thấp hơn các lao động đã đào tạo làm các cơng việc khác là có ý nghĩa thống kê
Tơi hồi quy dữ liệu tập hợp theo phƣơng trình 2.6
ln (lương năm) = β0 + β1 Số năm đi học + -
2 + β4 GVPT + β5 GVPT * Số năm đi học (2.6)
Nhƣ đã trình bày ở phần 2.3.1, phƣơng trình 2.6 có biến giả về việc có phải là GVPT hay không và biến tƣơng tác kiểm tra tác động của việc là GVPT lên suất sinh lợi của việc đi học.
Bảng 4.3. Tổng hợp kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.6
Biến độc lập Hệ số ƣớc lƣợng Giáo viên và nghề khác 2008 Giáo viên và nghề khác 2010 Số năm đi học .2397713 (0.000) .2239248 (0.000)
Kinh nghiệm làm việc .0439582
(0.000)
.0422227 (0.000) Kinh nghiệm làm việc bình phƣơng -.0008528
(0.000)
-.0008105 (0.000) Giáo viên phổ thông
(Giáo viên = 1; nghề khác = 0)
2.91855 (0.000)
3.210856 (0.000) Giáo viên phổ thông*Số năm đi học -.1836486
(0.000) -.2133178 (0.000) Tung độ gốc 6.130612 (0.000) 6.745148 (0.000) Số quan sát (N) 1766 2076 R2 hiệu chỉnh 0.2402 0.2221
Ghi chú: Trị số trong dấu ngoặc () là p-value
Kết quả hồi quy cho thấy cả hai, biến giả và biến tƣơng tác, đều có ý nghĩa thống kê. Hệ số β4 thể hiện tác động chênh lệch của việc là GVPT lên tiền lƣơng. Dấu dƣơng của của hệ số β4 cho thấy việc một ngƣời lao động là GVPT có ảnh hƣởng tích cực đến tiền lƣơng cả năm của họ. Hệ số β5 thể hiện tác động của việc là GVPT lên ảnh hƣởng của số
GVPT có ảnh hƣởng khơng tích cực đến ảnh hƣởng của số năm đi học lên tiền lƣơng cả năm của họ. Cụ thể, yếu tố có cơng việc chính là GVPT sẽ làm giảm 18,4% (năm 2008) và 21,3% (năm 2010) ảnh hƣởng của số năm đi học lên tiền lƣơng cả năm. Nói cách khác, suất sinh lợi của việc đi học của GVPT thấp hơn suất sinh lợi của việc đi học của ngƣời lao động đã đào tạo là 18,4% (năm 2008) và 21,3% (năm 2010), và sự khác biệt này là có ý nghĩa thống kê.
Kiểm định hettest cho thấy có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi trong các mô hình hồi quy trên và đã đƣợc khắc phục bằng lệnh Robust trong Stata. (Xin xem phụ lục 21, 22).