Nguồn: Tính tốn của tác giả theo KSMS 2006
Xét theo trình độ chun mơn đƣợc phân chia thành lao động kỹ thuật bậc cao, lao động kỹ thuật bậc thấp, lao động giản đơn. Theo đó, phụ nữ ít có cơ hội tiếp cận với cơng nghệ, tín dụng và giáo dục đào tạo, thƣờng gặp nhiều khó khăn do gánh nặng cơng việc gia đình, điều kiện để nâng cao chun mơn ít hơn nam giới. Có vài lý do giải thích cho sự hình thành của các nhóm việc làm này. Lý do thứ nhất là sự khác biệt trong tiếp cận đào tạo kỹ thuật làm hạn chế khả năng thích ứng với một số nghề nghiệp của phụ nữ. Một điều tra trong năm 2005 (Viện KHXH Việt
86,1% 73,7%
92,9%
0,0% 50,0% 100,0%
Nông, lâm nghiệp, thủy sản Công nghiệp Dịch vụ
Nam, 2006) cho thấy về vấn đề “kỹ năng chuyên môn”, 16% nam giới đã từng đƣợc đào tạo kỹ thuật thông qua học tập ở trƣờng, con số này ở nữ là 10%. Có 14% nam giới đƣợc đào tạo trong quá trình làm việc và tỷ lệ này ở nữ giới là 10%. Tỷ lệ tự đào tạo ở nữ giới cao hơn một chút so với nam giới (38% và 37%).
Hình 2.8. Cơ hội việc làm cho phụ nữ cịn hạn chế
Nguồn: tính tốn của tác giả từ KSMS2006
Thêm vào đó, một cách biệt lớn khác giữa lao động nam và lao động nữ đó là cơ hội tham gia vào các cơng việc làm cơng ăn lƣơng. Năm 2006, chỉ có 26,8% phụ nữ có thu nhập chính từ cơng việc làm cơng ăn lƣơng trong khi con số này ở nam là 43.26%. (Nguồn: tính tốn của tác giả từ KSMS2006). Lao động nữ chiếm 52% lực lƣợng lao động tuy nhiên chỉ có ¼ có cơng việc làm cơng ăn lƣơng và gần ½ làm cơng việc thuộc nơng nghiệp. Nhƣ vậy nữ giới có ít hơn rất nhiều so với nam giới về cơ hội tiếp cận công việc nhận tiền lƣơng, tiền công và do vậy cũng sẽ là một nguyên nhân tạo nên khoảng cách về thu nhập so với lao động nam (Hình 2.8)
Vùng địa lý
Mức sống và thu nhập của ngƣời lao động còn phụ thuộc khu vực sinh sống là thành thị hoặc nông thôn hoặc vùng miền. Theo báo cáo điều tra biến động dân số
43,26% 26,88% 37,78% 43,09% 0,00% 5,00% 10,00% 15,00% 20,00% 25,00% 30,00% 35,00% 40,00% 45,00% 50,00% Nam Nữ C ơng vi ệc chí nh ( loại ngàn h n ghề)
(2006), tỷ lệ nữ tham gia hoạt động kinh tế ở nƣớc ta duy trì ở mức cao, tỷ lệ này ở nữ là 64,4%, còn ở nam là 78,2%. Đáng chú ý là giữa các vùng có sự khác biệt lớn về tỷ lệ nữ tham gia hoạt động kinh tế. Tỷ lệ nữ hoạt động kinh tế là cao nhất ở Tây Bắc, đạt 78.3%, tiếp theo là Đông Bắc đạt 73.9% và Tây Nguyên, đạt 72.5%. Tỷ lệ nữ tham gia hoạt động kinh tế thấp nhất đƣợc ghi nhận ở Đông Nam Bộ, đạt 55.2%, theo sau là đồng bằng sông Cửu Long, đạt 56.2%.Đặc biệt, đây cũng là hai vùng có mức chênh lệch lớn nhất về tỷ lệ tham gia hoạt động kinh tế của nam và nữ (Phụ lục 3).
Nếu phân biệt theo khu vực thành thị và nơng thơn thì tỷ lệ có việc làm thƣờng xuyên ở thành thị thấp hơn ở nông thôn. Năm 2006, tỷ lệ nữ ở thành thị tham gia hoạt động kinh tế là 56.7% cịn ở nơng thơn là 67.5%; các tỷ lệ tƣơng ứng ở nam là 74% và 79.8% (Phụ lục 3). Nhƣ vậy, với tỷ lệ tham gia vào hoạt động kinh tế thấp hơn nam giới, phụ nữ có ít cơ hội hơn nam giới trong việc tạo ra nguồn thu nhập và do vậy đồng nghĩa với việc thu nhập của họ cũng sẽ có thể thấp hơn thu nhập nam giới.
Mơi trƣờng chính sách liên quan đến thu nhập và vấn đề giới
Trong lao động và việc làm, bình đẳng giới thể hiện ở các mặt: cơ hội có việc làm và tự do lựa chọn; thăng tiến, bảo hộ lao động, thụ hƣởng phúc lợi, phƣơng tiện làm việc; đào tạo nâng cao trình độ; bình đẳng về tiền lƣơng, thu nhập và đánh giá đối với mỗi ngƣời không phân biệt giới tính của họ về pháp lý. Trong nhiều năm qua Việt Nam đã ban hành và thực thi nhiều chính sách về lao động- việc làm, tiền lƣơng nhằm thực thi, hƣớng tới làm giảm dần khoảng cách giới và tạo ra sự bình đẳng. Điều 63 Hiến pháp Việt Nam (1992) quy định: “Công dân nữ và nam có quyền ngang nhau về mọi mặt... Nghiêm cấm mọi hành vi phân biệt đối xử với phụ nữ, xúc phạm nhân phẩm phụ nữ. Lao động nữ và nam việc làm nhƣ nhau thì tiền lƣơng ngang nhau. Lao động nữ có quyền hƣởng chế độ thai sản… Nhà nƣớc và xã hội tạo điều kiện để phụ nữ nâng cao trình độ mọi mặt, khơng ngừng phát huy vai trị của mình trong xã hội; …. ”
Các chính sách khác về lao động (Bộ Luật lao động), về dạy nghề, về chính sách hỗ trợ việc làm cho lao động nữ …và các biện pháp khuyến khích cho doanh nghiệp sử dụng động lao động nữ nhƣ tín dụng ƣu đãi, giảm thuế và cải thiện điều kiện việc làm cho lao động nữ đã có những tác động tích cực trong thực thi bình đẳng giới trong thu nhập nói riêng và bình đẳng giới nói chung. Tuy nhiên, cịn có những yếu tố hạn chế phụ nữ tham gia vào lĩnh vực việc làm chính thức và hƣởng lợi một cách bình đẳng từ việc làm.. Ví dụ, trong khi các chính sách lao động nhằm bảo vệ phụ nữ có thai là hồn tồn cần thiết và vì lợi ích của phụ nữ cũng nhƣ xã hội, thì các chính sách bảo vệ tồn diện khơng nên tạo ra chi phí quá cao để cịn khuyến khích giới chủ th, tuyển, đào tạo hoặc đề bạt phụ nữ. Ví dụ, Bộ luật Lao động không cho phép tuyển phụ nữ làm việc trong các lĩnh vực đƣợc coi là độc hại cho sức khoẻ phụ nữ. Tuy nhiên luật pháp không nên hạn chế lựa chọn về ngành nghề của phụ nữ.
CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Chƣơng 3 trình bày diễn dịch tốn học mơ hình hồi quy hàm thu nhập Mincer và phƣơng pháp phân tích Oaxaca đồng thời trình bày phƣơng pháp chọn mẫu và cách thức tính tốn các biến giải thích.
3.1. Dữ liệu nghiên cứu
Nghiên cứu này sử dụng bộ số liệu kết quả điều tra mức sống hộ gia đình năm 2006 do tổng cục thống kê tiến hành điều tra trong cả nƣớc. Cỡ mẫu của KSMS 2006 gồm 45.945 hộ đƣợc chọn từ 3.063 địa bàn của mẫu chủ.
Dựa trên các đặc tính của đối tƣợng nghiên cứu, việc chọn mẫu cho nghiên cứu này đƣợc dựa trên các tiêu chuẩn:
Là các đối tƣợng trong độ tuổi lao động theo Bộ luật Lao động Việt Nam: từ 15 đến 60 tuổi đối với nam và từ 15 đến 55 tuổi đối với nữ tính đến năm khảo sát (2006).
Là ngƣời lao động làm công ăn lƣơng, hƣởng lƣơng hàng tháng trong vòng 12 tháng trƣớc thời gian điều tra.
Sau khi loại bỏ các mẫu bị khuyết, không phù hợp, số mẫu trong nghiên cứu này bao gồm 3.720 quan sát theo đó 60,97% là nam và 39,03% là nữ. Các thống kê về cơ cấu mẫu theo trình độ học vấn, cơ cấu ngành nghề, trình độ chuyên môn, thành phần kinh tế và vùng đia lý đƣợc trình bày trong Phụ lục 4.
3.2. Phƣơng pháp phân tích
3.2.1. Mơ hình hàm thu nhập Mincer
Mincer, Jacob (1974) trình bày mối quan hệ giữa thu nhập với giáo dục thơng qua mơ hình học vấn với Đường tiền lương theo học vấn cho thấy mối quan
hệ giữa tiền lƣơng và số năm đƣợc giáo dục, đào tạo của ngƣời lao động làm thuê. Độ dốc của Đường tiền lương theo học vấn cho thấy mức tăng thu nhập khi ngƣời lao động có thêm một năm học vấn. Ngƣời lao động sẽ quyết định chọn trình độ học vấn tối ƣu, quyết định dừng việc học khi mức lợi tức biên bằng với suất chiết khấu kỳ vọng của họ. Đây là qui tắc dừng nhằm tối đa hóa giá trị hiện tại của thu nhập.
Mơ hình học vấn với giả thiết bỏ qua yếu tố kinh nghiệm, đƣợc Mincer diễn dịch toán học cho thấy logarithm của thu nhập là hàm tỷ lệ thuận với số năm đi học:
lnYS = lnY0 + r.S (3.1) Trong đó: S : là số năm đi học
Y0 : là thu nhập hàng năm của ngƣời khơng có đi học YS : là thu nhập hàng năm của ngƣời có S năm đi học r: tỉ suất chiết khấu
Hệ số của S biểu thị mức độ gia tăng thu nhập cũng chính là tỷ suất thu hồi nội bộ. Đây là dạng thô sơ nhất của hàm thu nhập cá nhân. Mơ hình học vấn trở nên đầy đủ hơn khi xét đến cả yếu tố kinh nghiệm nhƣ là quá trình đào tạo sau khi thơi học và sự đào tạo này là có chi phí. Diễn dịch tốn học của Mincer đã qui đổi yếu tố kinh nghiệm về đơn vị thời gian, từ đó dẫn đến hàm thu nhập phụ thuộc vào cả số năm đi học và số năm kinh nghiệm, cho phép ƣớc lƣợng các hệ số bằng phƣơng pháp kinh tế lƣợng:
lnYt = a0 + a1S + a2t + a3t2 + biến khác (3.2) Trong đó: t: là số năm, t= 0, 1, 2 …
3.2.2. Phƣơng pháp phân tích Oaxaca
Có thể nói các nghiên cứu định tính về bất bình đẳng giới trong thu nhập theo cách tiếp cận của Oaxaca (1973) là một trong những phƣơng pháp khá phổ biến. Theo Oaxaca, phƣơng thức tính khoảng cách thu nhập giữa nam và nữ đƣợc tính nhƣ sau:
Giả sử có hai nhóm lao động nam và nữ, mức lƣơng trung bình của nhóm nam là 𝑤𝑀 và của nhóm nữ là 𝑤𝐹. Khoảng cách thu nhập giữa hai nhóm sẽ là hiệu của hai mức lƣơng trung bình này: ∆𝑤 = 𝑤𝑀 − 𝑤𝐹 (3.3)
Tuy nhiên, hiệu số này không thể đƣợc gọi là phân biệt đối xử vì có nhiều yếu tố tạo nên khác biệt tiền lƣơng giữa lao động nam và nữ. Chẳng hạn nam giới có bằng cấp chun mơn cao hơn phụ nữ, trong trƣờng hợp này ta không thể khẳng định doanh nghiệp trả lƣơng nam giới cao hơn phụ nữ do họ có bằng cấp cao hơn là
phân biệt đối xử. Một định nghĩa chính xác hơn về phân biệt đối xử về thu nhập trên thị trƣờng lao động phải so sánh mức lƣơng của những ngƣời có cùng kỹ năng.
Nhƣ vậy, để điều chỉnh khác biệt tiền lƣơng cơ bản cho bởi ∆𝑤 bằng khác
biệt về kỹ năng giữa lao động nam và nữ sử dụng hàm hồi quy ƣớc lƣợng thu nhập của nam, nữ theo theo những đặc điểm kinh tế xã hội. Để đơn giản, giả sử chỉ có một yếu tố ảnh hƣởng đến thu nhập, hàm hồi quy thu nhập của mỗi nhóm sẽ là:
Hàm hồi quy thu nhập của nam: wM = αM + βMSM (3.4) Hàm hồi quy thu nhập của nữ: wM = αF + βFSF
SM, SF là số năm đi học của nam và nữ. Giá trị, αM và αF là mức thu nhập khởi điểm của mỗi nhóm, αM = αF nếu doanh nghiệp đánh giá kỹ năng lao động của nam và nữ có 0 năm học vấn là bằng nhau. Hệ số βM cho biết thu nhập của lao động nam tăng bao nhiêu nếu anh ta có thêm một năm học vấn, hệ số βF cho biết thu nhập của lao động nữ tăng bao nhiêu nếu có thêm một năm học vấn, nếu doanh nghiệp đánh giá học vấn của nam nhƣ học vấn của lao động nữ, hai hệ số này sẽ bằng nhau (βM = βF). Mơ hình hồi quy khác biệt tiền lƣơng cơ bản có thể viết lại:
∆𝑤 = 𝑤𝑀 − 𝑤𝐹 = 𝛼𝑀 + 𝛽𝑀𝑆 𝑀 − 𝛼𝐹 − 𝛽𝐹𝑆 𝐹 (3.5) Thêm và bớt 𝛽𝑀𝑆 𝐹 vào vế phải phƣơng trình (2.3) ta đƣợc:
∆𝑤 = 𝛼 + 𝛽𝑀𝑀 − 𝛼𝐹 + (𝛽𝑀 − 𝛽𝐹)𝑆 𝐹 (𝑆 𝑀 − 𝑆 𝐹) (3.6)
Phƣơng trình (3.6) cho thấy khác biệt tiền lƣơng cơ bản gồm hai phần. Phần thứ hai của vế phải phƣơng trình sẽ bằng khơng nếu nam và nữ có cùng số năm đi học ((𝑆 𝑀 = 𝑆 𝐹), do vậy phần này sẽ chỉ phát sinh khi số năm đi học của nam và nữ
không bằng nhau.
Phần thứ nhất vế phải phƣơng trình (3.6) sẽ cho kết quả dƣơng nếu doanh nghiệp xem trọng học vấn của nam hơn nữ (𝛽𝑀 > 𝛽𝐹), hoặc doanh nghiệp trả lƣơng cho nam cao hơn nữ không kể học vấn (𝛼𝑀 > 𝛼𝐹). Điều này thể hiện sự phân biệt
đối xử trong thu nhập giữa lao động nam và nữ.
Hạn chế của phƣơng pháp phân tích Oaxaca đó là việc đo lƣờng mức độ phân biệt đối xử giới trong thu nhập tùy thuộc vào việc có kiểm sốt đƣợc mọi yếu
tố khác biệt về kỹ năng giữa hai nhóm hay khơng. Nếu có những yếu tố bị bỏ sót trong mơ hình hồi quy, chúng ta sẽ đo lƣờng mức độ phân biệt đối xử khơng chính xác.
3.2.3. Mơ hình thực nghiệm và giải thích biến 3.2.3.1. Mơ hình thực nghiệm 3.2.3.1. Mơ hình thực nghiệm
Mơ hình hồi quy thu nhập Mincer
Mơ hình hồi qui đƣợc dựa trên hàm thu nhập Mincer trình bày ở mục 3.2.1. Nghiên cứu này sử dụng mơ hình hồi quy thu nhập nhƣ sau :
ln (Yh) = α0 + α1S + α2T + α3T2 + biến khác +e (3.7) Trong hàm hồi qui trên, các biến số
Yh– Thu nhập bình quân một giờ của cá nhân làm cơng ăn lƣơng có đƣợc trong 12 tháng qua; ln(Yh) là logarithm cơ số tự nhiên của Yh.
S – Số năm đi học của cá nhân quan sát đƣợc,
T – Kinh nghiệm tiềm năng của cá nhân quan sát đƣợc,
Tsq – Bình phƣơng kinh nghiệm tiềm năng của cá nhân quan sát đƣợc, Dấu kỳ vọng và ý nghĩa của các hệ số trong các hàm hồi qui:
α0 – Hằng số, tung độ gốc của hàm hồi qui
α1 – Hệ số ƣớc lƣợng cho biết suất sinh lợi của giáo dục, cho biết phần trăm tăng thêm của thu nhập khi tăng thêm một năm đi học, có dấu kỳ vọng là dƣơng.
α2 – Hệ số ƣớc lƣợng cho biết phần trăm tăng thêm của thu nhập khi kinh nghiệm tiềm năng (có đƣợc từ việc rèn luyện kỹ năng trong quá trình làm việc, sau khi khơng cịn đi học) tăng thêm một năm, có dấu kỳ vọng là dƣơng.
α3 – Hệ số ƣớc lƣợng cho biết mức độ suy giảm của thu nhập biên theo thời gian làm việc, có dấu kỳ vọng là âm.
Mơ hình phân tích Oaxaca
Trong nghiên cứu này, các phƣơng trình ƣớc lƣợng thu nhập cho lao động nam (m) và lao động nữ (f) sử dụng trung bình mẫu của mỗi nhóm đƣợc xác định nhƣ sau: 𝑌 𝑚 = 𝛼 0𝑚 + 𝑋 𝑗 𝑚 𝑛 𝑗 =1 𝛽 𝑗 𝑚 (3.8)
𝑌 𝑓 = 𝛼 0𝑓 + 𝑋 𝑗 𝑓 𝑛
𝑗 =1 𝛽 𝑗
𝑓 (3.9)
Trong đó: 𝑌 : logarithm tự nhiên của thu nhập theo giờ 𝛼 0: Hằng số, tung độ gốc của hàm hồi qui 𝛽 𝑗: hệ số hồi quy biến thứ j
𝑋 𝑗: giá trị trung bình biến thứ j
n: n biến xác định cho hàm hồi quy nhƣ: số năm đi học, số năm kinh nghiệm, số năm kinh nghiệm bình phƣơng…
Khoảng cách tiền lƣơng giữa lao động nam và lao động nữ đƣợc xác định nhƣ sau: 𝑌 𝑚 − 𝑌 𝑓 = 𝛼 0𝑚 − 𝛼 0𝑓 + 𝑋 𝑗 𝑓 𝑛 𝑗 =1 ∆𝛽 𝑗 + 𝑛𝑗 =1∆𝑋 𝑗𝛽 𝑚𝑗 (3.10)
Trong đó: ∆𝛽 𝑗 = 𝛽 𝑚𝑗 − 𝛽 𝑓𝑗 là khoảng cách giữa hệ số hồi quy của biến j theo lao động nam với hệ số hồi quy theo lao động nữ.
∆𝑋 𝑗 = 𝑋 𝑚𝑗 − 𝑋 𝑓𝑗 là khoảng cách giá trị trung bình các biến giữa lao động nam và nữ.
Giá trị 𝛼 0𝑚 − 𝛼 0𝑓 + 𝑋 𝑗 𝑚 𝑛
𝑗 =1 ∆𝛽 𝑗 trong phƣơng trình (3.10) là một phần trong tổng khoảng cách tiền lƣơng giữa lao động nam và lao động nữ. Phần giá trị cách biệt này là khác biệt trong thu nhập nhận đƣợc khi có cùng các yếu tố năng suất giữa lao động nam và nữ. Phần chênh lệch này là phần khơng thể giải thích đƣợc hay là khoảng cách đƣợc tạo ra do sự phân biệt đối xử.
Phần giá trị 𝑛 ∆
𝑗 =1 𝑋 𝑗𝛽 𝑗 là phần đƣợc tạo ra do những khác biệt về các đặc tính quan sát đƣợc giữa lao động nam và lao động nữ.
Phƣơng thức phân tích trên dựa trên giả thiết cấu trúc thu nhập của lao động