CHƢƠNG 1 : CƠ SỞ LÝ LUẬN VỀ BẤT BÌNH ĐẲNG GIỚI TRONG
3.2. Phƣơng pháp phân tích
3.2.3. Mơ hình thực nghiệm và giải thích biến
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 nam là cấu trúc chuẩn khơng có sự phân biệt đối xử. Tƣơng tự, chúng ta có thể xây dựng mơ hình xác định khoảng cách thu nhập giữa lao động nam và lao động nữ trên cơ sở xem thu nhập của lao động nữ nhƣ là cấu trúc tiền lƣơng khơng có sự phân biệt đối xử:
𝑌 𝑚 − 𝑌 𝑓 = 𝛼 0𝑚 − 𝛼 0𝑓 + 𝑋 𝑗 𝑓 𝑛
𝑗 =1 ∆𝛽 𝑗
+ 𝑛𝑗 =1∆𝑋 𝑗𝛽 𝑓𝑗 (3.11)
Trong nghiên cứu này, kết quả hồi quy hàm thu nhập theo phƣơng pháp Mincer (3.7) sẽ đƣợc sử dụng vào phƣơng trình Oaxaca để tính khoảng cách tiền lƣơng giữa nam và nữ.
Mơ hình tƣơng tác
Để phân tích tác động khác nhau của các biến độc lập và tác động của các biến tƣơng tác giữa biến độc lập với giới tính lên thu nhập của ngƣời lao động, nghiên cứu này sử dụng mơ hình hồi quy tƣơng tác bằng việc tiến hành hồi quy logarithm thu nhập theo giờ với các biến độc lập, biến giới tính và các biến tƣơng tác giữa biến độc lập với biến giới tính sau khi đã loại bỏ các biến khơng có ý nghĩa thống kê ở mơ hình hồi quy hàm thu nhập Mincer (3.7)
3.2.3.2. Các biến số quan sát
a. Biến phụ thuộc: logarithm của thu nhập
Để xác định giá trị của biến phụ thuộc này ta tính bình qn tiền lƣơng, tiền công (gồm cả hai khoản: khoản tiền cơng tiền lƣơng chính thức và các khoản khác ngồi lƣơng), lấy logarithm thu nhập bình qn giờ lao động theo từng cá nhân ta đƣợc giá trị biến phụ thuộc ln(Yh).
b. Biến độc lập
Nhóm các biến định lƣợng: số năm đi học; số năm kinh nghiệm và số năm kinh nghiệm bình phƣơng (Phụ lục 5.1 )
Nhóm các biến định tính: tình trạng hơn nhân; trình độ học vấn; bằng dạy nghề; chuyên môn kỹ thuật; ngành kinh tế; khu vực kinh tế; thành thị/nông thông; Hà Nội, tp Hồ Chí Minh/khác (Phụ lục 5.2)
CHƢƠNG 4: KẾT QUẢ PHÂN TÍCH
Chƣơng này trình bày kết quả ƣớc lƣợng và tính tốn các hệ số hồi quy theo hàm thu nhập Mincer, kết hợp phƣơng pháp phân tích Oaxaca xác định khoảng cách thu nhập và mức độ bất bình đẳng giới trong thu nhập.
4.1. Kết quả hồi quy hàm thu nhập Mincer
Mơ hình hồi quy hàm thu nhập Mincer tổng thể cho cả nam và nữ: ln (Yh) = α0 + α1S + α2T + α3T2 + biến khác +e (4.1)
Bảng 4.1: Kết quả hồi quy mơ hình hồi quy hàm Mincer
Biến phụ thuộc Ln(Yh)
Biến độc lập Hệ số hồi quy t- static
Số năm đi học 0.027* 7.07
Số năm kinh nghiệm 0.034* 10.45
Số năm kinh nghiệm bình phƣơng -0.001* -8.89
Trình độ trên đại học 0.926* 7.34
Trình độ cao đẳng, đại học 0.474* 13.09
Trình độ dƣới trung học phổ thơng -0.058* -2.87
Có bằng đào tạo nghề 0.159* 6.17 Thành thị 0.123* 6.47 Hà Nội/Tp Hồ Chí Minh 0.316* 12.23 Nơng nghiệp -0.029 -0.82 Khu vực kinh tế Nhà nƣớc 0.042** 1.76 Khu vực kinh tế có vốn ĐTNN 0.269* 7.48
Lao động chuyên môn kỹ thuật bậc trung, cao 0.031 1.01
Lao động chuyên mơn kỹ thuật thấp 0.102* 4.50
Có gia đình 0.039 1.64 Tung độ gốc 0.877 Số quan sát 3720 R2 hiệu chỉnh 0.350 Prob (F-statistic) 0.000 * Có ý nghĩa thống kê ở mức 1-5% ** Có ý nghĩa thống kê ở mức 10%
Mơ hình hình quy hàm thu nhập Mincer cho cả nam và nữ cho kết quả hồi quy và dấu các hệ số hồi quy 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 dƣơng (+) đối với thu nhập. Ngƣợc lại, hệ số hồi quy của số năm kinh nghiệm bình phƣơng mang dấu âm (-) cho thấy mức độ suy giảm của thu nhập biên theo số năm làm việc. Mơ hình hồi quy cũng cho thấy khi các điều kiện khác không đổi, thu nhập và trình độ giáo dục của ngƣời lao động có mối quan hệ đồng biến, trình độ càng cao càng có cơ hội tăng thêm thu nhập, một ngƣời lao động có trình độ trên đại học có thể tăng thêm thu nhập là 92.6% so với lao động có trình độ trung học phổ thơng, trong khi lao động có trình độ dƣới trung học phổ thơng lại chịu mức thu nhập thấp hơn 5.8% so với lao động có trình độ trung học. Việc có bằng dạy nghề mang lại 15.9% thu nhập cao hơn so với khơng có bằng dạy nghề và lao động có tay nghề có thu nhập cao hơn lao động giản đơn 10.2%. Tƣơng tự, sinh sống và làm việc ở thành thị hay các thành phố lớn nhƣ Hà Nội, thành phố Hồ Chí Minh giúp ngƣời lao động có thu nhập cao hơn so với khu vực nông thôn và các tỉnh thành khác.
Loại tổ chức hay khu vực kinh tế đang làm việc cũng tác động đến thu nhập của ngƣời lao động, làm việc trong khu vực nhà nƣớc mang lại thêm 4.2% thu nhập so với làm việc khu vực tƣ nhân, kinh tế tập thể và hộ gia đình trong khi làm việc trong khu vực có vốn đầu tƣ nƣớc ngồi lại tạo ra đến 26.9% thu nhập cao hơn các khu vực kinh tế khác.
Lao động làm việc trong lĩnh vực nơng nghiệp có thu nhập thấp hơn lao động trong các lĩnh vực phi nông nghiệp 2.9%, tuy nhiên tác động của yếu tố ngành nghề nông nghiệp hay phi nơng nghiệp có ý nghĩa kinh tế nhƣng lại khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Tƣơng tự, kết quả hồi quy các yếu tố Kinh tế nhà nƣớc, tình trạng hơn nhân và là lao động có kỹ thuật bậc trung, cao đều có ý nghĩa về kinh tế song khơng có ý nghĩa về mặt thống kê.
Thực hiện hồi quy cho từng giới tính nam và nữ cho kết quả nhƣ ở Bảng 4.2. Nhƣ vậy, kết quả hồi quy riêng rẽ cũng cho thấy giáo dục nói chung có tác động
nâng cao thu nhập cho ngƣời lao động. Ở cả nam và nữ, số năm đi học khơng hồn toàn tạo ra mức tăng thu nhập cao tuy nhiên, tác động của giáo dục đến thu nhập thể hiện rõ nét ở kết quả hồi quy cho từng bậc giáo dục của ngƣời lao động.
Cụ thể: trình độ thấp hơn mức trung học phổ thông là trở ngại cho ngƣời lao động, ở trình độ này họ phải chịu nhận mức lƣơng thấp hơn ngƣời lao động có trình độ trung học phổ thông là 8.1% với lao động nam và 4.3% đối với lao động nữ, tuy nhiên tác động yếu tố này khơng có ý nghĩa thống kê đối với lao động nữ. Đồng thời, tƣơng tự nhƣ phân tích thống kê định tính ở chƣơng 2, giáo dục đại học, cao đẳng thực sự có ý nghĩa đối với thu nhập. Năm 2006, việc có bằng đại học hoặc cao đẳng sẽ mang lại cho ngƣời lao động nam thêm 54.3% thu nhập, mức này ở nam cao gấp 1,87 lần so với mức thu nhập tăng thêm của lao động nữ (29.1%).
Kết quả hồi quy còn khẳng định hơn nữa vai trò của giáo dục bậc cao đối với thu nhập của ngƣời lao động, trình độ càng cao càng có khả năng có đƣợc mức thu nhập cao. Năm 2006, một lao động nam có trình độ thạc sĩ trở lên có thể tăng thêm 107.6% mức lƣơng của lao động có trình độ trung học năm 2006. Đối với lao động nữ việc đạt đƣợc trình độ giáo dục trên đại học cũng mang lại cho họ lợi ích lớn về thu nhập song mức tăng thêm thu nhập ở nữ chỉ bằng 51% mức tăng thu nhập của ngƣời lao động nam có cùng trình độ.
Kinh nghiệm làm việc nhìn chung mang lại cho ngƣời lao động mức tăng thêm thu nhập, mặc dù ảnh hƣởng này không cao: 3,1% đối với nam và 3,2% đối với nữ. Đối với số năm kinh nghiệm bình phƣơng, kết quả hồi quy đúng với kỳ vọng và tƣơng đƣơng nhau ở cả hai giới.
Có bằng dạy nghề cũng mang lại cơ hội tăng thu nhập cho ngƣời lao động. Lao động nam nếu có bằng đào tạo nghề sẽ mang lại cho anh ta cơ hội tăng thêm thu nhập 17.5% so với lao động khơng có bằng đào tạo nghề. Tỷ lệ này một lần nữa lại có sự khác biệt khá lớn giữa lao động nam và lao động nữ - mức tăng này ở lao động nữ là 6%, bằng 34.4% so với mức tăng của lao động nam (Tác động của yếu tố này cũng khơng có ý nghĩa về mặt thống kê đối với nữ).
Đối với yếu tố thành thị, nơng thơn kết quả hồi quy cho thấy có sự khác biệt khá rõ rệt về mức ảnh hƣởng của yếu tố này đối với hai giới: lao động là nam giới ở thành thị có khả năng tăng thu nhập thêm 16.3% so với lao động nam giới ở nông thôn trong khi mức tăng này ở nữ là 8.8% (bằng 53.9% mức tăng của nam). Đồng thời lao động ở các thành phố lớn nhƣ Hà Nội, thành phố Hồ Chí Minh có mức lƣơng năm 2006 cao hơn mức lƣơng của ngƣời lao động ở các tỉnh thành khác là 28,9% đối với lao động nam và 36,1% đối với lao động nữ.
Kết quả hồi quy đối với yếu tố ngành nghề là nông nghiệp hay phi nông nghiệp cho kết quả không nhất quán, tác động của yếu tố này chỉ có ý nghĩa kinh tế khi xét về tác động chung, nhƣng xét riêng cho từng giới lại chỉ có ý nghĩa đối với nam và ở mức ý nghĩa thống kê 10%.
Việc làm việc trong tổ chức nhà nƣớc có ảnh hƣởng tốt hơn đối với lao động nữ, làm việc trong khu vực này mang lại cho phụ nữ 14.4% thu nhập cao hơn so với lao động nữ ở khu vực tƣ nhân, tập thể và hộ gia đình trong khi mức này ở lao động nam là 0.4%, tuy nhiên yếu tố này khơng có ý nghĩa thống kê đối với nam. Lao động làm việc cho khu vực có vốn đầu tƣ nƣớc ngồi có cơ hội tăng thêm thu nhập cao hơn so với làm việc cho khu vực kinh tế tƣ nhân và tập thể, mức tăng thêm khá cao và tƣơng đƣơng nhau ở lao động nam và nữ: 33.5% ở nam và 33.2% ở nữ.
Về trình độ chun mơn, vai trị của lao động kỹ thuật bậc thấp đối với thu nhập của ngƣời lao động là nhất quán: có ảnh hƣởng dƣơng cho cả lao động nam và nữ trong khi lao động kỹ thuật bậc trung, cao có ý nghĩa đối với lao động nữ nhƣng lại khơng có ý nghĩa đối với lao động nam cả về ý nghĩa kinh tế lẫn thống kê.
Yếu tố tình trạng hơn nhân thật sự có ý nghĩa kinh tế cho cả hai giới khi hồi quy cho kết quả dƣơng đối với nam và âm đối với nữ. Kết quả này phù hợp với lý thuyết kinh tế đã đề cập chƣơng 1, tuy nhiên chỉ có ý nghĩa thống kê đối với nam (mức ý nghĩa 10%).
Bảng 4.2: Kết quả hồi quy hàm Mincer đối với lao động nam, nữ
*Có ý nghĩa thống kê ở mức 1%-5% **Có ý nghĩa ở mức thống kê 10%
Nguồn: tính tốn của tác giả từ số liệu VHLSS2006
4.2. Khoảng cách tiền lƣơng hay mức độ bất bình đẳng giới trong thu nhập – Phƣơng pháp phân tích Oaxaca Phƣơng pháp phân tích Oaxaca
Trong phần này, kết quả hồi quy hàm thu nhập theo phƣơng pháp Mincer ở mục 4.1 sẽ đƣợc sử dụng vào phƣơng trình Oaxaca để tính khoảng cách và phân tích mức độ phân biệt tiền lƣơng giữa nam và nữ. Cụ thể, kết quả tính toán ở bảng 4.2 đƣợc sử dụng vào các phƣơng trình từ (3.8) đến (3.11) (đã đƣợc trình bày trong Chƣơng 3). Kết quả phân tích theo phƣơng pháp Oaxaca đƣợc tổng hợp tại bảng 4.3.
Biến phụ thuộc Ln(Yh) Nam Nữ
Biến độc lập Hệ số hồi quy t-static Hệ số hồi quy t- static Số năm đi học 0.023* 4.68 0.034* 5.66
Số năm kinh nghiệm 0.031* 6.83 0.032* 6.78
Số năm kinh nghiệm bình phƣơng -0.001* -6.22 -0.001* -5.12
Trình độ trên đại học 1.076* 6.95 0.552* 2.66
Trình độ cao đẳng, đại học 0.543* 11.46 0.291* 5.33
Trình độ dƣới trung học phổ thơng -0.081* -3.17 -0.043 -1.35
Có bằng đào tạo nghề 0.175* 5.41 0.060 1.44 Thành thị 0.163* 6.59 0.088* 3.03 Hà Nội/Tp Hồ Chí Minh 0.289* 8.54 0.361* 9.47 Nông nghiệp -0.085** -1.94 0.102** 1.73 Khu vực kinh tế Nhà nƣớc 0.004 0.13 0.144* 3.87 Khu vực kinh tế có vốn ĐTNN 0.335* 6.06 0.332* 7.06
Lao động chuyên môn kỹ thuật bậc trung, cao -0.074** -1.91 0.225* 4.62
Lao động chuyên môn kỹ thuật thấp 0.069* 2.43 0.128* 3.61
Có gia đình 0.060** 1.77 -0.001 -0.02
Tung độ gốc 1.048 0.660
Số quan sát 2268 1452
R2 hiệu chỉnh 0.351 0.401
Bảng 4.3. Kết quả phân tích Oaxaca Kết quả phân tích Oaxaca Kết quả phân tích Oaxaca
Log thu nhập bình quân theo giờ của nam* 1.854
Log thu nhập bình quân theo giờ của nữ* 1.714