [0.027] [0.027] [0.027] [0.027] Owner3 -0.868*** -0.887*** -0.797*** -0.793*** -0.795*** -0.789*** -0.789*** [0.064] [0.063] [0.063] [0.064] [0.063] [0.064] [0.064] Owner4 -0.453*** -0.478*** -0.407*** -0.416*** -0.406*** -0.416*** -0.415*** [0.028] [0.026] [0.024] [0.025] [0.025] [0.025] [0.025] Experience*Sector 0.008*** 0.009*** 0.009*** [0.001] [0.001] [0.001] Schooling*Gender -0.018*** -0.019*** -0.018*** [0.003] [0.003] [0.003] Schooling*Sector 0.003 0.007* 0.007* [0.004] [0.003] [0.003] Experience*Gender -0.001 [0.001] * Significant at 10%; ** Significant at 5%; *** Significant at 1%;
Robust standard errors in brackets
Nguồn: Tính toán từ số liệu điều tra Mức sống 2004-2006
Giai đoạn 1:
Source SS df MS Number of obs = 317906
F( 3,317902) = .
Model 1144946.71 3 381648.904Prob > F = 0
Residual 363292.8393 1.14278249R-squared = 0.7591
Adj R-squared = 0.7591
Total 1508239.553 4.74430899Root MSE = 1.069
ln_GO Coef. Std. Err. t P>t [95% Conf. Interval]
ln_TFP 0.058 0.000 354.070 0.000 0.058 0.058
ln_Labor 0.741 0.002 426.130 0.000 0.737 0.744
ln_Capital 0.398 0.001 321.540 0.000 0.396 0.401
Giai đoạn 2:
Source SS df MS Number of obs = 311185
F( 4,311180) = .
Model 622094.327 4 155523.582 Prob > F = 0
Residual 65654.31923 0.210985022 R-squared = 0.9045
Adj R-squared = 0.9045
Total 687748.6473 2.21010285 Root MSE = 0.45933
ln_Labor Coef. Std. Err. t P>t [95% Conf. Interval]
K_Lratio -0.0001917 2.23E-06 -85.95 0 -0.0001961 -0.0001873
ln_TFP -0.0280181 0.0000716 -391.12 0 -0.0281585 -0.0278777 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
ln_Wage -0.1892467 0.0007142 -265 0 -0.1906464 -0.187847
ln_GO_h 0.7973806 0.0004809 1658.22 0 0.7964381 0.7983231
_cons -2.191116 0.0037273 -587.86 0 -2.198422 -2.183811
Hồi quy tiền lương:
Source SS df MS Number of obs 311185
F( 3,311181) 36679.86
Model 109219.522 3 36406.5073 Prob > F 0
Residual 308861.9753 0.992547666 R-squared 0.2612
Adj R-squared 0.2612
Total 418081.4973 1.34351862 Root MSE 0.99627
ln_Wage Coef. Std. Err. t P>t [95% Conf. Interval]
ln_Labor_h -1.574986 0.0047729 -329.98 0 -1.584341 -1.565631
ln_GO_h 1.119096 0.0035597 314.38 0 1.112119 1.126073
K_Lratio 0.0000509 4.77E-06 10.68 0 0.0000416 0.0000603
_cons -0.9458114 0.0116925 -80.89 0 -0.9687284 -0.9228944