Phân theo bằng cấp chuyên môn (học vấn), thu nhập từ công việc làm cơng có mối quan hệ đồng biến với mức học vấn của người lao động. Học vấn càng cao thì thu nhập có xu hướng càng cao (hình 3.3 và hình 34). Người lao động được đào tạo nghề bài bản có thu nhập cao hơn so với người có mức học vấn dưới phổ thông trung học. Kết quả này cũng xác nhận rõ hơn về mức phân bổ thu nhập theo nhóm tuổi. Ở mỗi mức học vấn như nhau đối với cả nam và nữ, các lao động thuộc nhóm tuổi từ 25 đến 35 và từ 36 đến 45 tuổi là những nhóm có thu nhập cao nhất (xem thêm phụ lục 3.7).
Nguồn: Bộ dữ liệu trích từ VHLSS 2010 (n = 13.014)
Hình 3.3: Thu nhập người lao động nữ theo nhóm tuổi và bằng cấp chuyên mơn
Nguồn: Bộ dữ liệu trích từ VHLSS 2010 (n = 13.014)
Hình 3.4: Thu nhập người lao động nam theo nhóm tuổi và bằng cấp chun mơn
Thu nhập của người lao động trong các thành phần kinh tế khác nhau ở khu vực thành thị cũng có sự chênh lệch đáng kể. Cụ thể, mức lương bình quân của người lao động trong các doanh nghiệp thuộc khu vực kinh tế tư nhân, kinh tế nhà nước và kinh tế đầu tư nước ngồi có mức lương cao nhất. Trung bình là trên 4,2 triệu đồng/người/tháng so với mức lương trung bình của khu vực là 2,9 triệu đồng (xem thêm phụ lục 3.8). Xét đến sự chênh lệch thu nhập tiền lương theo giới, ở tất cả các khu vực kinh tế thì lương của lao động nam ln cao hơn lương của lao động nữ (hình 3.5). Mức chênh lệch này thể hiện rõ nét nhất ở khu vực kinh tế hộ gia đình. Điều này có thể giải thích bởi vai trị người trụ cột gia đình của lao động nam theo cách nghĩ truyền thống trước đây.
Nguồn: Bộ dữ liệu trích từ VHLSS 2010 (n = 13.014)
Hình 3.5: Thu nhập người lao động ở các khu vực kinh tế phân theo giới tính
Ngồi ra, sự chênh lệch tiền lương của người lao động theo các đặc tính cá nhân (các biến từ X4 đến X12) đều có ý nghĩa thống kê (Phụ lục 3.9). Kết quả kiểm định t- test với mức ý nghĩa 1% cho thấy, các chênh lệch hoặc khác biệt đã nêu bên trên là có cơ sở và hợp lý.
Tóm lược ý chính chương 3:
Kết quả kiểm chứng dữ liệu cho thấy dữ liệu sử dụng phù hợp với mơ hình nghiên cứu. Kết quả bước đầu cho thấy có sự chênh lệch về tiền lương trong lao động. Tiền lương trung bình của người lao động ở khu vực thành thị là cao hơn đáng kể so với mức lương trung bình của cả nước. Các thống kê cũng cho thấy có sự chênh lệch tiền lương khá rõ nét ở khu vực thành thị. Theo đó, tiền lương lao động nam cao hơn so với tiền lương của lao động nữ. Kết quả cũng cho thấy bằng cấp chuyên môn của người lao động càng cao thì tiền lương nhận được càng cao. Đồng thời, trong cùng một mức học vấn như nhau, thu nhập cao nhất của người lao động tập trung ở nhóm tuổi 25 đến 35 và 36 đến 45. Ngoài ra, các doanh nghiệp thuộc thành phần kinh tế tư nhân, kinh tế nhà nước, và kinh tế có vốn đầu tư nước ngồi là những doanh nghiệp trả lương cao nhất.
CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG
Mục đích của chương này trình bày kết cấu thu nhập và sự bất bình đẳng trong thu nhập của người lao động ở khu vực đô thị của Việt Nam từ việc ước lượng hàm hồi quy Mincer. Nội dung tập trung vào ba phần. Thứ nhất là nhắc lại và trình bày chi tiết mơ hình ước lượng. Thứ hai là trình bày các kết quả ước lượng cùng với các kết quả kiểm định mơ hình. Cuối cùng là tính tốn sự khác biệt trong thu nhập theo giới tính, đánh giá tình hình bất bình đẳng trong thu nhập này ở đơ thị Việt Nam tại thời điểm nghiên cứu.
4.1 Mơ hình ước lượng
4.1.1 Mơ hình Mincer
Dựa theo mơ hình lý thuyết nêu trong chương 2, nghiên cứu này sử dụng mơ hình hồi quy thu nhập Mincer với các biến số cụ thể như sau:
ln(Yh) = α0 + α1.S + α2T + α3T2
+ D + e (4.1)
Trong đó:
• Yh– Thu nhập bình quân một giờ của cá nhân làm cơng ăn lương có được trong 12 tháng qua; ln(Yh) là logarithm cơ số tự nhiên của Yh.
• S – Số năm đi học của người lao động,
• T – Kinh nghiệm tiềm năng của người lao động,
• T2 – Bình phương kinh nghiệm tiềm năng của người lao động,
• D: các biến Dummy
• e: sai số ước lượng
Bảng 4.1: Dấu kỳ vọng và ý nghĩa của các hệ số trong các hàm hồi qui
Hệ số Ý nghĩa Dấu kì vọng
α1
Cho biết suất sinh lợi của giáo dục, cho biết phần trăm tăng thêm của thu nhập khi tăng thêm một năm đi học
Hệ số Ý nghĩa Dấu kì vọng
α2 Cho biết phần trăm tăng thêm của thu nhập khi
kinh nghiệm tiềm năng tăng thêm một năm +
α3 Cho biết mức độ suy giảm của thu nhập biên theo
thời gian làm việc -
4.1.2 Mơ hình phân tích Oaxaca
Trong nghiên cứu này, các phương trình ước lượng thu nhập cho lao động nam (m) và lao động nữ (f) sử dụng trung bình mẫu của mỗi nhóm được xác định như
sau: ym = αˆom n + ∑j=1 j j m (4.2) y f = αˆof + ∑j =1n j j f (4.3) j • X m , j
X f : giá trị trung bình biến thứ j trong phương trình hồi quy của
nam và nữ
• βˆ
m , βˆ j
: hệ số hồi quy của biến thứ j trong phương trình hồi quy của nam và nữ
• n: là số biến xác định cho hàm hồi quy như số năm đi học, số năm kinh nghiệm, số năm kinh nghiệm bình phương…
Khoảng cách tiền lương giữa lao động nam và lao động nữ theo Cotton (1988) được xác định như sau:
∆w = (α1 4 4 4 4 2 4 4 4 4 3− α ) + X (β − β ) + β 1 44 2 4 43( X − X )
A B
(4.4)
Với X là các biến (có ý nghĩa thống kê) trong phương trình hồi quy hàm thu nhập Mincer. X m βˆ X f βˆ j f M F F M F M M F
Phương pháp phân tách khác biệt của Neumark (1988) với chỉ số mức công bằng thị trường β* (xác định theo công thức 1.8 ở chương 1):
lnW −lnW = β * (
X − X + (β) − β X * ) + (β * − β ) X
f m m
f m m f f (4.5)
Trong nghiên cứu này, kết quả hồi quy hàm thu nhập theo phương pháp Mincer (4.1) sẽ được sử dụng vào phương trình 4.2 và phương trình 4.3 để tính khoảng cách tiền lương giữa nam và nữ. Sự khác biệt trong thu nhập từ tiền lương tiền công của người lao động nam và nữ được tính tốn trong sự đối chiếu của công thức 4.4 và công thức 4.5.
4.2 Kết quả hồi quy hàm thu nhập Mincer
4.2.1 Kiểm định mơ hình
Mơ hình được ước lượng theo phương pháp hồi quy hai giai đoạn (2SLS) trong sự so sánh với phương pháp hồi quy thơng thường (OLS) cho hai nhóm người lao động. Sự phù hợp của mơ hình được khẳng định thông qua các kiểm định sau:
4.2.1.1.Kiểm định biến nội sinh
Kết quả kiểm chứng hiệu quả của biến nội sinh cho thấy biến số năm đi học là biến nội sinh tốt trong đề tài. Với mức giải thích R bình phương hiệu chỉnh trên 86% và có ảnh hưởng lên khả năng giải thích của mơ hình (xem phụ lục 4.4).
4.2.1.2.Kiểm định biến cơng cụ IV
Các biến cơng cụ IV trong mơ hình bao gồm biến dân tộc, tình trạng hơn nhân của cha mẹ, trình độ học vấn của cha mẹ và các biến vùng được sử dụng để ước lượng biến nội sinh là cần thiết (khơng dư thừa) và có ý nghĩa giải thích, ý nghĩa thống kê cao (xem phụ lục 4.5).
Kết quả kiểm định Durbin - Wu - Hausman với giả thuyết Ho cho rằng khơng có sự khác biệt về các hệ số giữa hai mơ hình. Với mức p = 0,0000 (giá trị kiểm định chi bình phương bằng 171: phụ lục 4.7) thì có thể bác bỏ giả thuyết Ho. Mơ hình hồi quy theo phương pháp 2SLS cho kết quả tốt hơn, nhất là về tính khơng thiên chệch của ước lượng.
4.2.1.4.Kiểm định phương sai thay đổi và tự tương quan
Hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình được khắc phục bằng kỹ thuật robust (với tùy chọn robust sau câu lệnh ivreg của STATA). Tuy nhiên, để kiểm chứng đề tài đã sử dụng phương pháp Cameron và Trivedi để kiểm định. Kết quả kiểm định cho thấy, mơ hình khắc phục được hiện tượng phương sai thay đổi (phụ lục 4.8).
Hiện tượng tự tương quan giữa các biến, ngoại trừ các biến số năm đi học, số năm kinh nghiệm và số năm kinh nghiệm bình phương là có tương quan chặt với nhau, các biến còn lại đa phần là không tương quan hoặc tương quan yếu với nhau (phụ lục 4.6).
4.2.2 Kết quả mơ hình
4.2.2.1Mơ hình hồi quy thơng thường
Bảng 4.2: Tổng hợp kết quả mơ hình hồi quy theo phương pháp OLS
Tên biến Chung Nam Nữ
Số năm đi học 0,045*** 0,033*** 0,057***
Số năm kinh nghiệm 0,069*** 0,074*** 0,064***
Số năm kinh nghiệm bình phương -0,001*** -0,002*** -0,001***
Tình trạng hơn nhân 0,010 -0,078 0,067
Chưa học hết lớp 1 -0,507*** -0,523*** -0,467***
Từ cấp 1 đến cấp 3 -0,319*** -0,347*** -0,251***
Đại học - Cao đẳng 0,125 0,203 0,085
Có bằng dạy nghề 0,379*** 0,395*** 0,357***
Tên biến Chung Nam Nữ
Khu vực có vốn đầu tư nước ngồi 0,498*** 0,350*** 0,739*** Chun mơn kỹ thuật bậc trung cao 0,291*** 0,263*** 0,277*** Chuyên môn kỹ thuật bậc thấp 0,569*** 0,534*** 0,333***
Hệ số cắt 6,731*** 6,975*** 6,495*** Số quan sát (n) 4.116 2.074 2.042 R-bình phương hiệu chỉnh 0,425 0,422 0,443 RMSE 0,722 0,722 0,709 Ghi chú: * p < 0,1; ** p < 0,05; *** p < 0,01 Nguồn: kết quả tính tốn từ VHLSS 2010 (n = 4.116)
Có 10/12 biến ở cả hai mơ hình hồi quy Mincer cho lao động nam và lao động nữ có ý nghĩa thống kê từ mức 5% trở lên và có dấu phù hợp kỳ vọng. Biến tình trạng hơn nhân, và biến đại học cao đẳng là hai biến khơng có ý nghĩa thống kê. Các mơ hình này có hệ số R-điều chỉnh dao động từ 0,42 đến 0,44 và có mức sai số RMSE trong khoảng 0,70 – 0,72. Kết quả cho thấy, mức tăng của thu nhập bình quân của người lao động nam và lao động nữ theo số năm đi học và số năm kinh nghiệm không đồng đều nhau. Cụ thể, số năm đi học tăng thêm 1 năm thì thu nhập trung bình của lao động nam và nữ tăng lên lần lượt là 3,3% và 5,7%. Tương tự, số năm kinh nghiệm của người lao động tăng thêm thì mức thu nhập bình quân cũng tăng và với mức tăng có phần lớn hơn so với số năm đi học. Cụ thể, kinh nghiệm tăng thêm 1 năm thì thu nhập bình quân của lao động nam tăng thêm 7,4% và ở lao động nữ là 6,4%.
Loại hình tổ chức hay khu vực kinh tế mà người lao động đang làm việc cũng có tác động khác nhau lên mức gia tăng thu nhập của người lao động. Ở khu vực kinh tế nhà nước và khu vực kinh tế có vốn đầu tư nước ngoài, kết quả cho thấy các lao động nữ làm việc ở khu vực này đều có mức lương cao hơn so với các lao động nam tương ứng (các yếu tố tác động khác xem như khơng đổi).
Trình độ học vấn của người lao động cũng ảnh hưởng đáng kể đến mức gia tăng thu nhập của người lao động theo giới. Cụ thể, việc chưa hoàn thành cấp học từ cấp 1 đến cấp 3 hoặc chưa học hết lớp 1 có xu hướng nhận được mức lương thấp hơn. Trong những trường hợp này, xu hướng giảm thu nhập ở lao động nam là cao hơn so với các lao động nữ ở cùng một cấp học.. Điều này cũng tương tự ở cấp độ lao động có chun mơn kỹ thuật bậc thấp. Ở mức chuyên môn này, thu nhập của các lao động nam cao hơn đáng kể (20%) so với các lao động nữ. Điều này phù hợp với thị trường lao động cơ bản khi mà các lao động chuyên môn thấp chủ yếu là các lao động cơ bản chân tay.
4.2.2.2Hồi quy hai giai đoạn (2SLS)
Kết quả hồi quy hai giai đoạn với biến nội sinh là biến số năm đi học (X1) được hồi quy theo 4 biến phụ là X13 (dân tộc), X14 (trình độ giáo dục của cha mẹ), X15 (tình trạng hơn nhân của cha mẹ), X16 (thuộc hộ nghèo trong giai đoạn 2006 – 2010) và các biến vùng được thể hiện ở bảng 4.2 như sau:
Bảng 4.3: Tổng hợp kết quả mơ hình hồi quy theo phương pháp 2SLQ
Tên biến Chung Nam Nữ
Số năm đi học 0,106*** 0,089*** 0,118***
Số năm kinh nghiệm 0,076*** 0,080*** 0,071***
Số năm kinh nghiệm bình phương -0,001*** -0,002*** -0,001***
Tình trạng hơn nhân 0,045 -0,023 0,081*
Chưa học hết lớp 1 -0,461*** -0,465*** -0,435***
Từ cấp 1 đến cấp 3 -0,744*** -0,743*** -0,668***
Đại học - Cao đẳng -0,562*** -0,471*** -0,566***
Có bằng dạy nghề 0,279*** 0,307*** 0,232**
Khu vực kinh tế nhà nước 0,292*** 0,207*** 0,415***
Khu vực có vốn đầu tư nước ngồi 0,469*** 0,312*** 0,729*** Chuyên môn kỹ thuật bậc trung cao 0,223*** 0,216*** 0,196*** Chuyên môn kỹ thuật bậc thấp 0,596*** 0,571*** 0,333***
Tên biến Chung Nam Nữ Hệ số góc 6,494*** 6,744*** 6,248*** Số quan sát (n) 3.887 1.978 1.909 R-bình phương hiệu chỉnh 0,402 0,397 0,4242 RMSE 0,738 0,737 0,722 Ghi chú: * p < 0,1; ** p < 0,05; *** p < 0,01 Nguồn: kết quả tính tốn từ VHLSS 2010 ( n = 4.116) )
Kết quả hồi quy hai bước cho thấy có 11/12 biến có ý nghĩa thống kê 5% và đúng dấu kì vọng. Biến tình trạng hơn nhân gần như khơng có ý nghĩa thống kê trong cả 3 mơ hình. Hiệu quả giải thích của mơ hình tuy thấp hơn phương pháp OLS nhưng cũng ở mức khá cao, dao động từ 0,40 đến 0,42; Đồng thời mức sai số RMSE dao động quanh mức 0,72 – 0,74.
Mơ hình hình quy hàm thu nhập Mincer chung (nam và nữ), cũng như các mơ hình riêng rẻ cho lao động nam và lao động nữ cho thấy trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi thì các hệ số hồi quy cũng như dấu của nó khá phù hợp với kỳ vọng. Cụ thể, đối với cả lao động nam và nữ số năm đi học và năm kinh nghiệm có tác động dương (+) đối với thu nhập. Ngược lại, hệ số hồi quy của số năm kinh nghiệm bình phương mang dấu âm (-) cho thấy mức độ suy giảm của thu nhập biên theo số năm làm việc. Cụ thể, cứ 1 năm đi học tăng lên làm tăng thêm 10,5% thu nhập của người lao động (con số này ở lao động nam và nữ lần lượt là 9% và 12%). Tác động tương tự như số năm đi học, số năm kinh nghiệm cũng cho thấy có mối quan hệ thuận chiều. Tăng 1 năm kinh nghiệm, lương người lao động nhận được tăng thêm 7,6%. Kết quả cho thấy, số năm kinh nghiệm tăng đến một ngưỡng nhất định thì mức lương người lao động sẽ chựng lại và bắt đầu suy giảm. Tuy nhiên, mức suy giảm này là không đáng kể (1,4% lương theo số năm kinh nghiệm bình phương).
Theo mơ hình này, kết quả hồi quy có tác động tương đối giống với mơ hình hồi quy OLS, tuy nhiên, mức tác động là mạnh hơn tương đối. Điều này được thể hiện ở các biến như số năm đi học và số năm kinh nghiệm. Khi số
năm đi học của người lao động tăng 1 năm thì thu nhập trung bình của lao động nữ cao hơn 2,3% so với lao động nam. Và ngược lại, kinh nghiệm của người lao động tăng 1 năm thì mức tăng thu nhập trung bình của người lao động nữ lại thấp hơn lao động nam khoảng 1%.
Các lao động làm việc ở các khu vực kinh tế nhà nước, đặc biệt ở khu vực kinh tế có vốn đầu tư nước ngồi thì có mức lương tăng cao hơn (tương đối so với khu vực kinh tế tư nhân (bao gồm kinh tế tư nhân, kinh tế tập thể, hộ sản xuất cá thể). Các lao động làm việc ở hai khu vực này có thu nhập bình qn tăng cao hơn. 73% (ở khu vực kinh tế có vốn đầu tư nước ngồi) và 41% (khu vực kinh tế nhà nước) so với khu vực kinh tế tư nhân. Xét theo sự chênh lệch thu nhập theo giới, ở hai khu vực kinh tế này các lao động nữ có ưu thế gia tăng thu nhập bình quân cao hơn so với các lao động nam tương ứng (42%