Ứng dỤng phƯƠng phÁp hỒi quy phÂn vỊ phÂn tÍch …

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH

TRẦN THỊ TUẤN ANH

ỨNG DỤNG PHƯƠNG PHÁP HỒI QUY

PHÂN VỊ PHÂN TÍCH CHÊNH LỆCH

TIỀN LƯƠNG Ở VIỆT NAM

LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ

NĂM 2015

iii

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH

TRẦN THỊ TUẤN ANH

ỨNG DỤNG PHƯƠNG PHÁP HỒI QUY

PHÂN VỊ PHÂN TÍCH CHÊNH LỆCH

TIỀN LƯƠNG Ở VIỆT NAM

Chuyên ngành : Lý thuyết xác suất và thống kê toán học

Mã số : 62.46.01.06

LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC

1. PGS. TS LÊ VĂN PHI

2. TS BÙI PHÚC TRUNG

NĂM 2015

i

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan luận án tiến sĩ với đề tài “ Ứng dụng phương pháp hồi quy

phân vị phân tích chênh lệch tiền lương ở Việt Nam” là công trình nghiên cứu khoa học

độc lập của riêng tôi. Các số liệu trong luận án là trung thực, có nguồn gốc rõ ràng. Các

kết quả nghiên cứu của luận án chưa từng được ai ngoài tác giả công bố trong bất kỳ công

trình nghiên cứu nào khác.

Nghiên cứu sinh

Trần Thị Tuấn Anh

iii

MỤC LỤC

LỜI CAM ĐOAN ................................................................................................................. i

MỤC LỤC .......................................................................................................................... iii

DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU ...................................................................................... vii

DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ .......................................................................................... viii

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT ................................................................................... xv

PHẦN MỞ ĐẦU ................................................................................................................. 1

1. Lý do chọn đề tài ............................................................................................................ 1

2. Mục tiêu nghiên cứu ...................................................................................................... 2

3. Đối tượng – phạm vi nghiên cứu ................................................................................... 3

4. Ý nghĩa khoa học và ý nghĩa thực tiễn........................................................................... 3

CHƯƠNG 1 CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ HÀM TIỀN LƯƠNG VÀ VẤN ĐỀ PHÂN TÍCH

CHÊNH LỆCH TIỀN LƯƠNG BẰNG HỒI QUY PHÂN VỊ ..................................... 5

1.1. Hàm tiền lương mincer (1974) và các nghiên cứu mở rộng .................................. 5

1.2. Phương pháp hồi quy phân vị ................................................................................ 8

a. Giới thiệu phương pháp hồi quy phân vị ................................................. 9

b. Tính chất của phương pháp hồi quy phân vị ......................................... 15

c. Kiểm định giả thuyết thống kê với hồi quy phân vị .............................. 23

d. Ưu điểm và nhược điểm của hồi quy phân vị ........................................ 24

1.2.1. Tính chệch của ước lượng do chọn mẫu khi xây dựng hàm tiền lương và phương

pháp hiệu chỉnh tính chệch do chọn mẫu ............................................................ 26

a. Tính chệch do chọn mẫu (Sample selection bias) ................................. 27

b. Hiệu chỉnh tính chệch do chọn mẫu - Thủ tục Heckman hai bước ....... 29

1.2.2. Vấn đề nội sinh và phương pháp hồi quy phân vị hai bước (double - stage

quantile regression) .............................................................................................. 32

1.3. Phương pháp phân rã chênh lệch bằng hồi quy phân vị ...................................... 34

1.4. Sự phù hợp của hồi quy phân vị với các nghiên cứu về chênh lệch tiền lương .. 37

CHƯƠNG 2

TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU VỀ CHÊNH LỆCH TIỀN LƯƠNG ...................... 39

2.1. Tổng quan các nghiên cứu về chênh lệch tiền lương trên thế giới ......................... 39

iv

2.1.1. Những nghiên cứu về chênh lệch tiền lương trước khi hồi quy phân vị được áp

dụng vào phân tích tiền lương ............................................................................. 39

2.1.2. Những nghiên cứu về chênh lệch tiền lương áp dụng hồi quy phân vị được áp

dụng vào hồi quy hàm tiền lương ........................................................................ 44

2.2. Tổng quan các nghiên cứu ở Việt Nam .................................................................. 58

2.2.1. Các nghiên cứu định lượng về chênh lệch tiền lương không áp dụng hồi quy

phân vị ................................................................................................................. 58

2.2.2. Các nghiên cứu áp dụng hồi quy phân vị trong phân tích chênh lệch tiền lương. ..

...................................................................................................................... 61

2.3. Những hạn chế trong các nghiên cứu định lượng về đề tài chênh lệch tiền lương

ở việt nam ............................................................................................................ 64

CHƯƠNG 3 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU ................................................................ 67

3.1. Số liệu sử dụng trong đề tài .................................................................................... 67

3.1.1. Nguồn số liệu sử dụng ......................................................................................... 67

3.1.2. Thống kê mô tả mẫu số liệu ................................................................................. 69

3.1.3. Mô tả hàm mật độ kernel của biến log – tiền lương trên mẫu số liệu ................. 72

3.2. Phương pháp nghiên cứu của đề tài ........................................................................ 78

3.2.1. Dạng hàm tiền lương ........................................................................................... 78

3.2.2. Phương pháp ước lượng hàm tiền lương và phân rã chênh lệch tiền lương ........ 80

3.2.2.1. Ước lượng hàm tiền lương bằng phương pháp hồi quy phân vị ............ 80

3.2.2.2. Hiệu chỉnh tính chệch do chọn mẫu ...................................................... 81

3.2.2.3. Phương pháp phân rã sự chênh lệch tiền lương ..................................... 82

CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU ......................................................................... 85

4.1. Áp dụng phương pháp hồi quy phân vị để ước lượng hàm tiền lương ở việt nam ... 85

4.1.1. Hồi quy và so sánh hàm hồi quy phân vị hàm tiền lương của nhóm lao động nam

và nhóm lao động nữ ........................................................................................... 86

4.1.1.1. Hồi quy và so sánh hệ số hồi quy theo bằng cấp ở nhóm lao động nam

và nhóm lao động nữ trong năm 2002 ................................................... 86

4.1.1.2. Hồi quy và so sánh hệ số hồi quy theo bằng cấp ở nhóm lao động nam

và nhóm lao động nữ trong năm 2012 ................................................... 91

4.1.1.3. So sánh hệ số hồi quy theo bằng cấp ở nhóm lao động nam giữa năm

2002 và năm 2012 .................................................................................. 95

4.1.1.4. So sánh hệ số hồi quy theo bằng cấp ở nhóm lao động nữ giữa năm

2002 và năm 2012 .................................................................................. 98

v

4.1.2. Hồi quy phân vị tiền lương theo khu vực thành thị - nông thôn. ...................... 100

4.1.2.1. Hồi quy và so sánh hệ số hồi quy theo bằng cấp ở nhóm lao động thành

thị và nhóm lao động nông thôn trong năm 2002 ................................ 101


thị và nhóm lao động nông thôn trong năm 2012 ................................ 104

4.1.2.3. So sánh hệ số hồi quy theo bằng cấp ở nhóm lao động thành thị giữa

năm 2002 và năm 2012 ........................................................................ 108

4.1.2.4. So sánh hệ số hồi quy theo bằng cấp ở nhóm lao động nông thôn giữa

năm 2002 và năm 2012 ........................................................................ 110

4.2. Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương ................................................................. 113

4.2.1. Phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính ..................................................... 114

4.2.1.1. Phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính năm 2002 ...................... 114

4.2.1.2. Phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính năm 2012 ...................... 117

4.2.1.3. So sánh kết quả chênh lệch tiền lương theo giới tính ở khu vực thành thị

và nông thôn ......................................................................................... 119

4.2.1.4. So sánh kết quả phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính giữa năm

2002 và 2012 ........................................................................................ 120

4.2.2. Phân rã chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn .............................. 122

4.2.2.1. Phân rã chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn năm 2002 122

4.2.2.2. Phân rã chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn năm 2012 126

4.2.2.3. So sánh chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn theo từng

nhóm giới tính ...................................................................................... 128

4.2.2.4. So sánh chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn năm 2002 và

2012 ..................................................................................................... 129

4.2.3. Phân rã chênh lệch tiền lương giữa năm 2002 và 2012 ..................................... 132

4.3. Kết luận về kết quả nghiên cứu. ........................................................................... 136

4.3.1. Về sự thay đổi hàm hồi quy tiền lương ............................................................. 136

4.3.1.1. Sự thay đổi hàm hồi quy tiền lương theo giới tính .............................. 136

4.3.1.2. Sự thay đổi hàm hồi quy tiền lương theo khu vực ............................... 136

4.3.1.3. Sự thay đổi hàm hồi quy tiền lương theo thời gian ............................. 137

4.3.1.4.So sánh kết quả hồi quy hàm tiền lương ở Việt Nam với các nghiên cứu

trước đó .............................................................................................................. 139

4.3.2. Về kết quả phân rã chênh lệch tiền lương ......................................................... 141

vi

4.3.2.1. Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính .......................... 141

4.3.2.2. Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương theo khu vực .......................... 143

4.3.2.3. Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương theo thời gian ......................... 144

4.3.3. So sánh kết quả phân rã chênh lệch tiền lương của luận án với các nghiên cứu

trước ................................................................................................................... 145

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ ĐỀ XUẤT GIẢI PHÁP .....................................149

5.1. Kết luận ........................................................................................................149

5.2. Đề xuất gợi ý một số chính sách về lao động tiền lương ............................153

5.2.1. Nhóm giải pháp tăng tiền lương của người lao động ........................................ 154

5.2.2. Nhóm giải pháp giảm bất bình đẳng tiền lương giữa các nhóm lao động ......... 155

5.2.2.1. Đối với vấn đề chênh lệch tiền lương theo giới tính ........................... 156

5.2.2.2. Đối với vấn đề chênh lệch tiền lương theo thành thị - nông thôn ....... 158

5.3. Các kết quả chính của luận án ........................................................................... 159

5.3.1. Về mặt lý thuyết ................................................................................................. 159

5.3.2. Về mặt thực tiễn ................................................................................................. 160

5.4. Những hạn chế của luận án ................................................................................ 161

PHỤ LỤC A: THỐNG KÊ MÔ TẢ ......................................................................180

PHỤ LỤC B : KẾT QUẢ HỒI QUY PHÂN VỊ ............................................................. 188

PHỤ LỤC C: KẾT QUẢ PHÂN RÃ CHÊNH LỆCH TIỀN LƯƠNG .................205

PHỤ LỤC D: DANH MỤC HÌNH VẼ CHƯƠNG 3 ............................................209

PHỤ LỤC E: DANH MỤC HÌNH VẼ CHƯƠNG 4 ............................................218

vii

DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU

Bảng 1. 3: Tóm tắt một số nghiên cứu trên thế giới về chênh lệch tiền lương ............................. 55

Bảng 1. 4: Bảng tóm tắt một số nghiên cứu về chênh lệch tiền lương ở Việt Nam ...................... 65

Bảng A 1: Danh sách các biến .................................................................................................... 180

Bảng A 2: Thống kê mô tả giá trị trung bình các biến - năm 2002 ............................................ 182

Bảng A 3: Thống kê mô tả giá trị trung bình các biến - năm 2012 ............................................ 183

Bảng A 4: Bảng thống kê số quan sát trong mẫu theo giới tính ở thành thị và nông thôn ......... 184

Bảng A 5: Thống kê số quan sát ở từng nhóm lao động theo nhóm tuổi - năm 2002 ................ 184

Bảng A 6: Thống kê số quan sát ở từng nhóm lao động theo nhóm tuổi - năm 2012 ................ 185

Bảng A 7: Thống kê số quan sát ở từng nhóm lao động theo bằng cấp năm 2002 và 2012 ....... 185

Bảng A 8: Thống kê mô tả biến log - tiền lương thực tế theo từng nhóm tuổi ........................... 186

Bảng A 9: Thống kê mô tả biến log - tiền lương theo từng nhóm lao động ............................... 187

Bảng A 10: Thống kê mô tả biến log - tiền lương theo từng nhóm bằng cấp ............................. 188

Bảng B 1: Kết quả hồi quy hàm tiền lương ở lao động nam giới và nữ giới năm 2002 ............. 189

Bảng B 2: Kết quả hồi quy hàm tiền lương ở lao động nam giới và nữ giới năm 2012 ............. 191

Bảng B 3: Kết quả hồi quy hàm tiền lương ở lao động thành thị và nông thôn năm 2002 ........ 193

Bảng B 4: Kết quả hồi quy hàm tiền lương ở lao động thành thị và nông thôn năm 2012 ........ 195

Bảng B 5: Kết quả hồi quy hàm tiền lương ở lao động nam – nữ ở thành thị năm 2002 ........... 197

Bảng B 6: Kết quả hồi quy hàm tiền lương ở lao động nam - nữ ở thành thị năm 2012 ............ 199

Bảng B 7: Kết quả hồi quy hàm tiền lương ở lao động nam - nữ ở nông thôn năm 2002 .......... 201

Bảng B 8: Kết quả hồi quy hàm tiền lương ở lao động nam - nữ ở nông thôn năm 2012 .......... 203

Bảng C. 1: Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa lao động nam và nữ ............................ 205

Bảng C. 2: Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa lao động thành thị và nông thôn ......... 206

Bảng C. 3: Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa năm 2002 và 2012............................... 207

viii

DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ

Hình 1. 1: Đồ thị biểu diễn các kết quả hồi quy phân vị của Y theo X ........................................ 14

Hình 1. 2: Đường hồi quy phân vị 2 biến đi qua ít nhất 2 quan sát của mẫu ................................ 18

Hình 1. 3: Giá trị hồi quy tăng dần khi phân vị tăng dần tại X trung bình ................................... 20

Hình 1. 4: Trích nghiên cứu của Buchinsky (1994) ...................................................................... 45

Hình 1. 5: Trích nghiên cứu của Fortin (1996) ............................................................................. 47

Hình 1. 6: Trích nghiên cứu của Machado & Mata (2005) .......................................................... 49

Hình 1. 7: Trích nghiên cứu của Asplund và các cộng sự (2011)................................................. 53

Hình 1. 8: Trích nghiên cứu của Binh T.N và các cộng sự (2007) ............................................... 61

Hình 3. 1 Kích thước mẫu theo từng nhóm giới tính năm 2002 ................................................. 209

Hình 3. 2 Kích thước mẫu theo từng nhóm giới tính năm 2012 ................................................. 209

Hình 3. 3 Tỷ lệ các nhóm tuổi trong mẫu số liệu ........................................................................ 210

Hình 3. 4 Tỷ lệ các nhóm bằng cấp theo giới tính năm 2002 ..................................................... 210

Hình 3. 5 Tỷ lệ các nhóm bằng cấp năm 2012 theo giới tính ..................................................... 211

Hình 3. 6 Tỷ lệ các nhóm bằng cấp theo khu vực năm 2002 ..................................................... 211

Hình 3. 7 Tỷ lệ các nhóm bằng cấp theo khu vực năm 2012 ...................................................... 212

Hình 3. 8 Hàm mật độ tiền lương thực tế .................................................................................. 212

Hình 3. 9 Hàm mật độ tiền lương theo giới tính ......................................................................... 213

Hình 3. 10 Hàm mật độ tiền lương theo thành thị - nông thôn ................................................... 214

Hình 3. 11 Hàm mật độ tiền lương thực tế theo từng nhóm lao động ........................................ 215

Hình 3. 12 Hàm mật độ tiền lương thực tế từng nhóm lao động theo giới tính .......................... 216

Hình 3. 13 Hàm mật độ tiền lương thực tế khu vực thành thị - nông thôn ................................. 217

Hình 4. 1: Hệ số hồi quy theo bằng cấp của nhóm lao động nam - năm 2002 ................ 218

Hình 4. 2: Hệ số hồi quy theo bằng cấp của nhóm lao động nữ - năm 2002 .................. 218

Hình 4. 3: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Tiểu học" năm 2002 .......................... 219

ix

Hình 4. 4: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học cơ sở" năm 2002 .............. 219

Hình 4. 5: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học phổ thông" năm 2002 ....... 220

Hình 4. 6: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Học nghề" năm 2002 ......................... 220

Hình 4. 7: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Cao đẳng - Đại học" năm 2002 ......... 221

Hình 4. 8: Hệ số hồi quy theo bằng cấp của nhóm lao động nam - năm 2012 ................ 221

Hình 4. 9: Hệ số hồi quy theo bằng cấp của nhóm lao động nữ - năm 2012 .................. 222

Hình 4. 10: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Tiểu học" năm 2012 ........................ 222

Hình 4. 11: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học cơ sở" năm 2012 ............ 223

Hình 4. 12: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học phổ thông" năm 2012 ..... 223

Hình 4. 13: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Học nghề" năm 2012 ....................... 224

Hình 4. 14: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Cao đẳng/Đại học" năm 2012 .......... 224

Hình 4. 15: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Sau đại học" năm 2012 .................... 225

Hình 4. 16: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Tiểu học" giữa năm 2002 và 2012 ở

nhóm lao động nam ....................................................................................... 225

Hình 4. 17: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học cơ sở" giữa năm 2002 và

2012 ở nhóm lao động nam ........................................................................... 226

Hình 4. 18: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học phổ thông" giữa năm 2002

và 2012 ở nhóm lao động nam ...................................................................... 226

Hình 4. 19: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Học nghề" giữa năm 2002 và 2012 ở

nhóm lao động nam ....................................................................................... 227

Hình 4. 20: So sánh hệ số hồi quy biến "Cao đẳng - Đại học" giữa năm 2002 và 2012 ở

nhóm lao động nam ....................................................................................... 227

Hình 4. 21: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Sau đại học" giữa năm 2002 và 2012 ở

nhóm lao động nam ....................................................................................... 228

Hình 4. 22: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Tiểu học" giữa năm 2002 và 2012 ở

nhóm lao động nữ .......................................................................................... 228

Hình 4. 23: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học cơ sở" giữa năm 2002 và

2012 ở nhóm lao động nữ .............................................................................. 229

x

Hình 4. 24: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học phổ thông" giữa năm 2002

và 2012 ở nhóm lao động nữ ......................................................................... 229

Hình 4. 25: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Học nghề" giữa năm 2002 và 2012 ở

nhóm lao động nữ. ......................................................................................... 230

Hình 4. 26: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Cao đẳng - Đại học" giữa năm 2002 và

2012 ở nhóm lao động nữ .............................................................................. 230

Hình 4. 27: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Sau đại học" giữa năm 2002 và 2012 ở

nhóm lao động nữ .......................................................................................... 231

Hình 4. 28: Hệ số hồi quy theo bằng cấp của nhóm lao động ở thành thị - năm 2002 ... 231

Hình 4. 29: Hệ số hồi quy theo bằng cấp của nhóm lao động ở nông thôn - năm 2002 . 232

Hình 4. 30: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Tiểu học " ở nhóm lao động thành thị

và nông thôn năm 2002 ................................................................................. 232

Hình 4. 31: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học cơ sở " ở nhóm lao động

thành thị và nông thôn năm 2002 .................................................................. 233

Hình 4. 32: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học phổ thông" ở nhóm lao động


Hình 4. 33: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Học nghề" ở nhóm lao động thành thị

và nông thôn năm 2002 ................................................................................. 234

Hình 4. 34: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Cao đẳng / Đại học" ở nhóm lao động


Hình 4. 35: Hệ số hồi quy theo bằng cấp của nhóm lao động ở thành thị - năm 2012 ... 235

Hình 4. 36: Hệ số hồi quy theo bằng cấp của nhóm lao động ở nông thôn - năm 2012 . 235

Hình 4. 37: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Tiểu học" ở nhóm lao động thành thị và

nông thôn năm 2012 ...................................................................................... 236

Hình 4. 38: So sánh hệ số hồi quy biến "Trung học cơ sở " ở nhóm lao động thành thị và

nông thôn năm 2012 ...................................................................................... 236

Hình 4. 39: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học phổ thông " ở nhóm lao

động thành thị và nông thôn năm 2012 ......................................................... 237


và nông thôn năm 2012 ................................................................................. 237

xi

Hình 4. 41: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Cao đẳng - Đại học" ở nhóm lao động


Hình 4. 42: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Sau đại học" ở nhóm lao động thành thị

và nông thôn năm 2012 ................................................................................. 238

Hình 4. 43: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Tiểu học" ở nhóm lao động thành thị

giữa năm 2002 với 2012 ................................................................................ 239

Hình 4. 44: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học cơ sở" ở nhóm lao động

thành thị giữa năm 2002 với 2012 ................................................................. 239




giữa năm 2002 với 2012 ................................................................................ 240

Hình 4. 47: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp “Cao đẳng – Đại học” ở nhóm lao động


Hình 4. 48: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Sau đại học" ở nhóm lao động thành thị

giữa năm 2002 với 2012 ................................................................................ 241

Hình 4. 49: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Tiểu học" ở nhóm lao động nông thôn

giữa năm 2002 với 2012 ................................................................................ 242

Hình 4. 50: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học cơ sở" ở nhóm lao động

nông thôn giữa năm 2002 với 2012 ............................................................... 242



Hình 4. 52: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Học nghề" ở nhóm lao động nông thôn

giữa năm 2002 với 2012 ................................................................................ 243

Hình 4. 53: So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Cao đẳng - Đại học" ở nhóm lao động


Hình 4. 54: Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính năm 2002 ................. 244

Hình 4. 55: Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính ở thành thị năm 2002 245

Hình 4. 56: Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính ở nông thôn năm 2002

....................................................................................................................... 245

Hình 4. 57: Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính năm 2012 ................. 246

xii

Hình 4. 58: Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính ở thành thị năm 2012 246

Hình 4. 59: Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính ở nông thôn năm 2012

....................................................................................................................... 247

Hình 4. 60: So sánh kết quả phân rã chênh lệch theo giới tính ờ thành thị và nông thôn

năm 2012 ....................................................................................................... 247

Hình 4. 61: So sánh kết quả phân rã chênh lệch theo giới tính năm 2002 và 2012 ........ 248

Hình 4. 62: So sánh kết quả phân rã chênh lệch theo giới tính ở thành thị năm 2002 và

2012 ............................................................................................................... 248

Hình 4. 63: So sánh kết quả phân rã chênh lệch theo giới tính ở nông thôn năm 2002 và

2012 ............................................................................................................... 249

Hình 4. 64: Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa lao động thành thị và nông thôn

năm 2002 ....................................................................................................... 249

Hình 4. 65: Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa lao động thành thị và nông thôn ở

nam giới năm 2002 ........................................................................................ 250


nữ giới năm 2002 ........................................................................................... 250

Hình 4. 67: Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa lao động thành thị và nông thôn

năm 2012 ....................................................................................................... 251


nam giới năm 2012 ........................................................................................ 251


nữ giới năm 2012 ........................................................................................... 252

Hình 4. 70: So sánh kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn ở

nhóm lao động nam và nữ năm 2002 ............................................................ 252


nhóm lao động nam và nữ năm 2012 ............................................................ 253

Hình 4. 72: So sánh kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn

năm 2002 và 2012 ......................................................................................... 253


nhóm ở nhóm lao động nam năm 2002 và 2012 ........................................... 254

xiii


nhóm lao động nữ năm 2002 và 2012 ........................................................... 254

Hình 4. 75: Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa năm 2002 và 2012 .................. 255

Hình 4. 76: Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa năm 2002 và 2012 ở nhóm lao

động nam ....................................................................................................... 255


động nữ .......................................................................................................... 256


động nông thôn .............................................................................................. 257

xv

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

2SLS : Phương pháp bình phương nhỏ nhất hai bước

(Two-Stage Least Squares)

2SQR : Hồi quy phân vị hai bước

(Two-Stage Quantile Regression))

đ.l.n.n : đại lượng ngẫu nhiên

HQPV : Hồi quy phân vị

OLS : Phương pháp bình phương nhỏ nhất

(Ordinary Least Squares)

QR : Phương pháp hồi quy phân vị

(Quantile Regression)

TPHCM : Thành phố Hồ Chí Minh

UNDP : Chương Trình Phát Triển Liên Hiệp Quốc

(United Nations Development Programme)

VHLSS : Khảo sát mức sống hộ gia đình

(VietNam Household Living Standard Survey)

1

PHẦN MỞ ĐẦU

GIỚI THIỆU VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU

1. Lý do chọn đề tài

Tiền lương là một trong những yếu tố tạo động lực quan trọng nhất trong lao

động. Có rất nhiều các yếu tố tác động đến tiền lương của người lao động như thị

trường lao động, môi trường làm việc, tính chất công việc và đặc điểm của người lao

động. Mỗi sự khác nhau ở các yếu tố này có thể sẽ dẫn đến kết quả trả lương khác

nhau. Điều này tạo sự chênh lệch về tiền lương. Bên cạnh đó, chênh lệch tiền lương

còn là hệ quả của việc phân công lao động. Tiền lương sẽ khác nhau khi mà mỗi

người lao động được phân công đảm trách những công đoạn, công việc khác nhau

trong cùng một quy trình sản xuất.

Như vậy, sự tồn tại của chênh lệch tiền lương là tất yếu. Tuy nhiên, các nhà kinh

tế học như Becker (1971), Cain (1986) phân biệt hai cách giải thích cho vấn đề

chênh lệch tiền lương: đó là chênh lệch tiền lương do phân biệt đối xử và chênh lệch

tiền lương do chênh lệch về vốn con người và/hoặc năng suất lao động. Sự chênh

lệch tiền lương do chênh lệch về vốn con người và/hoặc do chênh lệch về năng suất

lao động có thể xem là những chênh lệch “tích cực” tạo ra động lực để phát triển. Sự

chênh lệch tiền lương do trình độ học vấn sẽ khiến người ta cố gắng học hỏi để đạt

trình độ cao. Hay sự chênh lệch về tiền công do chênh lệch về năng suất lao động, về

hiệu quả công việc, về khả năng ngoại ngữ, về việc tích luỹ kinh nghiệm, về khả

năng sáng tạo v.v... sẽ tạo ra động lực để người lao động phấn đấu hoàn thiện chính

mình, từ đó kích thích sự phát triển chung của xã hội. Những chênh lệch tiền lương

“tiêu cực” thể hiện ở các bất bình đẳng nảy sinh trong xã hội mà chúng ta cần phải

điều chỉnh. Ví dụ như sự chênh lệch tiền lương do kỳ thị lao động nữ giới, ưu ái lao

động nam giới, chênh lệch tiền lương dẫn đến chênh lệch giàu nghèo, chênh lệch

mức sống giữa thành thị - nông thôn, v.v... Do vậy, có thể phân chia các nguyên

nhân của chênh lệch tiền lương thành hai nhóm. Nhóm thứ nhất có thể kể đến đó là

2

do sự thay đổi của thị trường lao động, sự khác nhau hoặc sự thay đổi của môi

trường lao động tại nơi làm việc, do sự khác nhau về tính chất của công việc hoặc do

sự khác nhau về đặc điểm của bản thân người lao động. Nhóm thứ hai là do sự kỳ thị

hoặc là do sự phân biệt đối xử trong xã hội và/hoặc của người sử dụng lao động đối

với người lao động. Nhóm nguyên nhân này dẫn đến sự bất bình đẳng trong xã hội.

Do vậy, nhằm (1) xác định mức độ chênh lệch tiền lương tại Việt Nam, (2)

xác định các yếu tố thực sự tác động đến tiền lương và (3) phân rã khoảng chênh

lệch tiền lương để làm rõ phần chênh lệch giải thích theo nhóm nguyên nhân thứ

nhất và phần thể hiện bất bình đẳng theo nhóm nguyên nhân thứ hai nói trên, đề tài

“Ứng dụng phương pháp hồi quy phân vị phân tích chênh lệch tiền lương ở Việt

Nam” được chọn làm đề tài cho luận án tiến sĩ của tác giả tại trường Đại học Kinh tế

TPHCM.

2. Mục tiêu nghiên cứu

Để thực hiện các mục đích trên, đề tài hướng đến việc hoàn thành các mục tiêu sau

đây:

1) Giới thiệu một cách có hệ thống về cơ sở lý thuyết và khả năng ứng dụng

phương pháp hồi quy phân vị, cũng như phương pháp phân rã chênh lệch tiền

lương dựa trên hồi quy phân vị.

2) Thực hiện hồi quy phân vị hàm tiền lương thực tế ở Việt Nam với biến phụ

thuộc là logarit tiền lương thực tế theo giờ của người lao động. Hệ số của hàm

tiền lương thực tế này được ước lượng bằng phương pháp hồi quy phân vị có

hiệu chỉnh tính chệch do chọn mẫu và khắc phục nội sinh.

3) Xác định khoảng chênh lệch tiền lương theo giới tính (nam – nữ, nam - nữ ở

thành thị, nam – nữ ở nông thôn) và phân rã các khoảng chênh lệch tiền lương

này để làm rõ phần chênh lệch được giải thích bởi các biến độc lập và phần

chênh lệch chưa được giải thích gây ra bởi chênh lệch về hệ số hồi quy. Đồng

thời so sánh kết quả phân tích chênh lệch tiền lương theo giới tính năm 2002

và 2012 để làm rõ sự thay đổi theo thời gian.

3

4) Xác định khoảng chênh lệch tiền lương theo khu vực (thành thị - nông thôn,

thành thị - nông thôn ở nam giới, thành thị - nông thôn ở nữ giới). Phân rã các

khoảng chênh lệch tiền lương này để làm rõ phần chênh lệch được giải thích

bởi các biến độc lập và phần chênh lệch chưa được giải thích gây ra bởi chênh

lệch về hệ số hồi quy. Đồng thời so sánh kết quả phân tích chênh lệch tiền

lương theo khu vực năm 2002 và 2012 để làm rõ sự thay đổi theo thời gian.

5) Xác định mức tăng lương theo thời gian từ năm 2002 đến năm 2012. Phân rã

sự tăng lương này thành hai phần: phần tăng lương là do thay đổi về đặc điểm

lao động và phần tăng lương là do thay đổi hệ số hồi quy.

3. Đối tượng – phạm vi nghiên cứu

Đề tài này được thực hiện đựa trên bộ số liệu khảo sát mức sống hộ gia đình

(VHLSS) năm 2002 và 2012 do Tổng cục Thống kê công bố. Đối tượng nghiên cứu

của đề tài cũng chính là đối tượng được khảo sát về tiền lương và các yếu tố có liên

quan trong các cuộc khảo sát này. Phạm vi nghiên cứu của đề tài là nghiên cứu tiền

lương thực tế theo giờ của các đối tượng trong độ tuổi trên lãnh thổ Việt Nam.

4. Ý nghĩa khoa học và ý nghĩa thực tiễn

Với mục tiêu nghiên cứu và phương pháp nghiên cứu được lựa chọn, đề tài của

luận án mang lại các ý nghĩa khoa học và thực tiễn sau đây:

(a) Đề tài áp dụng phương pháp hồi quy phân vị, một kỹ thuật hồi quy được

giới thiệu bởi Koenker & Bassett (1978) và đã được dùng rất rộng rãi trên

thế giới nhưng chưa phổ biến ở Việt Nam. Rất ít các đề tài nghiên cứu ở

Việt Nam áp dụng kỹ thuật hồi quy phân vị, đặc biệt là áp dụng trong

nghiên cứu hàm tiền lương và phân rã chênh lệch tiền lương.

(b) Đề tài trình bày một cách ngắn gọn, đầy đủ và có hệ thống về lý thuyết của

phương pháp hồi quy phân vị. Đây là điều mà cho đến nay chưa có tác giả

ở Việt Nam nào thực hiện.

(c) Hàm tiền lương của các nhóm lao động được ước lượng bằng phương

pháp hồi quy phân vị có hiệu chỉnh tính chệch do chọn mẫu và có xử lý

4

hiện tượng nội sinh trong mô hình, đem lại ước lượng vững và đáng tin

cậy.

(d) Đề tài xây dựng và ước lượng hàm tiền lương ở Việt Nam bằng phương

pháp hồi quy phân vị cho từng nhóm lao động cụ thể: lao động nam và lao

động nữ, lao động thành thị và lao động nông thôn, lao động nam ở thành

thị và lao động nữ ở thành thị, lao động nam ở nông thôn và lao động nữ ở

nông thôn.

(e) Đề tài xác định mức chênh lệch tiền lương theo giới tính ở Việt Nam (trên

toàn bộ mẫu số liệu cũng như ở từng khu vực thành thị - nông thôn). Đồng

thời đề tài nghiên cứu sự thay đổi các mức chênh lệch này theo thời gian

bằng cách so sánh kết quả tính toán giữa năm 2002 với 2012.

(f) Đề tài phân rã khoảng chênh lệch tiền lương theo giới tính để xác định

phần chênh lệch tiền lương thể hiện qua phần chênh lệch về đặc điểm lao

động và phần chênh lệch thể hiện qua sự khác nhau về hệ số hồi quy (được

xem như là dấu hiệu của phân biệt đối xử tiền lương giữa nam và nữ)

(g) Đề tài xác định mức chênh lệch tiền lương giữa hai khu vực thành thị và

nông thôn ở Việt Nam và nghiên cứu sự thay đổi của mức chênh lệch này

theo thời gian bằng cách so sánh kết quả tính toán giữa hai hai thời điểm

nghiên cứu là năm 2002 và 2012.

(h) Đề tài phân rã khoảng chênh lệch tiền lương giữa hai khu vực thành thị và

nông thôn nhằm xác định phần chênh lệch thể hiện qua khác nhau về đặc

điểm lao động và phần chênh lệch thể hiện thông qua khác nhau về hệ số

hồi quy (được xem như là dấu hiệu của sự khác nhau trong chính sách đãi

ngộ của khu vực thành thị - nông thôn)

5

CHƯƠNG 1

CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ HÀM TIỀN LƯƠNG

VÀ VẤN ĐỀ PHÂN TÍCH CHÊNH LỆCH

TIỀN LƯƠNG BẰNG HỒI QUY PHÂN VỊ

Nhằm thực hiện các mục tiêu nghiên cứu đã nêu, đề tài áp dụng phương pháp

hồi quy phân vị có hiệu chỉnh tính chệch do vấn đề chọn mẫu và có xử lý nội sinh để

ước lượng hàm tiền lương dạng Mincer (1974) mở rộng. Biến phụ thuộc được lựa

chọn là logarit tiền lương thực tế dựa trên số liệu của VHLSS 2002 và VHLSS 2012.

Sau đó, phương pháp Machado - Mata (2005) được áp dụng để tiến hành phân rã

chênh lệch tiền lương và xác định các thành phần của khoảng chênh lệch này. Do

vậy, chương 1 sẽ bao gồm các nội dung sau đây:

- Trình bày hàm tiền lương do Mincer (1974) đề xuất và một số các mở

rộng.

- Trình bày phương pháp hồi quy phân vị do Koenker & Bassett (1978) đề

xuất và các đặc điểm của hồi quy phân vị.

- Tính chệch của ước lượng do vấn đề chọn mẫu và hiệu chỉnh ước lượng

chệch do chọn mẫu đối với hồi quy phân vị

- Phương pháp phân rã chênh lệch do Machado - Mata(2005) đề xuất

1.1. HÀM TIỀN LƯƠNG MINCER (1974) VÀ CÁC NGHIÊN CỨU MỞ

RỘNG

Mincer (1974) đã giới thiệu phương trình tiền lương thể hiện mối quan hệ

giữa logarit tiền lương (hoặc tiền công/thu nhập) với các yếu tố như số năm đi học,

kinh nghiệm làm việc và bình phương của biến kinh nghiệm dựa trên lập luận rằng

6

số tiền công được trả cho một người trong hiện tại phụ thuộc vào mức đầu tư vào

vốn con người (human capital) của bản thân họ trước đó.

Ký hiệu mức tiền lương nhận được tại thời điểm t là tE . Mincer giả sử rằng đầu

tư của một cá nhân vào vốn con người của bản thân ở kỳ t là tk , hiệu quả tương ứng

cùng kỳ mang lại cho mỗi đơn vị đầu tư là tr . Khi đó, mức tiền lương nhận được ở

thời điểm t được thể hiện như sau:

1 1 1(1 )t t t tE E r k

0,1,2...t

Lần lượt thay thế tE bằng các kỳ trước đó theo công thức truy hồi, ta được

1

0

0

(1 ) .t

t j j

j

E r k E

Lấy logarit nepe hai vế, ta được

1

0

0

ln ln ln(1 ).t

t j j

j

E E r k

Giả sử rằng

- Số năm đi học (s) là số năm được dành toàn thời gian cho việc học của người

lao động (trong thời gian đi học 0 1 1... 1sk k k (năm)).

- Hiệu quả mang lại của số năm đi học đối với tiền lương tiềm năng là không

đổi theo thời gian ( 0 1 1... sr r r ).

- Hiệu quả mang lại của việc đầu tư cho đi học sau khi tốt nghiệp đối với tiền

lương tiềm năng là không đổi theo thời gian ( 1...s tr r ).

Khi đó phương trình tiền lương được viết lại như sau

1

0ln ln ln(1 ) ln(1 ).t

t j

j s

E E s k

Ta có ln(1 ) x và x là hai vô cùng bé tương đương khi ( 0)x

Do đó, khi giá trị của , khá nhỏ, ta được

1

0ln lnt

t j

j s

E E s k

7

Để xây dựng mối quan hệ giữa tiền lương tiềm năng và thâm niên công tác,

Mincer giả sử rằng đầu tư vào học vấn sau tốt nghiệp giảm dần theo thời gian với

dạng hàm số như sau:

1s z

zk

T

trong đó 0; (0,1)z t s và T là số năm làm việc cuối cùng

được xét. Thay tất cả vào hàm tiền lương đã tính toán ở trên, ta được

2

0ln ln .2 2

tE E s z zT T

Khi đó, tiền lương thuần thu được do chi phí đầu tư vào học vấn sau khi tốt

nghiệp là:

2

0ln 1 ln .2 2

t

zE E s z z

T T T T

Hoặc có thể viết lại theo một cách khác:

2ln 1 .t

zE s z z

T

Với

0ln .

.2

.2

E

T T

T

Cuối cùng, giả sử tiền lương thực tế ghi nhận được bằng với tiền lương tiềm

năng thuần tại bất kỳ thời điểm t, nghĩa là

ln ln 1 .t t

zw E

T

Khi đó, phương trình tiền lương của Mincer sẽ có dạng

2ln tw s z z với .z t s

8

Đây là phương trình tiền lương Mincer dạng tĩnh, được sử dụng rất nhiều trong

các công trình nghiên cứu về tiền lương và phân tích sự chênh lệch tiền lương. Một

trong những công trình nghiên cứu xuất sắc, kế thừa phương trình tiền lương của

Mincer (1974) được phát triển bởi Card (1994). Công trình này tập trung nghiên cứu

tác động trung bình của số năm đi học đến tiền lương, thông qua kỹ thuật hồi quy

theo phương pháp bình phương nhỏ nhất và phương pháp hồi quy với biến công cụ.

Dạng hàm tiền lương được mở rộng thành dạng

2ln .tw s z z X u

(1.1)

Trong đó, s : số năm đi học

z : Số năm kinh nghiệm tính đến thời điểm t với z t s

X : Các biến độc lập khác có tác động đến tiền lương như giới tính,

công việc, ngành nghề….

Sau công trình nghiên cứu của Card (1994), rất nhiều các nghiên cứu khác đã

mở rộng phương trình tiền lương của Mincer. Các công trình này không phải chỉ

nghiên cứu tiền lương trung bình và phân tích chênh lệch tiền lương trung bình, như

nghiên cứu của Oaxaca-Blinder (1973), mà còn mở rộng ra nghiên cứu các tham số

thống kê khác của hàm phân phối có điều kiện của tiền lương. Trong số đó,

Buchinsky (1994) thực hiện hồi quy phân vị trên hàm tiền lương của Mincer. Tiếp

theo đó là hàng loạt các nghiên cứu khác về tiền lương và chênh lệch tiền lương dựa

trên phương trình tiền lương của Mincer đã được công bố. Những nghiên cứu khác

nhau sử dụng những biến độc lập khác nhau trong hàm tiền lương Mincer (1974) mở

rộng.

1.2. PHƯƠNG PHÁP HỒI QUY PHÂN VỊ

Phương pháp hồi quy phân vị được Koenker & Bassett giới thiệu lần đầu tiên

năm 1978. Thay vì ước lượng các tham số của hàm hồi quy trung bình bằng phương

pháp OLS, Koenker & Bassett (1978) đề xuất việc ước lượng tham số hồi quy trên

từng phân vị của biến phụ thuộc để sao cho tổng chênh lệch tuyệt đối của hàm hồi

quy tại phân vị τ của biến phụ thuộc là nhỏ nhất. Nói một cách khác, thay vì xác định

9

tác động biên của biến độc lập đến giá trị trung bình của biến phụ thuộc, hồi quy

phân vị sẽ giúp xác định tác động biên của biến độc lập đến biến phụ thuộc trên từng

phân vị của biến phụ thuộc đó. Trong Mục 1.1.2, đề tài giới thiệu đầy đủ các định

nghĩa, tính chất của hồi quy phân vị. Đồng thời đề tài so sánh phương pháp hồi quy

phân vị với phương pháp OLS của hồi quy cổ điển để cho thấy ưu điểm của hồi quy

phân vị và sự phù hợp của hồi quy phân vị trong những nghiên cứu về chênh lệch

tiền lương, cũng như trong các nghiên cứu về bất bình đẳng trong xã hội.

a. Giới thiệu phương pháp hồi quy phân vị

Định nghĩa về phân vị: Cho Y là một đ.l.n.n với hàm phân phối YF . Với

(0,1) thì giá trị phân vị τ của Y là giá trị Q sao cho

Pr( ) Pr( ).Y Q Y Q (1.2)

Hoặc có thể viết lại inf : ( ) .YQ y F y (1.3)

Nếu Y là một đ.l.n.n liên tục, thì:

Pr( ) Pr( ) ( )YY y Y y F y .

Vì vậy: ( ) .YF Q (1.4)

Nếu F liên tục và tăng chặt thì 1( ).YQ F

Điều này có nghĩa là 100 % số quan sát của Y có giá trị không vượt quá giá trị phân

vị Q và 100(1 )% số quan sát của Y có giá trị không thấp hơn Q .

Giá trị phân vị, cũng như giá trị kỳ vọng của một đ.l.n.n, luôn là lời giải của

một bài toán cực trị liên quan đến đ.l.n.n đó. Cụ thể, giá trị kỳ vọng E(Y) của đ.l.n.n

Y là lời giải cho bài toán tìm R sao cho 2( ) ( )Y

R

y dF y

đạt cực tiểu. (1.5)

Trong khi giá trị trung bình của Y lời giải bài toán tìm cực tiểu (1.5) thì giá trị phân

vị Q của Y là lời giải của bài toán tìm cực tiểu hàm mục tiêu sau

( ) | | ( ) (1 ) | | ( ).Y Y

y y

L y dF y y dF y

(1.6)

10

Hay arg min ( ) ( ) ( 1) | | ( ).Y YR

y y

Q y dF y y dF y

(1.7)

Dạng rời rạc của (1.7) là

| |

1arg min ( ) ( 1)( ) .

i i

i iR i Z i Z

Q Y Yn

(1.8)

Nếu ta ký hiệu

{ 0}

. 0,( ) .( )

( 1) u<0,u

u khi uu u I

u khi

với I(u<0) là hàm chỉ (index function)

{ 0}

0 0,

1 0.u

khi uI

khi u

(1.9)

Ta có thể viết ngắn gọn công thức (1.8) thành

1

1arg min ( ).

n

iR i

Q Yn

(1.10)

Định nghĩa về xác suất có điều kiện và phân vị có điều kiện

Hàm phân phối xác suất đồng thời của hai biến ngẫu nhiên X và Y, ký hiệu là

( , )F x y , được định nghĩa như sau:

( , ) Pr( , ).F x y X x Y y

Trong trường hợp liên tục, ( , ) ( , )

yx

F x y f s t dt ds

,

với ( , )f x y là hàm mật độ đồng thời thỏa mãn 0 ( , )f x y và ( , ) 1f x y dy dx

Trong trường hợp rời rạc, ( , ) ( , )yx

s t

F x y f s t

,

với ( , )f x y là hàm mật độ đồng thời thỏa mãn 0 ( , )f x y và ( , ) 1x y

f x y

Nếu X và Y có hàm mật độ đồng thời là ( , )f x y . Khi đó hàm mật độ xác suất biên

(marginal density function) của Y được xác định bởi

11

( ) ( , )Yf y f x y dx

nếu Y là liên tục,

hoặc ( ) ( , )Y

x

f y f x y

nếu Y là rời rạc.

Tương tự, hàm mật độ xác suất biên (marginal density function) của X là

( ) ( , )Xf x f x y dy

nếu X là liên tục,

hoặc ( ) ( , )X

y

f x f x y nếu X là rời rạc.

Hàm mật độ xác suất có điều kiện của Y tại X=x được định nghĩa là

|

( , )( | ) .

( )Y X

X

f x yf y x

f x

nếu

( ) 0Xf x

Hàm mật độ xác suất có điều kiện của X tại Y=y là

|

( , )( | )

( )Y X

Y

f x yf x y

f y

nếu

( ) 0Yf y

Hàm phân phối xác suất có điều kiện của Y tại X x là:

| ( | ) ( | )Y X

y

F y x f y x dy nếu Y liên tục,

và | ( | ) ( | )Y X

y

F y x f y x nếu Y rời rạc.

Kỳ vọng có điều kiện của Y tại X = x là

|( | ) . ( | )

Y XE Y X x y f y x dy nếu Y liên tục,

|( | ) . ( | ) Y X

y

E Y X x y f y x nếu Y rời rạc.

Phân vị có điều kiện tại phân vị của Y tại X = x được xác định như sau

|( | ) inf : ( | ) ).Y XQ Y X x y F y x (1.11)

Nếu | ( | )Y XF y x là liên tục thì | ( | ) | .Y XF Q Y X x X x

Nếu | ( | )Y XF y x là liên tục và tăng chặt thì 1

|( | ) ( | ).Y XQ Y X F X (1.12)

12

Khi gần 0, ( | )Q Y X x thể hiện phần đuôi trái của hàm phân phối có điều kiện

| ( | )Y XF y x .

Khi gần 1, ( | )Q Y X thể hiện phần đuôi phải của hàm phân phối có điều kiện

| ( | )Y XF y x .

Trong kinh tế lượng, việc mở rộng bài toán (1.3) với trường hợp Y có dạng

hàm số ( , )Y h X u để tìm ra hàm kỳ vọng có điều kiện ( | ) ( , )E Y X h X được

gọi là phương pháp hồi qui y theo x.

Tương tự, Koenker & Bassett (1978) cũng đề xuất dạng mở rộng của bài toán

(1.10) để tìm ra hàm phân vị có điều kiện ( | )Q Y X . Phương pháp này gọi là phương

pháp hồi quy phân vị. Để mở rộng bài toán (1.10), giả sử ta có mẫu số liệu với các

quan sát ,i iY X , 1,i n với iX là vectơ 1k . Biến phụ thuộc Y có dạng

( , )i i iY h X u trong đó iu là sai số của quan sát thứ i khi xét tại phân vị τ thỏa

( | ) 0i iQ u X .

Khi đó, ta cần tìm hàm phân vị có điều kiện ( | ) ( , )i i iQ Y X h X để hàm số

1

( ( , )n

i i

i

Y h X

đạt giá trị nhỏ nhất. Tuy nhiên, việc tìm hàm phân vị ( | )i iQ Y X

cũng chính là tìm hệ số hồi quy . Bài toán trở thành tìm để cực tiểu biểu thức

1

( ( , )n

i i

i

Y h X

. Khi xét bài toán này trên một mẫu số liệu cụ thể sẽ thu được

ước lượng của , ký hiệu ˆ

,

Nghĩa là 1

1ˆ arg min ( ( , )).k

n

i iR i

Y h Xn

Nếu ( , )ih X là hàm tuyến tính, tức là ( , ) ,i ih X X

thì 1

1ˆ arg min ( ).k

n

i iR i

Y Xn

(1.13)

Đặt 1

1( ) ( ).

n

i i

i

V Y Xn

13

Khi đó, phương trình (1.13) trở thành ˆ arg min ( ).kR

V

và ˆ( | ) ( , )i i iQ Y X h X trở thành hàm hồi quy phân vị ở phân vị .

Tương tự, hàm hồi quy phân vị tuyến tính ở phân vị có dạng ( | ) .i i iQ Y X X

Và hàm hồi quy phân vị tuyến tính mẫu ở phân vị sẽ là

ˆ( | )i i iQ Y X X hay ˆ

i i iY X u với ( | ) 0.i iQ u X

(1.14)

Giá trị ˆ trong (1.14) tìm được bằng cách chọn tham số hồi quy phân vị sao cho

hàm mục tiêu 1

1( ) ( )

n

i i

i

V Y Xn

đạt giá trị nhỏ nhất. Khi đó, ước lượng đạt

được khi xét trên một mẫu số liệu, cụ thể là

ˆ arg min ( ),kR

V

(1.15)

với 1

1( ) ( ).

n

i i

i

V Y Xn

(1.16)

Hàm mục tiêu ( )V có thể có nhiều cách biểu diễn khác nhau.

0

1

1( ) .

i i

n

i iY Xi

V I Y Xn

(1.17)

Hàm mục tiêu (1.17) có thể biểu diễn lại một cách tương đương

{ | } { | }

1( , ) . ( 1). .

i i i i

i i i i

i Y X i Y X

V Y X Y Xn

(1.18)

Cách viết này cho thấy việc ước lượng tham số trong hàm hồi quy ứng với phân vị

là dựa trên toàn bộ mẫu số liệu. Mỗi quan sát được gán trọng số tương ứng. Cụ thể,

những quan sát nằm phía trên đường hồi quy phân vị được gán trọng số và

những quan sát nằm phía dưới được gán trọng số 1 .

Công thức ( )V ở (1.18) còn có thể viết dưới dạng khác như sau

1

1 1 1( ) sgn . .

2 2

n

i i i i

i

V Y X Y Xn

(1.19)

trong đó sgn(.) là hàm dấu, với { 0}sgn( ) 1 2 zz I với (.)I là hàm chỉ đã định nghĩa ở

(1.9).

14

Nếu 1

2 , hồi quy phân vị sẽ cho kết quả hàm hồi quy trung vị có điều kiện

0,5 0,5( | )i i iQ Y X X . Đây cũng chính là lời giải của bài toán hồi quy theo phương

pháp LAD (Least Absolute Deviation – Độ lệch tuyệt đối nhỏ nhất) rất phổ biến

trong kinh tế lượng cổ điển

0,5 1

ˆ arg min .k

n

LAD i iR i

Y X

(1.20)

Trong hồi quy phân vị, ứng với mỗi phân vị (0,1) , ta có thể ước lượng được

một hàm hồi quy. Hình 1.1 là một hình vẽ minh họa cho trường hợp hồi quy được

thực hiện trên các phân vị 0,1 – 0,25 – 0,5 – 0,75 và 0,9.

Nguồn: tác giả tính toán từ số liệu mô phỏng trên Stata

Hình 1. 1: Đồ thị biểu diễn các kết quả hồi quy phân vị của Y theo X

Hồi quy bằng phương pháp OLS chỉ thu được một đường hồi quy duy nhất thể

hiện giá trị trung bình có điều kiện của biến phụ thuộc Y theo các giá trị của biến độc

lập X. Trong khi đó, hồi quy phân vị cho thấy được nhiều hàm hồi quy ứng với từng

phân vị của biến phụ thuộc.

q10

q25

q50OLS

q75

q90

12

14

16

18

20

6 8 10 12 14x

y q10

q25 q50

q75 q90

OLS

15

b. Tính chất của phương pháp hồi quy phân vị

Theo Koenker (2005) và Hao & Naiman (2007), hồi quy phân vị có những tính

chất quan trọng thể hiện ưu điểm của phương pháp hồi quy này so với phương bình

phương nhỏ nhất.

b.1. Tính đẳng biến (Equivariance)

Giá trị phân vị có tính đẳng biến khi biến đổi qua hàm số đơn điệu: với (.)h là

một hàm số bất kỳ không giảm và Y là một đ.l.n.n liên tục, thì ta có

( ) ( ( ) ( ))P Y a P h Y h a . Vì vậy ( ) ( )Q h Y h Q Y . Từ đó, Koenker (2005) chứng

các tính chất đẳng biến quan trọng của hồi quy phân vị 1.

- Hồi quy phân vị có tính đẳng biến khi thay đổi quy mô (scale equivariance)

Cho * .i iY Y và *

là tham số của hàm hồi quy phân vị *

iY theo iX .

Khi đó,

+ nếu 0 thì * . (1.22)

+ nếu 0 thì *

1 . (1.23)

+ Trường hợp đặc biệt, khi 0,5 thì *

0,5 0,5ˆ ˆ .

- Hàm hồi quy phân vị còn có tính chất đẳng biến khi thay đổi vị trí. Nghĩa là,

nếu * i i iy y X và *

là tham số của hồi quy phân vị của *

iy theo iX thì

*ˆ ˆ . (1.24)

- Một tính chất khác của hồi quy phân vị là đẳng biến khi thay đổi dạng biến

số. Cụ thể, nếu * .X X A với A là ma trận không suy biến, thì * 1ˆ ˆ .A

Tính đẳng biến của hồi quy phân vị đặc biệt hữu ích trong các tính toán biến

đổi để ước lượng tham số khi dùng phương pháp quy hoạch tuyến tính.

b.2. Tính ổn định (robustness)

1 Xem trang 38 của Koenker (2005)

16

Với hồi quy cổ điển, các ước lượng của phương pháp bình phương nhỏ nhất

thay đổi ngay khi iY thay đổi. Mỗi sự thay đổi trong iY sẽ dẫn đến sự thay đổi của

các ước lượng hồi quy OLS. Điều này làm cho ảnh hưởng của các quan sát bất

thường (extreme value) đến ước lượng của OLS là rất lớn. Trong khi đó, đối với hồi

quy phân vị, khi iY thay đổi nhưng chưa làm biến đổi dấu của ˆi iY X thì các tham

số ước lượng của hồi quy phân vị không thay đổi. Nói khác đi, người ta có thể thay

đổi giá trị của một quan sát ở một phía bất kỳ của đường hồi quy phân vị mà không

làm ảnh hưởng đến kết quả hồi quy, nếu sự thay đổi đó không làm thay đổi phía của

quan sát so với đường hồi quy phân vị. Do đó, cho dù nếu có thay thế một quan sát

ban đầu bằng một quan sát bất thường thì giá trị của tham số ước lượng trên hồi quy

vẫn không thay đổi nếu quan sát bất thường này nằm cùng phía với quan sát ban đầu

so với hàm hồi quy. Vì vậy ước lượng bằng phương pháp hồi quy phân vị được xem

là có tính ổn định hơn so với ước lượng OLS2.

b.3. Hàm hồi quy phân vị k biến luôn đi qua ít nhất k quan sát của mẫu nghiên

cứu

Xét hàm mục tiêu được viết dưới dạng công thức (1.17):

01

1( )

i i

n

i iY Xi

V I Y Xn

(1.25)

Hàm mục tiêu này liên tục và khả vi tại i iY X . Tại những điểm i iY X ,

đạo hàm có hướng3 của ( )V theo hướng vecto đơn vị w là

0

01 0

( , ) ( |

1i i i

i t

n

i i i Y X X wti t

dV w V X wt

dt

dY X X wt I

n dt

2 Xem trang 47 tài liệu Hao & Naiman (2007) 3 Xem trang 32 của Koenker (2005)

17

1

1

( 0)

1

1( ) 0

1(1 ) ( ) 0

1( ) ( ) 0

i

n

i i i

i

n

i i i

i

n

X w i i i

i

X w khi Y Xn

X w khi Y Xn

I X w khi Y Xn

*

1

( , )n

i i i i

i

Y X X w X w

(1.26)

Với

0*

0

0( , )

0

u

v

I khi uu v

I khi u

Một điểm *

sẽ được gọi là cực tiểu của ( )V nếu tất cả các đạo hàm theo

hướng của ( )V tại *

đều không âm, nghĩa là *( , ) 0V w với mọi pw R có

1w . Ký hiệu ˆ là điểm cực tiểu của hàm ( )V . Khi đó, phần dư của hàm hồi

quy phân vị tương ứng là: ˆi i ie Y X .

Xét trường hợp n = k và nb R sao cho 1,i iY X b i k thì b sẽ làm cho

( )V đạt cực tiểu, vì các đạo hàm có hướng tại b là

01

1( ) 0

i

k

iX wi

I X w wk

Phương án này xảy ra ở k quan sát đầu tiên và phương án này cũng được coi là

nghiệm cơ bản của (1.19). Ký hiệu là tập con gồm có k phần tử của 1,2,...,n và

là tập hợp tất cả các tập . Đồng thời, gọi ( )X là ma trận cấp k k với các dòng

tương ứng là ,iX i (Nghĩa là từ n dòng của ma trận X chọn ra k dòng với các

dòng có chỉ số thuộc tập ) và ( )y là vectơ cột cấp 1k với các phần tử tương ứng

là ,iY i . Khi đó hệ nghiệm cơ bản là 1( ) ( ) . ( )b X y với . Mỗi phương án

thỏa mãn miền ràng buộc đều chứa k trong số n quan sát của mẫu nghiên cứu,

18

phương án b được nêu ra trước đó cũng là một trong số các phương án ( )b với

trường hợp 1,...,k ứng với k quan sát đầu tiên.

Hình 1. 2: Đường hồi quy phân vị 2 biến đi qua ít nhất 2 quan sát của mẫu

Nguồn: tác giả tính toán từ số liệu mô phỏng

Như vậy, phương án tối ưu của bài toán quy hoạch tuyến tính trong hồi quy

phân vị là một trong số các phương án ( )b nên chắc chắc cũng sẽ đi qua ít nhất k

quan sát của mẫu. Hay nói cách khác, có ít nhất k quan sát có phần dư bằng 0 trong

hàm hồi quy phân vị của mẫu.

Hình 1. 2 là một ví dụ minh họa bằng hình ảnh của tính chất trên đối với một

hàm hồi quy phân vị hai biến. Nhìn trên đồ thị, mỗi dấu chấm là biểu diễn của một

quan sát trong mẫu, ta nhận thấy mỗi hàm hồi quy phân vị trên hình đi qua ít nhất hai

quan sát của mẫu số liệu có được.

b.4. Số quan sát có phần dư âm của hàm hồi quy phân vị ứng với phân vị τ có thể

đạt tỷ lệ cao nhất là τ

q25

q75

10

12

14

16

8 9 10 11 12x

y q75

q25

19

Xét phần dư ˆi i ie Y X của hàm hồi quy phân vị có chứa hệ số tự do. Ký

hiệu P là số quan sát có phần dư dương; N là số quan sát có phần dư âm và Z là số

quan sát có phần dư bằng 0. Khi đó

N n N Z (1.27)

(1 )P n P Z (1.28)

Từ tính chất này có thể suy ra rằng với mỗi hàm hồi quy ứng với phân vị thì

sẽ có không quá .100% số quan sát của mẫu nằm phía dưới đường hồi quy phân vị

(có phần dư iu âm) và không quá (1 ).100% số quan sát nằm phía trên (có phần dư

iu không âm) hàm hồi quy phân vị đang xét.4

b.5. Tính tăng dần của các hàm hồi quy phân vị 5tại giá trị trung bình của X

Ký hiệu 1

1 n

i

i

X Xn

là giá trị trung bình của X. Gọi hàm hồi quy phân vị ở phân

vị là ˆ( | )Q Y X X . Giả sử xét tại hai phân vị 1 2, sao cho 1 2 thì ta luôn có

2 1

ˆ ˆ( ) 0X X

(1.29)

Công thức (1.29) hàm ý rằng, khi cùng xét tại X , giá trị ước lượng ˆ ( | )i iQ Y X

ứng với phân vị cao hơn sẽ luôn lớn hơn giá trị ước lượng ˆ ( | )i iQ Y X tại phân vị thấp

hơn. Tuy nhiên, tính chất này chưa chắc đúng khi xét tại những giá trị X bất kỳ khác.

Tính chất này được minh họa trên Hình 1. 3.

4 Xem trang 56 của tài liệu Koenker (2005) 5 Xem trang 56 của tài liệu Koenker (2005)

20

Hình 1. 3: Giá trị hồi quy tăng dần khi phân vị tăng dần tại X trung bình

Nguồn: tác giả tính toán từ số liệu mô phỏng

b.6. Ước lượng của hồi quy phân vị là ước lượng M-estimator

Ước lượng M-estimator được đề cập lần đầu tiên trong kết quả nghiên cứu của

Gouriéroux và Monfort (2008). Giả sử xét một mô hình tham số hoặc bán tham số

với tham số và các quan sát 1,...,( , )i i i nX y , một ước lượng được gọi là M-

estimator của một hàm ( )g nếu ước lượng đó là lời giải của bài toán cực trị

( )1

min ( , , )n

i ig g

i

y X g

. Một M-estimator của một hàm được chứng minh là luôn hội tụ

về giá trị đúng của hàm số đó nếu thỏa mãn các điều kiện chính quy (regularity

conditions)

+ Các cặp quan sát ( , )i iX y là i.i.d (identical independent distribution- độc

lập và có cùng phân phối).

+ ( )g là một tập mở

X trung binh = 9,9524

q10

q25

q50

q75

q90

12

14

16

18

20

y

6 8 10 12 14

y q10

q25 q50

q75 q90

X trung binh

21

+ là một hàm liên tục theo g , kỳ vọng có điều kiện của theo các giá trị

thực của ( , )X y luôn tồn tại với mọi g

+ 1

1( , , )

n

i i

i

y X gn

là hội tụ hầu chắc theo trên ( )g về ( , , )X o i iE E y X g

+ Lời giải duy nhất của bài toán cực trị là 0

0( )g g trong đó 0 là tham số

của hàm phân phối “đúng”

Trong bài toán hồi quy phân vị, ước lượng ˆ là lời giải bài toán cực tiểu

(1.17), vì thế ˆ có thể coi là một M-estimator và khi mô hình hồi quy phân vị thỏa

mãn các điều kiện chính quy thì nó cũng hội tụ về giá trị đúng của tham số hồi quy

cần tìm.

b.7. Ước lượng của hồi quy phân vị có thể xem là xấp xỉ của ước lượng GMM

(General Method of Moment)

Theo Buchinsky (1998b), ước lượng thu được từ (1.13) của hồi quy phân vị

có thể xem là xấp xỉ của một ước lượng GMM. Điều này có thế được từ điều kiện

cần (F.O.C – first order condition) để hàm số ( )V đạt cực trị:

01

10.

i i

n

i Y Xi

X In

(1.30)

Biểu thức (1.30) có dạng của một hàm moment phù hợp với một ước lượng GMM.

Điều này cho thấy các ước lượng tính được bằng phương pháp hồi quy phân vị cũng

có thể xem là ước lượng GMM. Vì vậy, các ước lượng ˆ tính được bằng phương

pháp hồi quy phân vị cũng có những tính chất mà một ước lượng GMM có, đó là

tính vững, tính tiệm cận chuẩn. Riêng tính hiệu quả của ˆ có thể cải thiện bằng

cách chọn ma trận trọng số xác định dương phù hợp.

Xét hàm moment 0( , , )

i ii i i Y X

m Y X X I

(1.31)

Hàm kỳ vọng của (1.31) có dạng

22

0

0

|

( , , )

|

( )

i i

i i

i i i Y X

i iY X

i Y X i

E m y X E X I

E X E I X

E X F X

Khi phân vị hồi quy được thực hiện tại phân vị , tham số nhận giá trị cụ thể là

, thì | ( )Y X iF X phải bằng sao cho ( , , ) 0i iE m y X

Khi đó, các ước lượng tham số của hàm hồi quy phân vị tại phân vị có thể được

xác định bằng phương pháp GMM với hàm kỳ vọng [ ( , , )] 0i iE m y X (1.32)

Theo Buchinsky (1998), với hàm moment như trên, ta có

ˆ( ) (0, )dn N

Ma trận phương sai hiệp phương sai 1 1(1 )D D (1.33)

Trong đó

| ( )

|

0 |i

i Y X i

i i Y i i

i i i

D E X F X

E X X f X X

E X X f X

(1.34)

0 0

2

0

( , , ) ( , , )

i i i i

i i

i i i i

i iY X Y X

i i Y X

E m Y X m Y X

E X I X I

E X X I

Ta có 0i iY X

I

có phân phối Bernoulli với trung bình là và phương sai (1 ) .

Do vậy (1 ) i iE X X (1.35)

Như vậy, (1.33) có thể được viết đầy đủ,

ˆ( ) (0, )dn N

1 1

(1 ) (0 | ) [ ] (0 | )i i i i i i i iE X X f X E X X E X X f X

(1.36)

23

Nếu không có hiện tượng phương sai thay đổi, hàm mật độ của sai số i độc lập với

X , và do đó (0 | ) (0)i if X f thì công thức (1.46) được viết lại thành

1

2

(1 )[ ]

(0)i iE X X

f

(1.37)

Trong thực tế tính toán với số liệu mẫu, [ ]i iE X X được ước lượng bằng 1

1 n

i i

i

X Xn

Hendricks & Koenker (1991) ước lượng (0 | )if X

và D bằng các công thức:

( ) ( )

2ˆˆ ˆi

i h h

hf

X

(1.38)

1

1 ˆ .n

i i i

i

D f X Xn

(1.39)

Kết quả này cho thấy, khi mật độ của các quan sát càng dày đặc thì phương

sai của phân vị càng nhỏ, giá trị phân vị càng ít biến động. Khi mật độ quan sát càng

thưa thớt thì phương sai của phân vị càng lớn, giá trị phân vị càng biến động nhiều.

b.8. Tính vững (consistency)

Dựa vào (1.32) cho thấy ước lượng của hồi quy phân vị xấp xỉ một ước lượng

GMM nên mang tính vững - vốn đã được chứng minh luôn xảy ra với các ước lượng

của GMM (theo Green (2011)).

c. Kiểm định giả thuyết thống kê với hồi quy phân vị

Trong tài liệu về hồi quy phân vị của Koenker (2005), những suy diễn thống

kê liên quan đến kiểm định hệ số hồi quy của hồi quy phân vị cũng được chứng minh

và áp dụng giống như phương pháp OLS. Những kiểm định được Koenker (2005) đề

xuất gồm kiểm định Wald6 và kiểm định Likelihood ratio7

c.1. Kiểm định Wald

Kiểm định 0 :H R r với R là ma trận cấp q K và r cấp 1q

1 1ˆ 0, (1 )dn N D D

6 Trang 75 sách “Quantile Regression” của Koenker (2005) 7 Trang 92 sách “Quantile Regression” của Koenker (2005)

24

Dưới giả thiết 0H

ˆ ˆ( ) ( ( ) ) (0, (1 ) ( )) dnR n R r N

Trong đó 1 1( ) RD D R

1

2

ˆ ˆˆ( ) ( ) ( )( ) ( )

(1 )

d

n

n R r R rW q

1 1ˆ ˆRD D R

, với 1 1ˆD D

là một ước lượng vững của 1 1D D

c.2. Kiểm định Likelihood ratio

Koenker & Machado (1999) cũng đã chứng minh được rằng giả thuyết

0 :H R r cũng có thể được kiểm định bằng phương pháp Likelihood ratio như

trong hồi quy với giá trị trung bình thông thường.

Cho ˆ và là ước lượng của lần lượt trong hai trường hợp có ràng buộc và

không có ràng buộc. ˆˆ ( )V V và ( )V V là các hàm mục tiêu tương ứng.

Cho hàm mật độ Laplace bất đối xứng ( )( ) (1 )f e

. Hàm hợp lý log-

likelihood trong trường hợp này là

1

( ) log (1 ) ( )n

n i i

i

L n y X

Khi đó 2 lần của tỷ lệ log – likelihood ratio là

ˆ ˆ2 ( , ) ( , ) 2n nL L V V

Theo Koenker & Machado (1999)

2

1

ˆ2( )

(1 ) (0)

dV V

LR qf

d. Ưu điểm và nhược điểm của hồi quy phân vị

Sau khi Koenker và Bassett (1978) giới thiệu mô hình hồi quy phân vị đầu tiên,

rất nhiều các nghiên cứu được thực hiện sau đó nhằm khắc phục các nhược điểm,

25

đồng thời mở rộng hồi quy phân vị. Ngày càng có nhiều các bài nghiên cứu ứng

dụng hồi quy được thực hiện và công bố, cho thấy hồi quy phân vị đang ngày càng

được hoàn thiện và ngày càng trở thành công cụ đắc lực trong nghiên cứu kinh tế.

Theo Koenker (2005) và Hao & Naiman (2007), hồi quy phân vị có những ưu điểm

như sau.

Ưu điểm

- Thứ nhất, phương pháp hồi quy phân vị cho phép thể hiện một cách chi tiết về

mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập trên từng phân vị của biến

phụ thuộc, không phải chỉ xét mối quan hệ này trên giá trị trung bình như hồi

quy OLS. Ưu điểm này thể hiện rõ trong Hình 1. 1. Trong đó, Hình 1. 1 thể hiện

nhiều hàm hồi quy cho nhiều phân vị, cho thấy tác động khác nhau của biến độc

lập X ứng với nhiều phân vị của biến phụ thuộc Y.

- Thứ hai, mặc dù các tính toán thực hiện trong hồi quy phân vị là phức tạp và

khối lượng tính toán nhiều hơn trong OLS, nhưng với sự phát triển của toán

học, thống kê học cộng với sự hỗ trợ của công nghệ thông tin thì những tính

toán như quy hoạch tuyến tính, bootstrap, được thực hiện rất dễ dàng và nhanh

chóng.

- Thứ ba, trong hồi quy OLS, các quan sát bất thường (outliers) thường được loại

bỏ để ước lượng OLS không bị chệch. Trong khi đó, hồi quy phân vị có tính ổn

định (robustness), không bị ảnh hưởng bởi sự hiện diện của các quan sát bất

thường đó.

- Thứ tư, các kiểm định về tham số của hồi quy phân vị không dựa vào tính

chuẩn của sai số. Hơn nữa, các kiểm định này không dựa trên bất kỳ một giả

định nào về dạng phân phối của sai số hồi quy.

- Thứ năm, hồi quy phân vị đặc biệt phù hợp khi phân tích trên mô hình hồi quy

có sự hiện diện của phương sai thay đổi hoặc trong mẫu số liệu mà hàm phân

phối của biến phụ thuộc bất đối xứng quanh giá trị trung bình. Khi đó, hàm hồi

quy phân vị trên các phân vị khác nhau sẽ có sự khác biệt rõ rệt, cho thấy tác

26

động không giống nhau của biến độc lập đến biến phụ thuộc ở những phân vị

khác nhau.

Nhược điểm của hồi quy phân vị

Bên cạnh các ưu điểm đã được nêu trên, hồi quy phân vị vẫn còn một số

nhược điểm như sau:

- Một là, các tính toán trong hồi quy phân vị phức tạp hơn so với OLS. Ví dụ như

trong OLS, muốn tìm ước lượng tham số hồi quy sao cho tổng bình phương sai

số là nhỏ nhất thì có thể áp dụng các công thức tìm cực trị của giải tích toán học

như lấy đạo hàm riêng và giải hệ phương trình ứng với điều kiện cần của cực

trị. Trong khi đó, ước lượng tham số của hồi quy phân vị thực hiện thông qua

việc giải bài toán quy hoạch tuyến tính. Việc này sẽ khó khăn nếu không có sự

hỗ trợ của máy tính.

- Hai là, phải thực hiện nhiều hàm hồi quy trên nhiều phân vị mới cho thấy được

toàn diện sự tác động của biến độc lập đến biến phụ thuộc thay vì chỉ có một

hàm hồi quy trung bình có điều kiện trong OLS.

- Ba là, việc áp dụng hồi quy phân vị cho các dạng hàm phi tuyến còn khá hạn

chế. Các lý thuyết để xử lý tự tương quan hoặc nội sinh trong hồi quy phân vị

còn chưa được phát triển hoàn thiện.

1.2.1. Tính chệch của ước lượng do chọn mẫu khi xây dựng hàm tiền lương và

phương pháp hiệu chỉnh tính chệch do chọn mẫu

Sau khi hồi quy phân vị được Koenker & Bassett giới thiệu năm 1978, rất nhiều

nghiên cứu đã ứng dụng hồi quy phân vị trong xây dựng hàm tiền lương cho các

quốc gia trên thế giới. Tuy nhiên, vấn đề xây dựng hàm tiền lương bằng hồi quy có

thể đối mặt với khó khăn về vấn đề chọn mẫu do ước lượng. Các hàm tiền lương xây

dựng bằng hồi quy phân vị cũng không tránh khỏi những khó khăn này.

27

a. Tính chệch do chọn mẫu (Sample selection bias)

Heckman (1979) trong một bài báo nổi tiếng của mình đã chỉ ra rằng, việc ước

lượng hàm tiền lương dựa trên việc chọn mẫu chỉ lấy số liệu ở những người có việc

làm và được nhận lương mà bỏ qua những người lao động không tham gia làm việc

sẽ làm cho ước lượng bình phương nhỏ nhất thu được bị chệch (biased) và không

vững (inconsistent). Heckman gọi đó là tính chệch do vấn đề chọn mẫu (Sample

selection bias).

Giả sử hàm tiền lương cần ước lượng có dạng tuyến tính

*

i i iY X u

(1.40)

Trong đó, gọi *

iY ký hiệu cho biến tiền lương tiềm năng (potential wage). Đây là

mức tiền lương tối thiểu mà người lao động thứ i mong muốn để làm một công việc

nào đó. Với những mức lương nhỏ hơn mức lương tiềm năng này, người lao động sẽ

chấp nhận thất nghiệp thay vì đi làm. Việc một người quyết định nhận một công việc

hay thất nghiệp có thể được xây dựng thành một hàm lựa chọn như sau:

*

*

*

1 khi 0

0 khi 0

i i i

i

i

i

D Z

DD

D

(1.41)

Việc lựa chọn này phụ thuộc vào các yếu tố thể hiện trong iZ . iZ được giả định

là chứa tất cả các biến trong Xi và thêm một vài yếu tố khác. εi là sai số của hàm lựa

chọn. Số liệu của iZ (vì vậy, của Xi) là thu thập được, không phân biệt là người đó có

công việc hay không. Chúng ta không thể quan sát được mức lương tiềm năng *

iY ,

chúng ta chỉ có thể biết được rằng khi người lao động quyết định đi làm, tức Di = 1,

thì mức lương tiềm năng được thể hiện ra chính là mức lương thực tế Yi mà người

lao động nhận được.

Khi đó, * *

*

khi 0,

0 khi 0.

i i

i

i

Y DY

D

Heckman chỉ ra nguyên nhân gây ra tính chệch của ước lượng bằng mô hình

Heckman sau.

28

Gọi 2~ (0, )uu N ,

2~ (0, )N với 2 1,

phân phối đồng thời F(u,ε) cũng là phân phối chuẩn,

u , độc lập với , .X Z

Hệ số tương quan giữa u và là u ,

và khi đó, hiệp phương sai giữa u và là ,u u

tức là ( , ) ( ) .i i u uCov u E u (1.42)

Trong các nghiên cứu thông thường, mẫu chỉ được chọn ứng với 1.iD

Lấy kỳ vọng có điều kiện ở cả hai vế của phương trình (1.40), ta có

( | 1, ) ( | 1, ).i i i i i i iE Y D X X E u D X (1.43)

Kết hợp với phương trình (1.41), 1iD => * 0iD => 0i iZ => .i iZ

Suy ra ( | 1, ) ( | , ).i i i i i i i iE Y D X X E u Z X (1.44)

Vì u , độc lập với ,X Z nên phương trình (1.44) có thể được viết lại

( | 1, ) ( | ).i i i i i i iE Y D X X E u Z

(1.45)

Nếu u và không tương quan ( 0u ) thì ( | ) 0i i iE u Z , và do đó ước

lượng thu được bằng OLS của phương trình (1.40) vẫn là ước lượng không chệch và

vững. Tuy nhiên, do u và có thể tương quan với nhau ( 0u ) nên

( | ) 0i i iE u Z , khi đó ước lượng sẽ bị chệch và không còn là ước lượng vững

nữa. Sự chệch này là do vấn đề chọn mẫu gây ra, gọi là hiện tượng ước lượng bị

chệch do chọn mẫu.

Nếu chỉ thu thập số liệu ở những người lao động có đi làm và được nhận lương

thì hàm tiền lương ước lượng được không phản ánh đúng hàm tiền lương của tổng

thể. Vì trong tổng thể có cả những người lao động không đi làm và không nhận

lương. Họ không làm việc vì họ được trả lương thấp hơn mức lương tiềm năng *

iY .

Họ vẫn có đầy đủ các đặc điểm lao động được nghiên cứu trong X. Nếu họ đi làm,

29

thậm chí họ có thể đạt được mức lương cao hơn những lao động quan sát được trong

mẫu có cùng giá trị các biến độc lập như họ. Việc bỏ qua nhóm lao động này sẽ làm

cho ước lượng tham số hồi quy thu được từ mẫu bị chệch và phản ánh sai mức độ tác

động các yếu tố trong iX đến tiền lương iY .

b. Hiệu chỉnh tính chệch do chọn mẫu - Thủ tục Heckman hai bước

Từ các phân tích như trên, Heckman (1979) xem sự xuất hiện của

( | )i i iE u Z trong phương trình (1.45) gây ra tình trạng ước lượng chệch và

không vững. Sự xuất hiện của thành phần này làm cho hàm hồi quy tiền lương ban

đầu giống như đã bỏ sót một yếu tố quan trọng. Sự bỏ sót biến này gây ra hiện tượng

nội sinh cho mô hình. Do vậy, ước lượng thu được nếu chỉ hồi quy trên số liệu

những quan sát có tiền lương sẽ bị chệch.

Để khắc phục trường hợp này, Heckman (1979) đề xuất khắc phục bằng cách

lượng hóa yếu tố bị bỏ sót và đưa biến này vào mô hình. Theo Green (2011),

( | )i i iE u Z có thể được ước lượng thông qua tỷ lệ Mills nghịch đảo8. Tỷ lệ

Mills nghịch đảo, được đặt theo tên của John P. Mills, cho biết tỷ lệ giữa hàm mật độ

xác suất so với hàm phân phối tích lũy của một đ.l.n.n; tỷ lệ này được xây dựng dựa

trên tính chất sau đây của hàm phân phối chuẩn:

Nếu 2~ ( , )uu N thì

:

( | ) ,

1

u

u

u

Mills ratio

E u u

(1.46)

trong đó (.) là hàm mật độ xác suất Gauss,

(.) là hàm phân phối của phân phối Gauss.

Tỷ lệ

1

u

u

trong công thức trên được gọi là tỷ lệ Mills và ký hiệu là λ.

8 Xem trang 854 của Green (2011)

30

Áp dụng (1.46) để tính ( | )i i iE Z , với ~ (0,1)i N và i iZ ta được

( | ) 0 1. ( ) ( ) .

1

i i

i i i i i i i

i i

Z ZE Z Z Z

Z Z

(1.47)

Kết hợp với ( , ) ( )i i u uCov u E u ở (1.42),

ta được ( | ) ( ) ( ).i i i u u i i i iE u Z Z Z

(1.48)

Phương trình hồi quy (1.45) trở thành ( | 1) ( ),i i i iE Y D X Z

hay ( ) ,i i i iW X Z (1.49)

i thỏa mãn các giả thiết hồi quy cổ điển.

Trong phương trình (1.49), số hạng ( )iZ đóng vai trò như là biến bị bỏ sót, được

bổ sung vào mô hình. Vì biến bỏ sót đã được đưa vào mô hình tiền lương nên ước

lượng β thu được khi hồi quy theo (1.49) sẽ là ước lượng không chệch.

Từ các bước lập luận như trên, Heckman(1979) đề xuất thủ tục hồi quy hiệu

chỉnh chệch do chọn mẫu theo hai bước theo đề xuất của Heckman được thực hiện

như sau:

- Bước 1: Ước lượng hồi quy probit với biến phụ thuộc iD được định

nghĩa ở phương trình (1.41) để thu được ước lượng của . Với mỗi

quan sát trong mẫu, tính tỷ lệ Mills với công thức ˆ( )ˆˆ( )

ii

i

Z

Z

- Bước 2: Hồi quy iY theo X và theo phương trình (1.49) bằng OLS

để thu được ước lượng không chệch của .

Với việc phát hiện tính chệch của ước lượng do vấn đề chọn mẫu và đề xuất thủ

tục hiệu chỉnh tính chệch này, Heckman đã được trao giải Nobel về kinh tế năm

2000. Tuy nhiên, Cosslett(1991), Gallant & Nychka (1987), Powell (1987), Klein &

Spady(1993) và Newey (1991) chỉ ra rằng, thủ tục hai bước của Heckman sẽ cho ước

lượng không vững nếu các sai số ui, εi hoặc phân phối đồng thời giữa chúng không

31

có phân phối chuẩn và từ đó để xuất phương pháp ước lượng bán tham số

(semiparametric) trong khắc phục tính chệch do chọn mẫu. Bên cạnh đó, Donald

(1995) chỉ ra rằng hiện tượng phương sai thay đổi nếu hiện diện trong hàm tiền

lương cũng ảnh hưởng đến kết quả thu được từ thủ tục Heckman và đề xuất thủ tục

hiệu chỉnh tính chệch do chọn mẫu trong điều kiện có phương sai thay đổi, nhưng

Donald lại giữ nguyên giả định về phân phối chuẩn của ui, εi. Chen & Khan (2003)

đề xuất thủ tục hiệu chỉnh tính chệch trong trường hợp giả thuyết về tính chuẩn

không được đảm bảo và có hiện tượng phương sai thay đổi

Phương pháp hiệu chỉnh sai số theo Buchinsky (1998) trong hồi quy phân vị

Buchinsky (1998a và 2001) là người đầu tiên đề xuất việc hiệu chỉnh tính chệch

do chọn mẫu đối với phương pháp hồi quy phân vị cũng bằng một thủ tục gồm hai

bước. Phương pháp này cũng dựa trên những ý tưởng của Heckman (1979) nhưng có

hai điểm khác biệt lớn. Thứ nhất, thay vì chỉ hiệu chỉnh tính chệch cho hàm tiền

lương trung bình với phương pháp OLS như Heckman đề xuất, phương pháp của

Buchinsky hiệu chỉnh tính chệch cho ước lượng hồi quy theo phương pháp hồi quy

phân vị. Thứ hai, thủ tục do Buchinsky đề xuất không có giả thiết về phương sai

không đổi. Hai bước trong phương pháp của Buchinsky như sau:

- Bước 1: Buchinsky thực hiện ước lượng hàm lựa chọn (1.41) bằng hàm probit

theo phương pháp do Ichimura (1993) đề xuất

- Bước 2, Xây dựng số hạng dùng để hiệu chỉnh tính chệch do chọn mẫu, ước

lượng và xây dựng phương pháp ước lượng hiệu chỉnh tính chệch đối với hàm

hồi quy trên từng phân vị. Buchinsky xây dựng số hạng hiệu chỉnh chênh lệch

trong hàm tiền lương, iP Z , dưới dạng một đa thức và đưa số hạng này vào

hàm hồi quy phân vị

( | , 1) . ( ).i i i i iQ Y X D X P Z

Phương pháp của Buchinsky (1998a) vẫn còn phụ thuộc vào giả định tính chuẩn

của sai số. Để cải tiến phương pháp của Buchinsky (1998a), trong việc nới lỏng giả

32

thiết về tính chuẩn của sai số, Coelho et al (2007), Huber & Melly(2011) sử dụng

phương pháp ước lượng bán tham số của Klein & Spady (1993) trong bước 1 để hồi

quy hàm lựa chọn, tìm được ước lượng tham số trong hàm lựa chọn và đưa vào

tính toán hệ số hồi quy hiệu chỉnh sai số ở bước 2.

1.2.2. Vấn đề nội sinh và phương pháp hồi quy phân vị hai bước (two - stage

quantile regression)

Vấn đề nội sinh là một vấn đề quan trọng trong hồi quy vì nó liên quan đến

tính vững của hệ số hồi quy nhận được ước lượng. Ameniya (1982) là người đầu tiên

xem xét đến hiện tượng nội sinh đối với hồi quy phân vị. Tuy nhiên, Ameniya chỉ

mới xét đến hiện tượng nội sinh hàm hồi quy trung vị, tức là hàm hồi quy ứng với

phân vị τ = 0,5. Những nghiên cứu tiếp theo của Powell (1983) và Chen &

Portnoy(1996) cũng mở rộng hướng tiếp cận của Ameniya (1982). Powell (1983) đề

xuất phương pháp trị tuyệt đối nhỏ nhất hai giai đoạn (DSLAD – Double stage least

absolute deviations) để ước lượng hàm hồi quy phân vị 0,5 trong trường hợp biến

độc lập bị nội sinh. Powell (1983) đề xuất phương pháp hồi quy phân vị hai giai

đoạn (DSQR – Double Stage Quantile Regression), không phải chỉ xét trên phân vị

0,5 mà mở rộng ra trên tất cả các phân vị của biến phụ thuộc. Mở rộng phương pháp

của Powell (1983), Kim T. & Muller C. (2004) đề xuất khắc phục nội sinh của hồi

quy phân vị bằng cách dùng hồi quy phân vị hai giai đoạn với cả hai giai đoạn đều

được ước lượng bằng phương pháp hồi quy phân vị.

Giả sử hàm hồi quy có dạng 1 0 2 0 ,Y X X u

trong đó X1 là ma trận cấp n g gồm số liệu của g biến độc lập nội sinh trong

mô hình hồi quy; X2 là ma trận cấp 1n k , gồm số liệu của k1 biến ngoại sinh. Giả sử

tìm được k2 biến công cụ, số liệu của các biến công cụ này được thể hiện trong ma

trận Z có cấp 2n k . Hiện tượng nội sinh xảy ra trong mô hình làm cho

1( | ) ( )Q u X Q u . Bất đẳng thức này được Kim T. & Muller C dùng làm định nghĩa

cho hiện tượng nội sinh trong hồi quy phân vị. Hơn nữa, các tác giả giả định rằng các

33

biến nội sinh trong X1 có thể được biểu diễn quan các biến công cụ và các biến ngoại

sinh như sau

*

1 0 ,X Z V

trong đó *

2[ Z]Z X là ma trận cấp n k với 1 2 ,k k k

0 là ma trận cấp k g các tham số hồi quy của các biến nội sinh trong X1

theo X,

V là ma trận cấp n g các sai số khi hồi quy các biến nội sinh trong X1 theo

X.

Khi đó, dạng thu gọn của biến phụ thuộc Y sẽ là *

0Y Z với

1

0 0 0 0 0( )0

kIH

và 0.u V

Xét một ánh xạ : , (0,1)R R và ( ) ( )a a a trong đó ( 0)( ) 1 aa .

Các tham số ước lượng được của phương pháp hồi quy phân vị hai giai đoạn là lời

giải của bài toán tìm giá trị cực tiểu của hàm mục tiêu:

* *

1

ˆ ˆˆ ˆmin ( , , , , ) (1 ) ( ) .n

n i i i

i

S q qY q Z Z H

Trong đó iY và *

iZ là số liệu của biến phụ thuộc và các biến độc lập cũng như biến

công cụ ở quan sát thứ i; q là hằng số dương được chọn bởi người nghiên cứu; và

ˆj là các ước lượng thu thập được từ giai đoạn 1 của hồi quy phân vị hai giai đoạn.

Các ước lượng của giai đoạn 1 này cũng được ước lượng bằng phương pháp hồi quy

phân vị, nghĩa là, và ˆj cũng là lời giải của các bài toán cực trị

*

1

min ( )n

i i

i

Y Z

và *

1

min ( ), ( 1,2,..., ).j

n

ji i j

i

Y Z j g

34

Việc viết lại công thức của biến phụ thuộc y dưới dạng * ˆ(1 )i iqY q Z đã được

Ameniya (1982) sử dụng như là một tính chất của 2SLS và là một trong các hướng

cải thiện tính hiệu quả của ước lượng.

Kim T. & Muller C. (2004) cũng dùng phương pháp mô phỏng Monte Carlo

để khảo sát tính chất của các ước lượng thu được từ DSQR. Kết quả kiểm định cho

thấy các tính chất tiệm cận chuẩn, tính tiệm cận vững và tính ổn định của ước lượng

DSQR với bước 1 thực hiện bằng QR luôn được đảm bảo

Năm 2009, mở rộng nghiên cứu của Kim T. & Muller C, một nhóm các tác

giả khác là Chevapatrakul và các cộng sự (2009) cũng đề xuất phương pháp 2SQR

(two-stage quantile regression) để xử lý nội sinh đối với hồi quy phân vị. Theo

phương pháp của Chevapatrakul, ở bước 1, biến độc lập nội sinh được hồi quy theo

các biến công cụ bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất rồi tính ra giá trị ước

lượng cho các biến nội sinh này. Trong bước 2, biến phụ thuộc được hồi quy theo

các biến độc lập ngoại sinh và giá trị ước lượng của các biến nội sinh đã tính toán ở

bước 1.

1.3. Phương pháp phân rã chênh lệch bằng hồi quy phân vị

Phương pháp phân rã chênh lệch bằng hồi quy phân vị được Machado - Mata

(2005) phát triển từ phương pháp phân rã của Oaxaca – Blinder (1973). Theo Oaxaca

– Blinder (1973), sự chênh lệch tiền lương giữa hai nhóm lao động nam và nữ có thể

được phân tích thành hai phần chênh lệch: chênh lệch gây ra do sự khác biệt về các

biến độc lập và chênh lệch gây ra do khác biệt về hệ số hồi quy giữa hai nhóm. Để

mô hình hóa hai phần chênh lệch này, Oaxaca – Blinder (1973) xây dựng hàm hồi

quy như sau.

Gọi T : số quan sát trong mẫu nghiên cứu,

k : số tham số,

Y : tiền lương của người lao động,

Y : tiền lương trung bình,

35

X : ma trận n k bao gồm giá trị cụ thể của các yếu tố tác động

đến tiền lương,

X : Ma trận 1k các giá trị trung bình của các yếu tố trong X ,

2(1 ... ) ,i i kiX X X

: Vectơ các tham số hồi quy,

: Vectơ là ước lượng của .

Giả sử hàm hồi quy tiền lương tuyến tính .Y X u

Khi đó, hàm hồi quy mẫu có dạng ˆ .Y X e

Hàm hồi quy tuyến tính tại giá trị trung bình ˆ.Y X

Giả sử cần phân tích chênh lệch tiền lương giữa nhóm lao động nam (m) và nhóm

lao động nữ (f). Khi đó hàm hồi quy tiền lương trung bình giữa 2 nhóm như sau:

Nhóm nam: ˆ .m m mY X (1.50)

Nhóm nữ: ˆ .f f fY X (1.51)

Lấy (1.50) – (1.51) ta được chênh lệch tiền lương trung bình giữa nhóm nam và nữ,

ta được

ˆ ˆ ,m f m m f fY Y X X (1.52)

hay ˆ ˆ ˆ ˆ .m f m m f m f m f fY Y X X X X

Suy ra ˆ ˆ ˆ( ) ( ).m f m f m f m fY Y X X X (1.53)

Giả sử rằng hàm tiền lương của nhóm lao động nam được chọn làm chuẩn để so

sánh. Trong phương trình (1.53), thành phần ˆ( )m f mX X biểu diễn cho phần chênh

lệch tiền lương đã được giải thích bởi sự chênh lệch trung bình của các biến độc lập

tham gia trong mô hình. Trong khi đó, thành phần ˆ ˆ( )f m fX cho biết phần chênh

lệch tiền lương chưa được giải thích, gây ra bởi chênh lệch về hệ số hồi quy giữa hai

nhóm. Trong các nghiên cứu của Oaxaca (1973), Dalton (1977), Dunn (1986) và một

số nghiên cứu khác thì phần chênh lệch chưa được giải thích này được xem như là

thước đo cho sự bất bình đẳng hoặc sự phân biệt đối xử trong xã hội.

36

Xét hàm hồi quy 0 ˆ .f f mY X (1.54)

Hàm (1.54) được gọi là hàm hồi quy tiền lương trung bình khi không có sự

phân biệt đối xử đối với nữ giới. Vì trong hàm hồi quy này lao động nữ được trả

công như lao động nam, thể hiện qua việc sử dụng hàm hồi quy với đặc điểm lao

động trung bình của nữ ( fX ) nhưng được trả lương với hệ số hồi quy của lao động

nam ( ˆm ).

Tương tự công thức (1.53), thay vì dùng hàm tiền lương trung bình của lao động

nam làm chuẩn, nếu sử dụng hàm tiền lương trung bình của nữ 0 ˆf f f fY Y X làm

chuẩn so sánh, thì chênh lệch tiền lương trung bình giữa nam và nữ có thể viết lại

như sau:

ˆ ˆ ˆ( ) ( ).m f m f f m m fY Y X X X (1.55)

Lúc này, số hạng ˆ( )m f fX X cho biết phần chênh lệch tiền lương được giải

thích và số hạng ˆ ˆ( )m m fX thể hiện phần chênh lệch tiền lương chưa được giải

thích. Hoặc chúng ta có thể xem 0 ˆ

m m fY X như là phần so sánh, thể hiện hàm tiền

lương khi không có tình trạng phân biệt đối xử tiền lương đối với nam, nghĩa là với

đặc điểm lao động của nam mX nhưng được trả lương giống như lao động nữ ˆf .

Machado & Mata (2005) áp dụng kỹ thuật tương tự cho hàm hồi quy phân vị của

tiền lương. Giả sử hàm hồi quy phân vị phân vị ở phân vị ở nhóm lao động nam

như sau

m m m mY X và đặt ( | )m m m mQ Y X X và ( | ) 0.m mQ u X (1.56)

Hàm hồi quy phân vị tương ứng của nhóm lao động nữ là

f f f fY X u trong đó ( | )f f f fQ Y X X và ( | ) 0.f fQ u X (1.57)

Gọi ( | )f m m fQ Y X X là hàm hồi quy phân vị tiền lương đối chứng được xây dựng

trong trường hợp giả định lao động nữ có đặc điểm lao động giống như lao động

37

nam. Khi đó, khoảng cách tiền lương giữa hai nhóm sẽ được Machado & Mata

(2005) phân rã thành hai nhóm như sau

( | ) ( | ) ( | ) ( | ) ( | ) ( | ) .m m f f m m f m f m f fQ Y X Q Y X Q Y X Q Y X Q Y X Q Y X

Số hạng ( | ) ( | )m m f mQ Y X Q Y X trong ngoặc vuông thứ nhất ở vế phải cho biết

phần chênh lệch tiền lương gây ra bởi sự chênh lệch trong hệ số hồi quy phân vị,

trong khi số hạng thứ hai ( | ) ( | )f m f fQ Y X Q Y X cho biết phần chênh lệch tiền

lương ở phân vị đang xét gây ra bởi chênh lệch về đặc điểm giữa hai nhóm lao động.

1.4. Sự phù hợp của hồi quy phân vị với các nghiên cứu về chênh lệch tiền

lương

Theo Hao & Naiman (2007), hồi quy phân vị đặc biệt phù hợp với việc

nghiên cứu chênh lệch tiền lương9, vì những lý do như sau:

Một là, trong nội dung nghiên cứu về chênh lệch tiền lương, ngoài yêu cầu

phân tích chênh lệch tiền lương trung bình, các nhà nghiên cứu còn cần chú ý phân

tích chênh lệch tiền lương trung bình ở nhóm tiền lương thấp, nhóm tiền lương cao

và các nhóm khác từ thấp đến cao. Do đó, có thể vận dụng hồi quy phân vị ứng với

các phân vị khác nhau để cho thấy mức độ chênh lệch theo từng nhóm tiền lương.

Hai là, hàm phân phối của biến tiền lương thường là hàm phân phối bất cân

xứng, có dạng phân phối nặng đuôi (heavy – tailed), là điển hình của mẫu số liệu bị

hiện tượng phương sai thay đổi. Phương pháp hồi quy phân vị thích hợp với các mẫu

số liệu có hiện diện hiện tượng phương sai thay đổi vì phương pháp này không

những cho thấy tác động theo vị trí mà còn phân tích tác động theo quy mô của hàm

phân phối.

Ba là, phương pháp hồi quy phân vị có thể thực hiện tại một mức phân vị bất

kỳ (0,1) Vì vậy, nếu có một nghiên cứu kinh tế hay một lý thuyết kinh tế nào đó

công bố thông tin về bất bình đẳng tại một phân vị cụ thể nào đó, thì nhà nghiên cứu

9 Xem trang 4 của Hao & Naiman (2007)

38

có thể thực hiện hồi quy tại phân vị tương ứng để phân tích. Ví dụ, trong nghiên cứu

về tình trạng đói nghèo tại Việt Nam cho thấy tỷ lệ hộ nghèo ở Việt Nam năm 2010

là 9,45% (theo Tổng cục Thống kê), khi thực hiện hồi quy phân vị có thể tiến hành

hồi quy theo phân vị tương ứng với tỷ lệ này để có những kết luận phù hợp. Đây là

điều không thể thực hiện được nếu dùng OLS.

Bốn là, phương pháp hồi quy phân vị về tiền lương có thể được thực hiện đối

với nhiều phân vị (cách nhau 5% hoặc 1%). Do đó, có thể thấy được tác động của

các yếu tố đến tiền lương ở từng phân vị khác nhau sẽ khác nhau như thế nào. Ứng

với mỗi nhóm phân vị khác nhau có thể có những yếu tố tác động khác nhau. Từ đó,

nhà nghiêu cứu có thể đề xuất các chính sách, các giải pháp cho phù hợp.

Năm là, các nghiên cứu về chênh lệch tiền lương, chênh lệch thu nhập, chênh

lệch mức sống cũng như các nghiên cứu về tình trạng bất bình đẳng trong xã hội

thường ít dựa trên các mô hình mà dựa trên các chỉ tiêu đo lường sự bất bình đẳng

như đường cong Lorenz, hệ số Gini, chỉ số Theil… Với các ưu điểm nêu trên, hồi

quy phân vị được bổ sung vào kho công cụ để nghiên cứu sự bất bình đẳng như là

một công cụ nghiên cứu thuận tiện và hiệu quả.

39

CHƯƠNG 2

TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU VỀ

CHÊNH LỆCH TIỀN LƯƠNG

2.1. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU VỀ CHÊNH LỆCH TIỀN LƯƠNG

TRÊN THẾ GIỚI

2.1.1. Những nghiên cứu về chênh lệch tiền lương trước khi hồi quy phân vị

được áp dụng vào phân tích tiền lương

Các nghiên cứu về sự chênh lệch tiền lương trên thế giới được bắt đầu từ

những năm hai mươi của thế kỷ trước, thông qua công trình nghiên cứu của

Edgewort (1922). Tuy nhiên, chủ đề này thực sự được quan tâm từ sau những nghiên

cứu được công bố vào những năm 1950, đặc biệt là sau nghiên cứu của Becker

(1957). Vào thời điểm này, những nghiên cứu đầu tiên về sự chênh lệch tiền lương

giữa các ngành công nghiệp được công bố bởi rất nhiều nhà kinh tế học hàn lâm.

Một trong những bài nghiên cứu đầu tiên của Dunlop (1957) đã xác định sự tồn tại

của chênh lệch tiền lương giữa các ngành. Ông cũng đã minh chứng bằng sự chênh

lệch rất lớn trong tiền lương trung bình (theo giờ) của những người công nhân lái xe

tải với mức chênh lệch cao nhất là 2,25USD và thấp nhất là 1,25USD tùy theo từng

ngành công nghiệp.

Những nghiên cứu sơ khởi này không những chỉ ra sự tồn tại của vấn đề

chênh lệch tiền lương mà còn cung cấp một mô hình nghiên cứu chênh lệch tiền

lương ở những dạng sơ khai. Slichter (1950) tìm thấy mối tương quan cao giữa nghề

nghiệp và sự chênh lệch tiền lương, đã tồn tại ổn định nhiều năm trong nền kinh tế

Hoa Kỳ. Sự ổn định trong cấu trúc tiền lương của Hoa Kỳ cũng tiếp tục được nghiên

cứu bởi Cullen (1956). Những nghiên cứu giai đoạn đầu này chú trọng xem xét hàm

cầu trên thị trường lao động và tập trung vào việc phân tích ảnh hưởng của những

đặc thù ngành công nghiệp đến cấu trúc tiền lương. Các nghiên cứu về chênh lệch

40

tiền lương trong suốt những năm 60 và đầu những năm 70 cũng được thực hiện theo

cùng hướng như vậy. Nghiên cứu của Thomas và các cộng sự (1967) tập trung vào

ước lượng tác động của các đặc thù ngành (như lợi nhuận, mức độ chiếm lĩnh thị

trường, tỷ lệ tham gia công đoàn, quy mô công ty…) đến sự chênh lệch trong mức

tiền lương trung bình. Trong suốt những năm 70, sự phát triển của các mô hình về

vốn con người làm cho các nghiên cứu trở nên hướng về khía cạnh hàm cung. Vô số

các nghiên cứu phân tích tầm quan trọng của kỹ năng nghề nghiệp cá nhân, kinh

nghiệm và các biến số về vốn con người trong việc xác định tiền lương.

Sự phát triển của các mô hình về vốn con người và sự phát triển của các công

cụ phân tích số liệu làm sản sinh ra một loạt các nghiên cứu mới về sự khác biệt tiền

lương trong suốt những năm 70 và 80. Những nghiên cứu này sử dụng tiền lương

làm biến phụ thuộc, kiểm định mức ý nghĩa của hệ số góc của các biến độc lập trong

phương trình tiền lương bao gồm cả sự khác nhau về những đặc điểm cá nhân của

người lao động. Ví dụ, Dalton & Ford (1977) và Long & Link (1983) phát hiện ra

rằng sức mạnh thị trường (được đo lường bằng biến mức độ chiếm lĩnh thị trường) là

tương quan dương với mức tiền lương trung bình tại doanh nghiệp. Freeman và

Medoff (1981) đã tìm ra rằng quy mô trung bình của công ty làm tăng tiền lương

trung bình của cả hai nhóm công nhân có tham gia và không tham gia công đoàn.

Dunn (1986) cũng khẳng định sự tương quan dương giữa quy mô công ty và tiền

lương trung bình. Tuy nhiên, các nghiên cứu tập trung vào mối quan hệ giữa sự khác

biệt tiền lương và các đặc trưng ngành đã không đưa ra được các mô hình nghiên

cứu để giải thích kết quả một cách thuyết phục và rõ ràng.

Mặc dù vậy, ở một mức độ nào đó, các nhà nghiên cứu cũng đã nêu được mối

quan hệ giữa tiền lương và những đặc trưng của ngành. Nói tóm lại, những nghiên

cứu này chứng tỏ rằng, trong nền kinh tế Hoa Kỳ, công nhân làm việc trong những

hãng lớn có xu hướng nhận được mức tiền lương cao hơn. Đồng thời, năng lực tài

chính của doanh nghiệp cũng tác động làm tăng đến sự chênh lệch tiền lương. Ngoài

ra, tỷ lệ gia nhập công đoàn cũng cho thấy một tác động nhất định đến tiền lương

trung bình. Trong một vài nghiên cứu khác, Dickens & Katz (1987) lại cho thấy tỷ lệ

41

vốn trên lao động cũng tác động cùng chiều với tiền lương. Tuy nhiên, do hầu hết

các nghiên cứu này còn phụ thuộc nhiều vào phương trình tiền lương được chính

người nghiên cứu đưa ra nên còn mang tính chủ quan, hạn chế khả năng tổng quát

hóa các kết quả nghiên cứu đã đạt được.

Những chủ đề nghiên cứu xuất hiện sau đó về sự chênh lệch tiền lương được chú

trọng hơn với các nghiên cứu của Krueger & Summers (1988) và Groshen (1991).

Những nghiên cứu thực nghiệm được thực hiện trong giai đoạn sau này mang tính

khác biệt so với các nghiên cứu trước đó, cả về phương pháp luận lẫn cơ sở lý

thuyết. Về mặt phương pháp luận, nhiều kiểm định mới được đề xuất để kiểm tra sự

tồn tại của vấn đề chênh lệch tiền lương nội bộ ngành và liên ngành. Các mô hình và

kiểm định này đã sử dụng các công cụ kinh tế lượng hiệu quả để kiểm soát sự tác

động của các yếu tố tham gia vào phương trình tiền lương. Mặc khác, các vấn đề

thuộc về cơ sở lý luận (như hàm tiền lương, mô hình tiền lương được xác định) tạo

điều kiện cho các nghiên cứu khác biệt tiền lương đạt kết quả tốt hơn.

Ferber & Green (1982); Lindley, Fish và Jackson (1992) sử dụng số liệu chéo của

một trường đại học như các nghiên cứu chênh lệch tiền lương của nhóm các học giả.

Blackaby, Booth và Frank (2005) sử dụng số liệu được các nhà kinh tế học thu thập

từ Hội Kinh tế học Hoàng gia cũng để nghiên cứu mảng đề tài này. Kết quả chung

của các nghiên cứu kinh tế này là đều xác nhận rằng sự chênh lệch tiền lương là rất

thấp ở nhóm học giả. Chênh lệch tiền lương nam và nữ ở nhóm các học giả này thấp

hơn rất nhiều so với chênh lệch tiền lương chung của toàn xã hội. Sự khác nhau về

các đặc điểm nhân khẩu học cũng như năng lực cá nhân chỉ có thể giải thích một

phần sự chênh lệch tiền lương theo giới tính giữa nam và nữ. Phần còn lại là phần

chênh lệch chưa được giải thích. Phần chênh lệch này có thể xem như là hiện thân

của tình trạng phân biệt đối xử giữa nam và nữ.

Một số nghiên cứu khác sau này ở Hoa Kỳ thường sử dụng số liệu dạng bảng như

Ginther và Hayes (2003), McDowell, Singell & Ziliak (1999), sử dụng số liệu khảo

sát từ các thành viên của Hiệp hội Kinh tế học Hoa Kỳ(American Economic

Association) để nghiên cứu chênh lệch tiền lương. Các kết quả nghiên cứu này cũng

42

phù hợp với những nghiên cứu trước đó, cho thấy sự chênh lệch về tiền lương hầu

hết được giải thích bởi sự khác nhau về cấp bậc, chức vụ; và nữ giới nhận được sự

đãi ngộ cũng như cơ hội thăng tiến ít hơn nam giới.

Groshen (1991) sử dụng số liệu của 6 ngành sản xuất công nghiệp lớn thu thập

được từ cuộc khảo sát tiền lương trong ngành công nghiệp của BLS (Bureau of

Labor Statistics) để nghiên cứu sự khác biệt tiền lương. Groshen cũng nghiên cứu,

phân tích sự chênh lệch tiền lương thành các thành phần khác nhau. Kết quả nghiên

cứu của Groshen cho thấy sự chênh lệch tiền lương rất khác nhau giữa các ngành

nghề công nghiệp khác nhau. Cụ thể, chênh lệch tiền lương thấp nhất là 12% ở

ngành công nghiệp dệt, mức chênh lệch cao nhất là 58% ở ngành công nghiệp hóa

chất.

Phương pháp nghiên cứu của Groshen được lặp lại trong các nghiên cứu của

các tác giả sau đó, trong đó có nghiên cứu của Bronars và Famulari (1997). Bronars

và Famulari sử dụng số liệu của 241 bảng trả lời khảo sát từ các công nhân cổ trắng

(white –collar worker). Kết quả nghiên cứu của hai ông cho thấy 18% sự biến động

của tiền lương cá nhân được gây ra bởi các khác biệt trong chính sách tiền lương.

Mở rộng nghiên cứu và so sánh với thực trạng khác biệt tiền lương ở Mỹ và Đan

Mạch, Bronars & Bingley (1999) trong nghiên cứu của mình cho thấy rằng 20% sự

chênh lệch tiền lương ở Đan Mạch trong giới công nhân cổ trắng và 36% chênh lệch

tiền lương ở giới công nhân cổ xanh xuất phát từ sự khác biệt trong chính sách tiền

lương. Sử dụng số liệu của 50000 các nhân viên làm quản lý ở 39 công ty,

O’Shaughnessy, Levine và Capelli (2001) khám phá rằng khoảng 8 đến 9% sự biến

động tiền lương cá nhân là do chênh lệch tiền lương cơ bản của các công ty. Kết quả

nghiên cứu tương tự ở Brazin và Chile của Mizala & Romaguera (1998) cũng kết

luận một khoảng tương ứng từ 6% đến 18% sự biến động tiền lương gây ra bởi sự

chênh lệch tiền lương trung bình của các hãng.

Bender và Elliot (1999) sử dụng số liệu của BHPS (British Household Panel

Survey) để nghiên cứu mức chênh lệch trong tiền lương giữa khu vực kinh tế công và

tư nhân. Sử dụng phương pháp kinh tế lượng trong phân tích sự chênh lệch, các tác

43

giả đã phân rã chênh lệch tiền lương của hai khu vực kinh tế này theo những đặc

điểm ngành nghề của từng khu vực.

Burgess và Metcalfe (1999) sử dụng bộ số liệu WIR90 (Workplace Industrial

Relations Survey 1990) để khám phá hệ thống kích thích kinh tế giữa hai khu vực

kinh tế công và tư. Xem xét yếu tố ngành nghề, nhóm tác giả phát hiện rằng hệ thống

kích thích kinh tế tốt hơn nhiều ở khu vực kinh tế công đối vối nhóm nghề nghiệp

đòi hỏi kỹ năng cao.

Yu và các cộng sự (2005) sử dụng số liệu của BHPS (British Household Panel

Survey) suốt những năm 1990 để nghiên cứu sự khác biệt tiền lương ở khu vực kinh

tế công và tư. Họ nghiên cứu sự khác biệt tiền lương gây ra bởi các yếu tố số năm đi

học, kinh nghiệm làm việc và một biến giả để chỉ khu vực kinh tế đang xét là công

hay tư. Kết quả nghiên cứu của họ cho thấy ở khu vực tư nhân, nhân viên được trả

lương cao hơn hẳn so với khu vực công. Tiếp theo đó, Meurs & Edon (2007) cũng so

sánh tiền lương của hai khu vực kinh tế này ở các nước Anh, Pháp và Ý dựa trên số

liệu điều tra LFS (Labour Force Survey) năm 1998 và kết luận rằng khoảng cách tiền

lương là cao nhất ở nhóm đối tượng thu nhập thấp trong khu vực kinh tế công và sự

chênh lệch tiền lương do nhóm đặc điểm chưa quan sát đươc cũng cao nhất trong

nhóm này.

Những nghiên cứu về chênh lệch tiền lương ở Mỹ và Canada cũng cho thấy

chênh lệch tiền lương giữa nam và nữ có xu hướng giảm trong thời gian từ thập niên

80 đến đầu thập niên 90, không đổi vào giữa và cuối thập niên 90 (Fortin &

Huberman, 2002; Blau & Kahn, 2000). Khoảng cách chênh lệch tiền lương này thấp

hơn ở nhóm những công nhân trẻ và cao hơn ở nhóm những công nhân lớn tuổi. Nếu

xét theo từng lứa tuổi tăng dần thì khoảng cách tiền lương giữa nam và nữ công nhân

cũng tăng theo

Một phần của khoảng chênh lệch tiền lương là do sự khác nhau về học vấn, số

giờ làm việc và số năm kinh nghiệm. Các yếu tố liên quan khác như là công đoàn,

môi trường pháp lý, ngành nghề cũng góp phần vào sự chênh lệch tiền lương này

nhưng mức độ ảnh hưởng thấp hơn nhiều. Baker & Fortin (1999), với số liệu của

44

Canada, cho thấy rằng nghề nghiệp của nữ giới ít tác động đến tiền lương của họ. Ở

châu Âu, Bettio (2002) tìm ra mối tương quan dương nhẹ giữa mức độ phân biệt

nghề nghiệp và thu nhập của nữ giới. Mối quan hệ mơ hồ giữa sự phân hóa nghề

nghiệp và tiền lương cũng đã dẫn đến nhiều nghiên cứu khác nhằm làm rõ vấn đề

này. Bài nghiên cứu của Baker & Fortin (1999) và Gunderson (2006) chứng tỏ rằng

lương của nữ giới so với nam giới ít chênh lệch hơn ở khu vực kinh tế công. Drolet

(2002), sau khi kiểm tra sự chênh lệch tiền lương giữa nam và nữ trên bộ số liệu

thống kê về tiền lương của Canada, đã kết luận rằng đặc điểm công việc và nơi làm

việc tác động đến mức chênh lệch tiền lương nhiều hơn là những đặc điểm cá nhân

của người công nhân.

2.1.2. Những nghiên cứu về chênh lệch tiền lương áp dụng hồi quy phân vị được

áp dụng vào hồi quy hàm tiền lương

Sau khi Koenker và Bassett (1978) giới thiệu phương pháp hồi quy phân vị,

Buchinsky (1994) đã khởi xướng việc ứng dụng phương pháp hồi quy phân vị trong

việc ước lượng hàm hồi quy biến tiền lương theo trình độ học vấn. Buchinsky dùng

hồi quy phân vị với số liệu tiền lương của Mỹ trong giai đoạn 1963 – 1987 để xây

dựng và so sánh hàm tiền lương theo thời gian. Từ đó, Buchinsky (1994) kết luận về

sự thay đổi cấu trúc tiền lương ở Mỹ theo thời gian. Kết quả nghiên cứu của

Buchinsky cho thấy rằng hệ số hồi quy của biến độc lập số năm đi học (schooling)

và số năm kinh nghiệm (experience) khác nhau ở những phân vị khác nhau nhưng

cấu trúc biến đổi trên các phân vị của hệ số hồi quy hai biến này trong làm hồi quy

tiền lương có nét tương đồng.

45

Hình 1. 4: Trích nghiên cứu của Buchinsky (1994)

Hình 1. 4 biểu diễn trên đồ thị một trong số các kết quả hồi quy mà Buchinsky

đạt được trong bài nghiên cứu của mình. Đồ thị biểu diễn sự khác biệt về hệ số hồi

quy của tiền lương theo học vấn qua các năm từ 1963 đến 1987 ở từng phân vị (10%;

25%; 50%; 75% và 90%). Hệ số hồi quy này còn khác nhau ở những nhóm lao động

có kỹ năng khác nhau.

Trong một nghiên cứu khác, Buchinsky (1998a) cũng áp dụng hồi quy phân vị

trong việc xây dựng hàm tiền lương cho lao động nữ ở Mỹ vào các năm 1968 – 1973

– 1979 – 1986 và 1990. Hàm tiền lương được xây dựng theo dạng hàm Mincer

(1974) mở rộng và ước lượng trên từng phân vị (10%; 25%; 50%; 75% và 90%) theo

từng nhóm tuổi (20 – 24; 25 – 29; 30 – 34; 35 – 39; 40 – 44; 45 – 49; 50 – 54; 55 –

59; và 60 – 64) trong từng năm. Kết quả cho thấy biến động hệ số hồi quy ít hơn ở

những phân vị lớn và nhóm lao động có kỹ năng – thể hiện qua trình độ học vấn cao.

Kết quả chung cho thấy sự chênh lệch tiền lương theo trình độ lao động là giảm dần

theo thời gian, đặc biệt là ở nhóm lao động tốt nghiệp trung học phổ thông. Đối với

46

nhóm lao động có kỹ năng cao hơn thì sự giảm này xảy ra ở cả hai phân vị đuôi

(lower tail and upper tail) của hàm phân phối biến tiền lương. Và một nhận xét khác

được tác giả rút ra từ kết quả hồi quy đó là khi bằng cấp càng cao thì lao động nữ

càng có mức lương cao ở tất cả các phân vị được xét.

Nghiên cứu của Ajwad và các cộng sự (2002) cũng áp dụng hồi quy phân vị

để nghiên cứu sự khác biệt tiền lương ở Sri Lanka. Các tác giả sử dụng số liệu khảo

sát của Sri Lanka năm 1999 – 2000 để hồi quy với bốn mục tiêu nghiên cứu như sau:

thứ nhất, liệu có sự khác biệt tiền lương giữa các nhóm lao động theo dân tộc và theo

giới tính hay không? Thứ hai, xác định các yếu tố tác động đến tiền lương chênh lệch

tiền lương ở Sri Lanka; thứ ba, phân tích sự tác động của các yếu tố này đến tiền

lương trên toàn bộ hàm phân phối của biến tiền lương bằng cách xét kết quả trên

từng phân vị; thứ tư, sự chênh lệch tiền lương theo giới tính và dân tộc được phân rã

thành chênh lệch tiền lương do chênh lệch về đặc điểm lao động thể hiện qua các

biến độc lập của hàm hồi quy biến tiền lương và chênh lệch gây ra do sự khác nhau

về hệ số hồi quy. Các tác giả dùng số liệu thống kê mô tả về giá trị trung bình và giá

trị phân vị của biến tiền lương để thực hiện mục tiêu nghiên cứu thứ nhất, dùng hồi

quy OLS cùng với hồi quy phân vị cho mục tiêu nghiên cứu thứ hai và thứ ba. Bên

cạnh đó, các tác giả dùng phương pháp phân rã Oaxaca – Blinder (1973) để trả lời

cho mục tiêu thứ tư. Kết quả nghiên cứu của các tác giả cho thấy rằng yếu tố dân tộc

không thực sự tác động đến tiền lương ở Sri Lanka trong kết quả hồi quy OLS và kể

cả hồi quy trên tất cả các phân vị được xét (10% - 25% - 50% - 75% và 90%). Tuy

nhiên, tác giả cũng khẳng định có sự chênh lệch về tiền lương theo giới tính ở Sri

Lanka. Nam giới nhận mức lương cao hơn nữ giới. Sự chênh lệch tiền lương theo

giới tính này khác nhau khi xét ở những nhóm dân tộc khác nhau. Chênh lệch tiền

lương khoảng 10% ở nhóm Tamils nhưng gia tăng đến 48% ở những nhóm dân tộc

khác. Sự chênh lệch tiền lương theo giới tính không được giải thích bởi các yếu tố

đóng vai trò là các biến độc lập trong hàm hồi quy tiền lương. Mức chênh lệch tiền

lương theo giới tính là rõ rệt hơn ở những phân vị cao và ít rõ rệt hơn ở những phân

vị thấp.

47

Một nghiên cứu nổi tiếng khác cũng đề cập đến vấn đề chênh lệch tiền lương

theo giới tính là bài báo về hiệu ứng trần nhà kính (class ceiling) trong hàm tiền

lương ở Thụy Điển của Albrecht và các cộng sự (2003). Hiệu ứng trần nhà kính là

cụm từ trong kinh tế học dùng để chỉ trường hợp dường như có một rào cản vô hình

trong chế độ trả lương làm cho mức lương của những lao động nữ giới (hoặc nhóm

lao động thuộc dân tộc) thiểu số không thể đạt đến những bậc lương cao như nam

giới (hoặc các dân tộc đa số). Các tác giả dùng hồi quy phân vị và phương pháp phân

rã chênh lệch theo Oaxaca – Blinder kết hợp với phương pháp hồi quy phân hạng

(rank regression) của Fortin et al (1996) để trả lời cho các câu hỏi nghiên cứu của

mình. Sử dụng số liệu thống kê ở Thụy Điển năm 1968, 1981 và 1988; với phương

pháp hồi quy phân vị; các tác giả đưa ra câu trả lời cho câu hỏi ở tiêu đề bài viết là

có hiệu ứng trần nhà kính trong trả lương ở Thụy Điển. Bằng chứng cho câu trả lời

này là chênh lệch tiền lương theo giới tính càng lớn khi xét những phân vị càng cao,

đặc biệt là sự chênh lệch về tiền lương theo giới tính rất lớn ở những phân vị cao.

Hiệu ứng trần nhà kính này không giảm theo thời gian, thể hiện ở Hình 1. 5

Hình 1. 5: Trích nghiên cứu của Fortin (1996)

48

Khi tiến hành phân tích nguyên nhân dẫn đến chênh lệch tiền lương theo giới

tính, các tác giả kết luận rằng các biến độc lập trong mô hình có tham gia giải thích

sự chênh lệch tiền lương theo giới tính ở Thụy Điển, nhưng tỷ lệ giải thích ở những

phân vị khác nhau là khác nhau và không cao.

Năm 2005, Machado & Mata sử dụng số liệu về tiền lương của lao động ở Bồ

Đào Nha trong những năm 1986 và 1995 để thực hiện hồi quy phân vị hàm tiền

lương của Mincer (1974) theo cách mà Buchinsky (1994) đã áp dụng. Tuy nhiên hai

ông đã có một đóng góp lớn trong nghiên cứu của mình khi đề xuất một phương

pháp phân rã mức độ chênh lệch tiền lương theo từng phân vị dựa theo phương pháp

Oaxaca - Blinder (1973). Phương pháp phân rã, do Machado & Mata (2005) đề xuất,

được sử dụng rất phổ biến trong các nghiên cứu chênh lệch tiền lương có sử dụng

hồi quy phân vị sau này. Biến phụ thuộc trong nghiên cứu của Machado & Mata là

logarit của tiền lương tính theo giờ. Các biến độc lập được xét trong hàm hồi quy bao

gồm: giới tính, học vấn, tuổi, thời gian làm công việc hiện tại. Kết quả nghiên cứu

cho thấy tiền lương trung bình của nữ giới thấp hơn tiền lương trung bình của nam

giới và khoảng chênh lệch tiền lương này càng tăng khi xét ở phân vị càng cao. Hàm

phân phối tiền lương của nữ giới ít phân tán hơn so với hàm phân phối tiền lương

của nam giới.

49

Hình 1. 6: Trích nghiên cứu của Machado & Mata (2005)

Khi phân tích chênh lệch tiền lương giữa hai nhóm lao động nam và nữ, tác

động của biến giới tính làm dịch chuyển hàm tiền lương sang trái, nghĩa là nhiều

quan sát là lao động nữ hơn trong mẫu và lao động nữ nhận tiền lương tương đối

thấp hơn. Tác động của biến tuổi và biến số năm làm việc thì có xu hướng ngược lại

với tác động của biến giới tính nhưng không rõ rệt. Cả đặc điểm lao động thể hiện

qua các biến độc lập đưa vào mô hình và sự khác biệt trong hệ số hồi quy đều tham

gia giải thích chênh lệch tiền lương theo giới tính. Các tác giả cũng kết luận trình độ

học vấn đóng vai trò trung tâm trong sự gia tăng của chênh lệch tiền lương. Hệ số

hồi quy của biến trình độ học vấn tăng rất nhiều ở hàm hồi quy ứng phân vị cao

trong khi gần như không đổi với ở hàm hồi quy phân vị thấp. Ở bất kỳ thời điểm nào

trong giai đoạn này, sự phân hóa tiền lương ở những nhóm lao động có trình độ học

vấn cao luôn nhiều hơn ở nhóm lao động có trình độ học vấn thấp.

Melly (2006) dùng số liệu GSOEP (German Socio - Economic Panel) trong

những năm 1984 - 2001 để nghiên cứu chênh lệch tiền lương giữa hai khu vực kinh

tế công và tư nhân, có phân tích theo từng nhóm lao động nam và nữ. Đối tượng

nghiên cứu được đề cập đến trong mẫu là các lao động từ 18 đến 65 tuổi, đang làm

việc toàn thời gian và bán thời gian. Phương pháp hồi quy được thực hiện là phương

50

pháp bình phương nhỏ nhất và phương pháp hồi quy phân vị. Biến phụ thuộc là

logarit của tiền lương theo giờ. Tiền lương theo giờ tính được bằng cách chia tiền

lương gộp theo tháng cho số giờ làm việc thực tế trong tháng. Các biến độc lập gồm:

(1) Số năm kinh nghiệm, được đo bằng giá trị nhỏ nhất của giữa (tuổi - số năm đi

học – 6) và (tuổi - 18); (2) giới tính (=1 nếu là nữ, = 0 nếu là nam); (3) các biến giả

về trình độ học vấn gồm 5 phạm trù: không bằng cấp, trung học cơ sở, trung học phổ

thông, trung học phổ thông có bằng nghề và đại học; (4) các biến giả về nghề nghiệp

gồm 8 phạm trù: quản trị, chuyên viên, kỹ thuật viên, thư ký văn phòng, nhân viên

dịch, nông nghiệp, thợ thủ công, công nhân vận hành máy móc; (5), biến giả về khu

vực làm việc gồm công lập hoặc tư nhân. Kết quả nghiên cứu cho thấy mức chênh

lệch tiền lương theo giới tính ở khu vực kinh tế công lập thấp hơn ở khu vực kinh tế

tư nhân và điều này xảy ra trên tất cả các phân vị. Đối với lao động nam, phần chênh

lệch tiền lương giữa khu vực kinh tế công lập và khu vực kinh tế tư nhân, gây ra do

chênh lệch hệ số hồi quy, càng giảm khi xét ở phân vị càng cao. Đối với lao động nữ,

xu hướng cũng tương tự. Ngược lại, phần chênh lệch tiền lương được giải thích bởi

chênh lệch về đặc điểm lao động giữa khu vực kinh tế công lập và khu vực kinh tế tư

nhân dường như không đổi nhiều khi xét trên nhiều phân vị khác nhau. Nếu xét theo

trình độ học vấn thì ở tất cả các nhóm học vấn, ở phân vị càng lớn, phần chênh lệch

tiền lương giữa khu vực kinh tế công lập và khu vực kinh tế tư nhân ở cả hai nhóm

lao động nam và nữ càng giảm, nhưng chưa được giải thích. Ngoài ra, kết quả nghiên

cứu còn cho thấy số năm đi học càng tăng thì thu nhập trung bình cũng càng tăng;

đồng thời, trình độ học vấn càng cao thì phần chênh lệch thu nhập giữa hai khu vực

công và tư càng giảm.

Cũng trong năm 2006, Gunawardena (2006) đã sử dụng số liệu của cuộc điều

tra lực lượng lao động (QLFS - Quarterly Labour Force Surveys) ở SriLanka trong

giai đoạn 1996 – 2004. Năm 1996, mẫu số liệu thu thập được gồm 9834 quan sát

trong độ tuổi từ 18 đến 58, có việc làm và được trả lương. Năm 2004, số quan sát

chọn lọc được là 10594. Tác giả đã sử dụng hồi quy phân vị để xác định hàm cấu

trúc tiền lương theo từng nhóm giới tính giữa nam và nữ. Việc phân rã chênh lệch

51

tiền lương được thực hiện bằng phương pháp Machado - Mata (2005), có so sánh kết

quả với phương pháp Oaxaca- Blinder (1973). Kết quả nghiên cứu cho thấy, có sự

chênh lệch tiền lương giữa nam và nữ ở Srilanka. Nhưng mức chênh lệch ở khu vực

kinh tế công lập thấp hơn mức chênh lệch ở khu vực kinh tế tư nhân. Nghiên cứu này

cũng cho thấy có một sự phân biệt rõ rệt trong chính sách trả lương giữa nam và nữ,

bởi vì nếu không có sự phân biệt này (tức là giả sử nam và nữ có cùng chế độ đãi

ngộ) thì lao động nữ sẽ nhận mức tiền lương cao hơn lao động nam. Khi xét riêng

khu vực kinh tế tư nhân, trên 95% chênh lệch tiền lương giữa nam và nữ là do chênh

lệch về hệ số hồi quy.

Arulampalam và các cộng sự (2007) cũng xét hiệu ứng trần nhà kính cùng với

hiệu ứng sàn dính (sticky floor) trong hàm tiền lương của các quốc gia châu Âu.

Hiệu ứng sàn dính trong tiền lương xảy ra khi có chênh lệch tiền lương ở những phân

vị thấp khi hồi quy hàm tiền lương. Sử dụng số liệu về tiền lương ở châu Âu trong

những năm từ 2002 đến 2009, các tác giả cho thấy hồi quy tiền lương bằng OLS

không thể hiện được sự khác biệt tiền lương rất khác nhau ở những phân vị khác

nhau. Sau khi hồi quy bằng hồi quy phân vị, các tác giả tìm thấy bằng chứng thống

kê cho thấy rằng chênh lệch tiền lương thường lớn hơn ở những phân vị cao, chứng

tỏ có sự tồn tại của hiệu ứng trần nhà kính. Tác giả kết luận rằng hiệu ứng trần nhà

kính có hiện diện ở hầu hết các quốc gia châu Âu. Chênh lệch tiền lương theo giới

tính nhìn chung rất khác nhau ở khu vực kinh tế tư và công ở các quốc gia này. Cụ

thể, hiệu ứng sàn dính chỉ tồn tại trong khu vực kinh tế tư nhân như Pháp, Ý và chỉ

tồn tại trong khu vực kinh tế công ở các nước như Áo, Bỉ, Đức và Ailen. Ở các nước

này, phụ nữ được trả lương thấp hơn nam giới một cách đáng kể ở những phân vị

thấp của hàm hồi quy.

Nestic (2010) đã sử dụng số liệu của cuộc điều tra lực lượng lao động (LFS -

Labor Force Survey) ở Croatia năm 1998 và 2008 do Văn phòng thống kê (CBS -

Central Bureau of Statistics) thực hiện. Đối tượng nghiên cứu là lao động từ 15 tuổi

trở lên, được trả lương, với 10066 quan sát ở năm 1998 và 6072 quan sát ở năm

2008. Tác giả phân tích chênh lệch tiền lương theo giới tính ở Croatia dựa trên hàm

52

tiền lương do Mincer (1974) đề xuất. Đầu tiên, phương pháp hồi quy phân vị được

áp dụng để xác định mức chênh lệch tiền lương theo từng phân vị. Sau đó, các tác

giả đã dùng phương pháp phân rã Machado – Mata (2005) để phân rã chênh lệch tiền

lương theo giới tính. Biến phụ thuộc là logarit của tiền lương trung bình theo giờ,

tính bằng tiền lương tháng chia cho số giờ làm việc thực tế trong tháng. Các biến độc

lập bao gồm: tuổi, thời gian đảm đương công việc hiện tại, số năm kinh nghiệm, số

năm đi học, trình độ học vấn (Không bằng cấp, tiểu học, trung học cơ sở, trung học

phổ thông), khu vực kinh tế (khu vực công hoặc tư nhân), các biến giả về nghề

nghiệp, biến giả về khu vực sinh sống là thành thị - nông thôn. Kết quả phân tích cho

thấy, giữa năm 1998 và 2008, sự phân tán của hàm tiền lương của nam giới giảm

trong khi sự phân tán của hàm tiền lương nữ giới lại tăng. Chênh lệch tiền lương

trung bình giữa nam và nữ là 13,9% vào năm 1998 và giảm xuống còn 10,5% vào

năm 2008. Xu hướng giảm chênh lệch tiền lương này xảy ra ở cả hai khu vực công

và tư, nhưng sự giảm ở khu vực công rõ nét hơn. Khi xét trình độ học vấn, nhóm

trình độ học vấn càng cao thì chênh lệch thu nhập theo giới tính càng giảm. Theo số

liệu năm 2008, khoảng chênh lệch tiền lương theo giới tính ở những phân vị của nửa

đầu (0,10 - 0,25 - 0,50) thì cao hơn những phân vị ở nửa cuối (0,75 - 0,90) của hàm

phân phối tiền lương.

Nghiên cứu của Asplund và các cộng sự (2011) cũng sử dụng hồi quy phân vị

và phương pháp phân rã Machado – Mata (2005) để phân tích chênh lệch tiền lương

ở Phần Lan trong giai đoạn 2002 – 2009. Asplund so sánh chênh lệch tiền lương giữa

nhóm lao động mà nghề nghiệp đòi hỏi nhiều sự sáng tạo (innovation workers - như

nhân viên R&D, marketing hay các nhà quản trị) và nhóm lao động thuộc các ngành

nghề còn lại (non-innovation workers). Sự chênh lệch tiền lương ở hai nhóm này

được thực hiện ở khu vực hoạt động sản xuất và khu vực hoạt động dịch vụ.

53

Hình 1. 7: Trích nghiên cứu của Asplund và các cộng sự (2011)

Các tác giả phát hiện sự chênh lệch giữa hai nhóm nghề nghiệp là khá lớn ở

khu vực dịch vụ. Chênh lệch tiền lương theo giới tính diễn tiến khác nhau trên từng

phân vị khi xét trong từng nhóm lao động khác nhau. Ở nhóm lao động đòi hỏi sự

sáng tạo, phân vị càng lớn chênh lệch càng thấp trong cả hai năm 2002 và 2009 trong

khi ở nhóm lao động khác thì sự chênh lệch này không có xu hướng tăng hay giảm

rõ rệt trên các phân vị. Điều này thể hiện ở đồ thị trong hình trên. Bên cạnh đó, kết

quả phân rã sự chênh lệch cho thấy rằng sự khác nhau giữa các biến độc lập trong

mô hình giải thích được chỉ một phần rất nhỏ chênh lệch tiền lương giữa hai nhóm

lao động nam và nữ. Chính mức độ đãi ngộ khác nhau mà hai lao động này nhận

được mới là nguyên nhân chính dẫn đến sự chênh lệch tiền lương này.

Del Río, Gradín & Cantó (2011) sử dụng số liệu tiền lương ở Tây Ban Nha

phương pháp hồi quy phân vị, phương pháp phân rã Machado-Mata (2005) để xác

định và phân rã chênh lệch tiền lương; sau đó so sánh kết quả này với kết quả đạt

được từ phương pháp OLS. Đồng thời các tác giả sử dụng đường cong Lorenz tổng

54

quát đảo ngược (IGLC - Inverse Generalized Lorenz Curve) do Jenkins (1994) đề

xuất để biểu diễn trên đồ thị đường cong thể hiện mức độ phân biệt đối xử; từ đó kết

luận về trạng thái bất bình đẳng ở Tây Ban Nha. Các tác giả kết luận rằng phương

pháp hồi quy phân vị cho một kết quả có ý nghĩa và mạnh hơn so với phương pháp

cổ điển. Dựa vào kết quả này, các tác giả cho thấy tồn tại cả hiệu ứng trần nhà kính

và hiệu ứng sàn dính trong hàm tiền lương ở Tây Ban Nha. Điều đó có nghĩa là lao

động nữ ở những phân vị tiền lương thấp chịu mức phân biệt đối xử theo giới tính

tương đối trầm trọng hơn so với những mức phân vị còn lại; đây là hiệu ứng sàn dính

trong tiền lương. Tuy nhiên, ở nhóm lao động nữ có bằng cấp đại học lại là một

trường hợp đặc biệt. Ở nhóm này, những lao động nữ ở phân vị tiền lương cao lại

chịu mức chênh lệch tiền lương so với nam giới nặng nề hơn những lao động nữ ở

các phân vị tiền lương còn lại; đây là thể hiện hiệu ứng trần nhà kính.

55

Bảng 1. 1: Tóm tắt một số nghiên cứu trên thế giới về hàm tiền lương và chênh lệch tiền lương

STT Tác giả Năm Quốc gia - Số liệu sử dụng Kết quả nghiên cứu

1 Buchinsky, M. 1994 Mỹ - Số liệu tiền lương

thời kỳ 1963 -1987

- Dạng hàm tiền lương

Mincer (1974)

- Hệ số hồi quy của biến số năm đi học (schooling) và số năm kinh nghiệm (experience) khác nhau ở

những phân vị khác nhau.

- Hệ số hồi quy biến số năm đi học (schooling) và số năm kinh nghiệm khác nhau ở những nhóm lao

động có kỹ năng khác nhau.

2 Buchinsky, M. 1998 Mỹ - 1968, 1973, 1979,

1986 và 1990

- Biến động hệ số hồi quy ít hơn ở những phân vị lớn và nhóm lao động có kỹ năng

- Chênh lệch tiền lương theo trình độ lao động là giảm dần theo thời gian

- Bằng cấp càng cao thì lao động nữ càng có mức lương cao ở tất cả các phân vị

3 Ajwad, I.M.

and

P.Kurukulasu

riya

2002 Sri

Lanka

- 1999 – 2000

- OLS

- hồi quy phân vị

- Oaxaca Blinder

- Yếu tố dân tộc không thực sự tác động đến tiền lương

- Nam giới nhận mức lương cao hơn nữ giới

- Sự chênh lệch này là khác nhau khi xét ở những nhóm dân tộc khác nhau

- Sự chênh lệch tiền lương theo giới tính không được giải thích bởi các yếu tố đóng vai trò là các biến

độc lập

- Mức chênh lệch tiền lương theo giới tính là rõ rệt hơn ở những phân vị cao và ít rõ rệt hơn ở những

phân vị thấp.

4 Albrecht, J.,

A. Björklund,

and

S.Vroman

2003 Thụy

Điển

- 1968 – 1981 – 1988

- Hồi quy phân vị

- Oaxaca – Blinder

(1973) và hồi quy

phân hạng.

- Chênh lệch tiền lương theo giới tính càng lớn khi xét những phân vị càng cao

- Chênh lệch này không giảm theo thời gian

- Các biến độc lập trong mô hình có giải thích sự chênh lệch tiền lương theo giới tính

- Tỷ lệ giải thích ở những phân vị khác nhau là khác nhau

56

5 Machado &

Mata

2005 Bồ Đào

Nha


- Đề xuất phương pháp

phân rã mới

- Tiền lương trung bình của nữ giới thấp hơn tiền lương trung bình của nam giới. Chênh lệch này

tăng theo thời gian.

- Chênh lệch tiền lương này càng tăng khi xét ở phân vị càng cao

- Đặc điểm lao động và khác biệt trong hệ số hồi quy đều tham gia giải thích chênh lệch tiền lương

theo giới tính.

- Hệ số hồi quy của biến trình độ học vấn tăng rất nhiều ở hàm hồi quy ứng phân vị cao trong khi gần

như không đổi với ở hàm hồi quy phân vị thấp

- Chênh lệch tiền lương ở những nhóm lao động có trình độ học vấn cao luôn nhiều hơn ở nhóm lao

động có trình độ học vấn thấp hơn

6 Gunawardena

D.

2006 SriLanka - 1996 – 2004


- Phân rã Machado –

Mata

- Có sự chênh lệch tiền lương giữa nam và nữ, khu vực kinh tế công lập thấp hơn mức chênh lệch ở

khu vực kinh tế tư nhân.

- Có một sự phân biệt rõ rệt trong chính sách trả lương giữa nam và nữ.

7 Melly 2006 Đức - 1984 – 2001



Mata

- Chênh lệch tiền lương theo giới tính ở khu vực kinh tế công lập thấp hơn ở khu vực kinh tế tư nhân

và điều này xảy ra trên tất cả các phân vị.

- Chênh lệch tiền lương giữa khu vực kinh tế công lập và khu vực kinh tế tư nhân, gây ra do chênh

lệch hệ số hồi quy, càng giảm khi xét ở phân vị càng cao

- Ở tất cả các nhóm học vấn, ở phân vị càng lớn, phần chênh lệch tiền lương giữa khu vực kinh tế

công lập và khu vực kinh tế tư nhân ở cả hai nhóm lao động nam và nữ càng giảm

- Trình độ học vấn càng cao thì phần chênh lệch thu nhập giữa hai khu vực công và tư càng giảm

8 Arulampala,

W., Booth, A.

L., & Bryan,

M. L.

2007 Châu Âu - Hồi quy phân vị - Chênh lệch tiền lương thường lớn hơn ở những phân vị cao

- Chênh lệch tiền lương theo giới tính nhìn rất khác nhau ở khu vực kinh tế tư và công

- Phụ nữ được trả lương thấp hơn rất nhiều so với nam giới một cách đáng kể ở những phân vị thấp

trong khu vực tư ở Pháp, Ý và trong khu vực công ở Áo, Bỉ, Đức và Ailen.

57

10 Asplund R.&

Napari S.

2011 Phần Lan - 2002 và 2009


- Phương pháp

Machado - Mata

- Chênh lệch tiền lương theo giới tính khác nhau trên từng phân vị và khác nhau trong từng nhóm lao

động.

- Phân vị càng lớn chênh lệch càng thấp ở nhóm lao động đòi hỏi sự sáng tạo.

- Các biến độc lập trong mô hình giải thích được chỉ một phần rất nhỏ chênh lệch tiền lương giữa hai

nhóm lao động nam và nữ.

11 Del Río, C.,

Gradín, C., &

Cantó, O.

2011 Tây Ban

Nha

- OLS


- Đường cong Lorenz

tổng quát đảo ngược

- Lao động nữ ở những phân vị tiền lương thấp chịu mức phân biệt đối xử theo giới tính tương đối

trầm trọng hơn so với những mức phân vị còn lại

- Trong nhóm lao động có bằng đại học, lao động nữ ở phân vị tiền lương cao lại chịu mức chênh

lệch tiền lương so với nam giới nặng nề hơn những lao động nữ ở các phân vị tiền lương còn lại

58

2.2. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU Ở VIỆT NAM

2.2.1. Các nghiên cứu định lượng về chênh lệch tiền lương không áp dụng hồi quy

phân vị

Ở Việt Nam, vấn đề chênh lệch thu nhập và chênh lệch tiền lương cũng đã được nhiều

tác giả quan tâm nghiên cứu trong những năm gần đây. Nội dung các nghiên cứu chủ yếu

tập trung vào tìm hiểu sự thay đổi của mức độ chênh lệch theo thời gian và nguyên nhân

gây ra các chênh lệch này.

Các nghiên cứu trước đây trong giai đoạn 1993 – 1998 về chênh lệch thu nhập,

thường dựa trên hệ số Gini. Đây là hệ số đo lường mức độ bất bình đẳng trong phân phối

thu nhập, được lấy giá trị từ 0 đến 1. Hệ số Gini càng gần 1 biểu thị mức độ bất bình đẳng

càng cao và ngược lại, càng gần 0 thì mức độ bất bình đẳng càng thấp. Hệ số Gini của

Việt Nam, được tính toán bởi Viện Khoa học Xã hội (VASS), đã tăng từ 0,34 ở năm 1993

đến 0,35 trong năm 1998 và đến 0,43 vào năm 2010. Các nghiên cứu trước đây cũng

dùng hệ số Gini để so sánh mức độ bất bình đẳng trong thu nhập giữa 8 vùng kinh tế ở

Việt Nam (VASS – 2007), giữa thành thị - nông thôn (Glewwe, Gragnolati và Zaman –

2000).

Ở các nghiên cứu tiếp theo, xu hướng chủ yếu tập trung vào kiểm tra mối tương

quan giữa tình trạng chênh lệch thu nhập và chênh lệch tiền lương với những đặc điểm

của hộ gia đình. Điển hình là các công trình đã công bố của Gallup (2004), Glewwe và

các cộng sự (2000), VASS (2007), Molini & Wan (2008), Litchfield & Justino (2004).

Một nghiên cứu khác của Nguyen et al (2007) tiến hành phân tích tác động đến thu nhập

và tình trạng nghèo đói các biến giải thích quan trọng là các biến về cơ sở hạ tầng, đặc

điểm của chủ hộ, ngành nghề phi nông nghiệp.

Trong bài nghiên cứu của mình về tình trạng bất bình đẳng giới, tác giả Nguyễn et

al (2005) khẳng định có sự chênh lệch tiền lương giữa lao động nam và lao động nữ. Mức

lương trung bình của nữ giới chỉ bằng 85% so với mức lương trung bình của nam giới.

Đặc biệt trong các ngành như nông, lâm – ngư nghiệp thì mức lương trung bình của nữ

giới chỉ bằng 67% của mức lương trung bình của nam giới, đặc biệt tỷ lệ này ở ngành

công nghiệp là 78%. Tỉ trọng tiền lương cơ bản của lao động nữ trong tổng thu nhập

(71%) cũng nhỏ hơn tỉ trọng tiền lương cơ bản trong tổng thu nhập của nam giới (73%).

59

Ngoài ra, lao động nữ trong mọi loại hình doanh nghiệp đều có mức lương cơ bản thấp

hơn so với lương cơ bản của lao động nam (bằng khoảng 68%). Qua kết quả tính toán của

Nguyễn T.N. et al (2005) theo phương pháp của Juhn - Murphy - Pierce (1993), sự chênh

lệch mức lương trung bình giữa lao động nam và lao động nữ có xu hướng tăng từ là

0,094 ở năm 2002 lên đến 0,1103 ở năm 2004. Trong đó phần chênh lệch tiền lương giải

thích được có xu hướng tăng dần và phần chênh lệch tiền lương chưa giải thích được lại

giảm dần.

Liu (2004), đã sử dụng kết quả của cuộc khảo sát mức sống dân cư VLSS 1993 và

VLSS 1998 để nghiên cứu chênh lệch tiền lương ở Việt Nam ứng với người lao động

trong độ tuổi từ 18 đến 60, có làm việc và có thu nhập. Tác giả đã áp dụng dạng hàm hồi

quy tiền lương của Mincer (1974), được mở rộng thêm bằng các biến giả về nghề nghiệp,

lĩnh vực làm việc, dân tộc, tình trạng hôn nhân.v.v... Đồng thời, các tác giả phân rã mức

chênh lệch này bằng phương pháp Oaxaca - Blinder (1973) được mở rộng theo Juhn et al

(1993) và Neumark (1988) và hiệu chỉnh sai lệch do chọn mẫu bằng phương pháp của

Hay (1979). Biến phụ thuộc là logarit biến tiền lương từ công việc chính trong năm được

tính ra theo giờ (nghìn đồng). Các biến độc lập gồm có: biến kinh nghiệm tiềm năng,

được tính bằng số tuổi trừ đi số năm đi học và trừ tiếp cho 6 (độ tuổi bắt đầu đi học); các

biến giả cho nghề nghiệp; biến giả thể hiện lao động nhập cư, tình trạng hôn nhân, dân

tộc thiểu số, thành thị - nông thôn và các biến giả ứng với khu vực kinh tế mà họ đang

sinh sống (gồm 8 vùng kinh tế theo cách phân chia của quốc gia). Kết quả nghiên cứu của

Liu cho thấy, năm 1993, ứng với mỗi năm đi học tăng thêm, lao động nam nhận lương

cao hơn 5% so với lao động nữ. Năm 1998, lao động nữ lại có mức tăng tiền lương cận

biên theo số năm đi học cao hơn nam giới. Tốc độ tăng tiền lương theo biến kinh nghiệm

có dạng chữ U ngược. Nghĩa là, khi kinh nghiệm (hay trình độ chuyên môn, nghiệp vụ)

đạt đến một mức nào đó, thì số năm kinh nghiệm càng tăng làm cho tốc độ tăng lương

càng giảm. Theo Neumark (1988), hầu hết chênh lệch tiền lương năm 1998 giữa nam và

nữ đều là do khác biệt trong đãi ngộ, có thể coi như là sự phân biệt đối xử trong việc trả

lương. Chênh lệch tiền lương năm 1998 so với năm 1993 giảm khoảng 6% (tính theo biến

log). Các phân tích về nguyên nhân của sự giảm mức chênh lệch tiền lương giữa năm

1993 với 1998 cho thấy: các biến về loại hình kinh tế đã giải thích được 46% sự giảm

này; tương tự, các biến về nghề nghiệp giữa nam và nữ giải thích được 13%. Ngược lại,

60

sự thay đổi về trình độ học vấn lại làm gia tăng thêm khoảng cách chênh lệch tiền lương

này; điều này có thể cắt nghĩa là do các điều kiện cải thiện trình độ của lao động nữ rất

hạn chế so với lao động nam. Mặt khác, trong số những ảnh hưởng tiêu cực đối với mức

chênh lệch lương giữa nam và nữ thì ảnh hưởng của khoảng cách giới chiếm 39,1%. Điều

này là một thách thức đối với Việt Nam về việc thay đổi một ý thức hệ về phân biệt đối

xử giữa lao động nam và nữ.

Năm 2006, Nguyễn D.H.L (2006) đã sử dụng bộ số liệu VHLSS năm 2002 để xác

định mức độ chênh lệch tiền lương giữa hai khu vực kinh tế công lập và tư nhân cũng

như chênh lệch tiền lương theo giới tính trong từng khu vực. Tác giả đã sử dụng phương

trình lương có và không có hiệu chỉnh sai số để phân rã chênh lệch theo phương pháp

Oaxaca – Blinder (1973). Đối với cả nam giới và nữ giới, những công nhân làm việc

trong khu vực kinh tế công lập được trả lương thấp hơn so với những người làm việc

trong khu vực tư nhân. Sự chênh lệch tiền lương này hầu hết được gây ra bởi sự khác

nhau về những đặc tính lao động mà trong đó, những công nhân khu vực công lập mang

nhiều đặc tính phong phú hơn. Trong những đặc tính lao động được xét thì học vấn là yếu

tố đóng vai trò quan trọng nhất để gây ra sự chênh lệch tiền lương. Hơn nữa, phần chênh

lệch tiền lương không giải thích, được thể hiện ở chênh lệch hệ số của hàm hồi quy, cũng

khác nhau giữa khu vực kinh tế tư nhân và công lập, giữa lao động nam giới và nữ giới.

Năm 2001, Bui et al (2001) đã ước lượng mức thu nhập phi nông nghiệp ở Việt

Nam theo các biến trình độ học vấn, có xét đến tác động của các biến kiểm soát, và cho

thấy hệ số hồi quy của hàm thu nhập theo khu vực nông thôn là âm và có ý nghĩa thống

kê. Hoang et al (2001) đã thực hiện hồi thu nhập và thành phân của thu nhập theo các

vùng miền, theo các đặc điểm cộng đồng, quy mô hộ gia đình, tôn giáo, dân tộc, trình độ

học vấn, giới tính, nghề nghiệp, nông thôn – thành thị.v.v… Kết quả hồi quy cho thấy hệ

số hồi quy của biến giả ứng với vùng nông thôn mang giá trị âm. Điều này chứng tỏ thu

nhập trung bình ở khu vực nông thôn thấp hơn ở khu vực thành thị và mức chênh lệch

này tăng lên trong những năm về sau. Năm 2004, Gallup (2004) cũng đạt được những kết

luận tương tự.

61

2.2.2. Các nghiên cứu áp dụng hồi quy phân vị trong phân tích chênh lệch tiền

lương.

Mặc dù đề tài về chênh lệch tiền lương đã được chú trọng nghiên cứu định lượng

khá nhiều ở Việt Nam, nhưng rất ít các tác giả đã áp dụng phương pháp hồi quy phân vị.

Binh T.N, Albrecht, Vroman & Westbrook (2006) sử dụng bộ số liệu VHLSS từ 1993

đến 1998 để xác định mức độ bất bình đẳng về phúc lợi, thể hiện bằng chi tiêu cho tiêu

dùng giữa nông thôn và thành thị ở Việt Nam. Các tác giả sử dụng phương pháp hồi quy

phân vị để phân tích mức chênh lệch về phúc lợi giữa hai khu vực này. Mặc dù nghiên

cứu này không đề cập đến sự chênh lệch tiền lương nhưng đây là một trong số rất ít

những nghiên cứu có sử dụng hồi quy phân vị với số liệu của Việt Nam; do vậy, bài

nghiên cứu này cũng đưa vào tổng quan lý thuyết để tìm hiểu làm rõ thực trạng áp dụng

hồi quy phân vị ở Việt Nam. Hồi quy phân vị được áp dụng trên các phân vị 0,05 – 0,25 –

0,50 – 0,75 – 0,95. Biến phụ thuộc là phúc lợi trung bình của mỗi hộ/mỗi cá nhân, thể

hiện qua mức chi tiêu dùng trung bình của các cá nhân trong hộ. Các biến độc lập trong

các hàm hồi quy được sử dụng bao gồm: đặc điểm nhân khẩu của cá nhân/hộ (số người

trong hộ, tỷ lệ thành viên dưới 13 tuổi; tuổi của chủ hộ; giới tính của chủ hộ, dân tộc của

chủ hộ), trình độ học vấn (được đo lường bằng số năm đi học của thành viên có số năm đi

học cao nhất trong hộ), sức khỏe, công việc, lao động nhập cư, ngành nghề của hộ, khu

vực lao động gồm: khu vực kinh tế công lập, tư nhân hay tự sản xuất kinh doanh, địa bàn

sinh sống gồm: miền Nam/miền Bắc; thành thị/nông thôn).

Hình 1. 8: Trích nghiên cứu của Binh T.N và các cộng sự (2007)

62

Ứng với số liệu khảo sát năm 1993, kết quả phân tích cho thấy có sự chênh lệch

phúc lợi giữa hai khu vực thành thị và nông thôn, độ rộng của khoảng chênh lệch càng

lớn khi xét những phân vị càng cao của biến phụ thuộc. Hệ số hồi quy của các biến độc

lập cũng tăng dần theo thời gian. Khoảng chênh lệch phúc lợi giữa thành thị - nông thôn

giai đoạn này chủ yếu được gây ra bởi sự khác nhau về trình độ học vấn, dân tộc và tuổi.

Trong khi đó, với số liệu khảo sát năm 1998, phần chênh lệch chủ yếu lại thuộc vào

nhóm không được giải thích, thể hiện phần chênh lệch do bất bình đẳng.

Hung và các cộng sự (2007a) áp dụng phương pháp hồi quy phân vị để xác định

mức độ chênh lệch tiền lương theo giới tính ở Việt Nam và phân rã chênh lệch tiền lương

theo giới tính này bằng phương pháp phân rã Machado – Mata (2005). Các tác giả sử

dụng bộ số liệu điều tra mức sống dân cư (VLSS) năm 1993, 1998 và VHLSS 2002 để

thực hiện hàm hồi quy tiền lương theo dạng hàm Mincer (1974) mở rộng. Các tác giả cho

thấy rằng chênh lệch tiền lương theo giới tính tồn tại ở Việt Nam trong suốt khoảng thời

gian được xét. Nam giới nhận được mức lương cao hơn nữ giới ở tất cả các năm trên tất

cả các phân vị nhưng xu hướng chung là chênh lệch càng thấp ở những phân vị càng cao.

Ngoài ra, chênh lệch theo giới tính ở nhóm lao động làm những công việc được trả công

thấp (low – paid jobs) thì cao và rõ rệt hơn so với nhóm lao động làm những công việc

được trả công cao (high –paid jobs). Khi phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính theo

thời gian, phần chênh lệch tiền lương được giải thích do chênh lệch về đặc điểm lao động

khác nhau khi xét trên các phân vị khác nhau. Ở phân vị 10%, phần chênh lệch tiền lương

theo giới tính giảm theo thời gian chủ yếu là do sự thay đổi về đặc điểm lao động. Trong

khi sự thu hẹp khoảng cách tiền lương theo giới tính ở phân vị cao (90%) chủ yếu là do

sự thay đổi trong hệ số hồi quy của hàm tiền lương, chứ không phải do thay đổi trong các

biến độc lập của mô hình. Trong bài nghiên cứu này, các tác giả không hiệu chỉnh tính

chệch các ước lượng gây ra do vấn đề chọn mẫu

Trong một nghiên cứu khác cũng do Hung T.P và các cộng sự (2007b) thực hiện

đối với số liệu tiền lương ở Việt Nam, các tác giả đã nghiên cứu chênh lệch tiền lương

giữa các nhóm lao động xét theo dân tộc ở Việt Nam. Các tác giả so sánh tiền lương giữa

nhóm lao động thuộc các dân tộc Kinh – Hoa với nhóm lao động còn lại là dân tộc khác

cũng bằng cách sử dụng số liệu VLSS 1993, VLSS 1998, VHLSS 2002. Đối tượng

63

nghiên cứu là các lao động trong độ tuổi từ 18 đến 60. Phương pháp hồi quy phân vị theo

dạng hàm tiền lương của Mincer (1974) được áp dụng và có bổ sung thêm các biến độc

lập cần nghiên cứu; đồng thời thời, áp dụng phương pháp phân rã của Machado - Mata

(2005). Biến phụ thuộc là logarit tiền lương theo giờ, được tính dựa tổng lương và các

khoản phu cấp khác theo lương của công việc chính. Các biến độc lập bao gồm: biến giả

đại diện cho dân tộc thiểu số, tuổi, giới tính, tình trạng hôn nhân, khu vực làm việc (khu

vực kinh tế công lập hay kinh tế tư nhân), tình trạng sức khỏe, các biến giả đại diện cho

vùng kinh tế đang sinh sống (thuộc 8 vùng kinh tế), biến giả đại diện cho nơi cư ngụ gồm

thành thị hoặc nông thôn; các biến giả chỉ các mức trình độ học vấn và cuối cùng là các

biến giả biểu hiện thời điểm phỏng vấn, lấy số liệu. Kết quả nghiên cứu cho thấy thực sự

có chênh lệch dương về tiền lương giữa nhóm lao động thuộc dân tộc Kinh-Hoa với

nhóm các lao động thuộc các dân tộc thiểu số. Chênh lệch tiền lương càng cao ở những

phân vị càng thấp. Mức chênh lệch tiền lương trung bình này ở các phân vị là khoảng

11%. Ở phân vị thấp, mức chênh lệch lên đến gần 20%, trong khi mức chênh lệch ở phân

vị cao chỉ khoảng 4%. Ở những phân vị càng cao, phần chênh lệch tiền lương trung bình,

được giải thích bởi sự chênh lệch về đặc điểm lao động, càng lớn. Tuy nhiên, phần chênh

lệch này chỉ chiếm một tỷ lệ nhỏ, vào khoảng bằng một phần ba của tổng mức chênh lệch

tiền lương trung bình giữa hai nhóm. Phần còn lại chính là phần chênh lệch chưa được

giải thích, gây ra bởi chênh lệch do hệ số hồi quy giữa hai nhóm. Tuy nhiên, trong nghiên

cứu này, các tác giả có đề cập đến tính chệch của ước lượng do chọn mẫu. Đồng thời, các

tác giả áp dụng hiệu chỉnh tính chệch do chọn mẫu do Lee (1983) đề xuất.

Nghiên cứu của Thu Le H. và các cộng sự (2013) sử dụng bộ số liệu điều mức

sống dân cư qua các năm 1993, 1998, 2002, 2004 và 2006 cùng với phương pháp hồi quy

phân vị và phương pháp phân rã Machado - Mata để nghiên cứu về chi tiêu các hộ gia

đình để làm rõ mức độ bất bình đẳng trong chi tiêu của hai khu vực thành thị và nông

thôn. Nghiên cứu này cũng cho thấy có sự chênh lệch trong chi tiêu rõ rệt giữa hai khu

vực thành thị và nông thôn. Chênh lệch về các biến độc lập trong mô hình chỉ giải thích

được gần một nửa chênh lệch chi tiêu giữa hai khu vực, phần còn lại là do chênh lệch về

hệ số hồi quy. Trong nghiên cứu này, các tác giả không xét đến tính chệch của các ước

lượng do vấn đề chọn mẫu.

64

2.3. NHỮNG HẠN CHẾ TRONG CÁC NGHIÊN CỨU ĐỊNH LƯỢNG VỀ ĐỀ

TÀI CHÊNH LỆCH TIỀN LƯƠNG Ở VIỆT NAM

Qua tham khảo tổng quan các nghiên cứu về chênh lệch tiền lương ở Việt Nam, có

thể kết luận rằng có rất ít các công trình nghiên cứu định lượng về đề tài chênh lệch tiền

lương theo giới tính ở Việt Nam bằng phương pháp hồi quy phân vị. Hơn nữa, nếu chỉ xét

các công trình nghiên cứu có sử dụng hồi quy phân vị để định dạng hàm tiền lương và

phân rã chênh lệch tiền lương bằng phương pháp Machado - Mata ở Việt Nam, chỉ có thể

kể đến công trình đã công bố của Hung T.P và các cộng sự (2007a, 2007b). Tuy nhiên

trong công trình này, các tác giả chỉ dùng phương pháp hồi quy phân vị để nghiên cứu

mức chênh lệch tiền lương giữa nhóm lao động thuộc dân tộc Kinh – Hoa với nhóm lao

động thuộc các dân tộc thiểu số và chênh lệch tiền lương theo giới tính mà không đề cập

đến chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn. Bên cạnh đó, Hung T.P và các

cộng sự chỉ sử dụng số liệu VLSS 1993, 1998 và VHLSS 2002 nên kết quả chưa phản

ánh được mức độ chênh lệch tiền lương trong giai đoạn hiện nay; nhất là từ sau năm

2002, khi Việt Nam đã gia nhập WTO và sau cuộc đại khủng hoảng kinh tế 2009. Hơn

nữa, trong phạm vi một bài báo, hệ thống lý thuyết về hồi quy phân vị và phân rã chênh

lệch trên các phân vị chỉ mới được giới thiệu sơ nét.

Trong một công trình khác của Binh T.N. và các cộng sự (2006), nội dung nghiên

cứu không phải là chênh lệch tiền lương mà là sự bất bình đẳng về phúc lợi xã hội giữa

khu vực thành thị và nông thôn. Mặc dù các tác giả đã sử dụng hai bộ số liệu VLSS 1993

và VLSS 1998 để có thể so sánh sự thay đổi về chênh lệch theo thời gian, nhưng do thời

gian nghiên cứu đến nay đã hơn 15 năm, nên một số kết quả và kết luận không còn phù

hợp. Bên cạnh đó, vấn đề hiệu chỉnh tính chệch ước lượng do chọn mẫu chưa được đề

cập nhiều. Nghiên cứu của Hung P.T et al (2007b) có xét đến tính chệch này nhưng hiệu

chỉnh dùng phương pháp do Lee (1983). Tất cả các nghiên cứu này đều không xét đến

tính nội sinh của mô hình.

Dựa trên những hạn chế phân tích được từ các nghiên cứu định lượng về chênh

lệch tiền lương ở Việt Nam, nghiên cứu sinh đã đề ra các nội dung và mục tiêu nghiên

cứu của đề tài luận án tiến sĩ, đã được trình bày trong mục 2 của chương mở đầu.

65

Bảng 1. 2: Bảng tóm tắt một số nghiên cứu về hàm tiền lương và phân rã chênh lệch tiền lương ở Việt Nam

STT Tác giả Năm - Số liệu sử dụng Kết quả nghiên cứu

1 Hung, P. T.

and B. Reilly,

B.

2007 - VHSS 1993,1998 và

VHLSS 2002

- Phương pháp hồi quy

phân vị


Mata

- Nam giới nhận được mức lương cao hơn nữ giới ở tất cả các năm trên tất cả các phân vị

- Chênh lệch càng thấp ở những phân vị càng cao

- chênh lệch theo giới tính ở nhóm lao động làm những công việc được trả công thấp (low – paid jobs) thì

cao và rõ rệt hơn so với nhóm lao động làm những công việc được trả công cao (high –paid jobs)

- phần chênh lệch tiền lương được giải thích do chênh lệch về đặc điểm lao động khác nhau khi xét trên các

phân vị khác nhau

- Ở phân vị 10%, phần chênh lệch tiền lương theo giới tính giảm theo thời gian chủ yếu là do sự thay đổi về

đặc điểm lao động

- sự thu hẹp khoảng cách tiền lương theo giới tính ở phân vị cao (90%) chủ yếu là do sự thay đổi trong hệ số

hồi quy của hàm tiền lương

2 Hung, P. T.

and B. Reilly,

B.

2007 - VHSS 1993,1998 và

VHLSS 2002

- Phương pháp hồi quy

phân vị

- Phân rã Machado -

Mata

- Hiệu chỉnh chênh

lệch chọn mẫu theo

Lee(1983)

- Thực sự có chênh lệch dương về tiền lương giữa nhóm lao động thuộc dân tộc Kinh-Hoa với nhóm các lao

động thuộc các dân tộc thiểu số.

- Chênh lệch tiền lương càng cao ở những phân vị càng thấp.

- Ở những phân vị càng cao, phần chênh lệch tiền lương trung bình, được giải thích bởi sự chênh lệch về đặc

điểm lao động, càng lớn

67

CHƯƠNG 3

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

3.1. SỐ LIỆU SỬ DỤNG TRONG ĐỀ TÀI

3.1.1. Nguồn số liệu sử dụng

Đề tài sử dụng bộ số liệu VHLSS năm 2002 và 2012 để thực hiện hồi quy

hàm tiền lương ở Việt Nam và phân tích chênh lệch tiền lương. Bộ số liệu VHLSS

thu thập thông tin trên mẫu đại diện hộ gia đình và xã/phường phục vụ cho việc đánh

giá các mục tiêu và hoạch định các chính sách liên quan đến mức sống dân cư trong

cả nước và ở các địa phương, trong đó có mục tiêu đánh giá tình trạng nghèo đói và

mức độ phân hóa giàu nghèo. Điều tra mức sống hộ gia đình bao gồm những nội

dung chủ yếu phản ánh mức sống của người dân trong hộ gia đình và những điều

kiện kinh tế xã hội cơ bản của xã/phường có tác động đến mức sống của người dân

nơi hộ sinh sống. Nội dung thu thập từ cuộc điều tra VHLSS về hộ gia đình như sau:

- Một số đặc điểm về nhân khẩu học của các thành viên trong hộ, bao gồm:

tuổi, giới tính, dân tộc, tình trạng hôn nhân.

- Thu nhập của hộ gia đình, bao gồm: mức thu nhập; thu nhập phân theo các

nguồn thu từ tiền công, tiền lương; từ hoạt động sản xuất tự làm về nông

nghiệp, lâm nghiệp, thuỷ sản; từ hoạt động ngành nghề sản xuất kinh doanh

dịch vụ tự làm của hộ gia đình; và từ các nguồn thu khác; thu nhập phân theo

các khu vực và các ngành kinh tế.

- Chi tiêu hộ gia đình: mức chi tiêu, chi tiêu phân theo các mục đích chi và

khoản chi (chi cho ăn, mặc, ở, đi lại, giáo dục, y tế, văn hoá, v.v… và chi

khác).

- Trình độ học vấn, trình độ chuyên môn kỹ thuật nghiệp vụ của từng thành

viên hộ gia đình.

68

- Loại cơ sở y tế sử dụng phân theo điều trị nội/ngoại trú.

- Tình trạng việc làm, thời gian làm việc.

- Nhà ở và các tiện nghi như đồ dùng, điện, nước, thiết bị vệ sinh, nội thất.

- Hộ gia đình có hay không tham gia chương trình xoá đói giảm nghèo.

Đối tượng điều tra của VHLSS gồm các hộ gia đình, các thành viên trong hộ gia

đình và các xã phường trên phạm vi tất cả các tỉnh/thành phố trực thuộc trung ương.

Phương pháp chọn mẫu của VHLSS được thực hiện thông qua sự tư vấn và giám sát

của Viện khoa học Thống kê, UNDP và WB nhằm đảm bảo tính đại diện của mẫu

được chọn cho tổng thể nghiên cứu.

- Bước 1: chọn xã, phường độc lập theo hai khu vực thành thị và nông thôn

theo phương pháp xác suất tỷ lệ với số hộ trong mỗi xã, phường;

- Bước 2: từ mỗi xã, phường được chọn, chọn 3 địa bàn điều tra theo phương

pháp xác suất tỷ lệ với số hộ trong mỗi địa bàn.

Phương pháp phỏng vấn trực tiếp được áp dụng nhằm đảm bảo tính chính xác

của số liệu thu thập được. Phiếu phỏng vấn được thiết kế tương đối chi tiết giúp điều

tra viên ghi chép thuận lợi, đồng thời tránh bỏ sót các khoản mục và tăng tính thống

nhất giữa các điều tra viên, từ đó tăng chất lượng số liệu.

Mỗi số liệu về thu nhập và chi tiêu trong VHLSS đều tính theo giá hiện hành

của năm điều tra. Tốc độ trượt giá có thể ảnh hưởng đến việc đánh giá mức độ tăng

lương thực tế của người dân. Do vậy, để loại bỏ phần tiền lương thay đổi do trượt

giá, các số liệu sử dụng trong đề tài đã được quy đổi tiền lương về cùng một năm

gốc để so sánh mức tăng lương thực tế. Năm 2012 được chọn làm năm gốc và tiền

lương năm 2002 được quy đổi về mức giá tương đương năm 2012 để tính được sự

thay đổi tiền lương thực tế giữa hai mốc thời gian này. Công thức quy đổi mức tiền

lương danh nghĩa năm 2002 về mức giá chung năm 2012 được thực hiện theo công

thức thống kê sau:

69

Tiền lương năm 2002

theo giá so sánh năm

2012

=

Tiền lương danh nghĩa năm 2002

Chỉ số giá tiêu dùng của năm 2002 so với năm 2012

Công thức quy đổi này được tham khảo theo thông tư số 02/2012/TT-BKHDT

quy định việc quy đổi các chỉ tiêu thống kê theo giá so sánh.

3.1.2. Thống kê mô tả mẫu số liệu

Kích thước mẫu số liệu của đề tài phụ thuộc vào kích thước mẫu điều tra của

bộ số liệu VHLSS mà Tổng cục Thống kê thực hiện.Theo bảng giới thiệu của Tổng

cục thống kê về VHLSS 2002, cuộc điều tra mức sống hộ gia đình này tiến hành điều

tra thu nhập và chi tiêu của 30000 hộ. Mẫu này được chia thành 4 mẫu con, mỗi mẫu

con gồm 7500 hộ được điều tra lần lượt vào tháng đầu của bốn quý trong năm 2002.

Từ bảng số liệu gốc của VHLSS, đề tài tiến hành lọc lấy số liệu của các quan sát

trong độ tuổi lao động, từ 18 đến 60 tuổi đối với lao động nam và từ 18 đến 55 tuổi

đối với lao động nữ. Trong mẫu số liệu năm 2002, có tất cả 69697 quan sát có độ

tuổi nằm trong nhóm tuổi nghiên cứu, nhưng trong số đó chỉ có 24948 quan sát có số

liệu về tiền lương và các thông tin liên quan để có thể đưa vào hồi quy.

Xem hình 3.1 - PHỤ LỤC D

Trong số 24948 quan sát, có 17374 quan sát ở thành thị (chiếm 69,64%); có

7574 quan sát ở nông thôn (chiếm 30,36%). Nếu xét theo cơ cấu giới tính, có 9281

quan sát là nữ giới (chiếm 37,20%); có 15667 quan sát là nam giới (chiếm 62,8%).

Trong số các quan sát ở thành thị, có 41,22% (= 3122/7574) là nữ giới và 58,78%

(=4452/7574) là nam giới. Trong số lao động ở nông thôn, có 35,45% (=6159/17374)

là lao động nữ, còn lại 64,55% (=11215/17374) là lao động nam. Đồng thời, khi xét

nhóm lao động nữ có trong mẫu số liệu năm 2002, có 33,63% (=3122/9281) là lao

động nữ ở thành thị; còn lại 66,36% (=6159/9281) là lao động nữ ở nông thôn. Trong

nhóm lao động nam, có 28,41% (=4452/15567) là lao động nam ở thành thị và

71,58% (=11215/15667) là lao động nam ở nông thôn. Các tỷ lệ này được thể hiện

tương ứng trên Hình 3.2

70


Đối với bộ số liệu VHLSS năm 2012, sau khi chọn lọc các quan sát trong độ

tuổi lao động, mẫu số liệu còn lại 20217 quan sát; trong đó có 7299 quan sát có số

liệu về tiền lương và có đầy đủ giá trị của các biến độc lập để có thể tiến hành hồi

quy. Trong số 7299 quan sát với đầy đủ số liệu, có 4375 quan sát ở nông thôn (chiếm

59,94%) và 2924 quan sát ở thành thị (chiếm 40,06%). Nếu xét theo cơ cấu giới tính,

mẫu số liệu năm 2012 có 39,94% (=2915/7299) là nữ giới và có 60,06%

(=4384/7299) là nam giới. Trong nhóm lao động nữ giới có trong mẫu số liệu năm

2012, có 56,81% (=1656/2915) là lao động nữ ở nông thôn và 43,19% (=1259/2915)

là lao động nữ ở khu vực thành thị. Trong nhóm lao động nam giới, có 62,02%

(=2719/4384) lao động nam ở khu vực nông thôn và 37,98% (=1665/4384) lao động

nam ở khu vực thành thị. Hình 3.2 thể hiện các tỷ lệ này với dạng biểu đồ cột có kèm

số liệu cụ thể của từng nhóm lao động trong mẫu.


Độ tuổi trung bình của mẫu số liệu gồm 24948 quan sát năm 2002 là 33,71

tuổi, năm 2012 là 35,03 tuổi. Nếu xét theo cơ cấu tuổi trong mẫu số liệu thu thập

được, ở trong cả hai năm 2002 và 2012, cơ cấu theo nhóm tuổi của mẫu số liệu khá

tương đồng, thể hiện trong Hình 3.3. Theo đó, nhóm lao động trong độ tuổi từ 25 đến

34 tuổi chiếm tỷ lệ cao nhất, cụ thể là 31,33% trong năm 2002 và 33,39% trong năm

2012. Nhóm tuổi chiếm tỷ lệ cao tiếp theo là từ 35 đến 44 tuổi, tỷ lệ là 29,87% ở năm

2002 và 25,83% ở năm 2012. Nhóm lao động có độ tuổi trên 55 chiếm tỷ lệ thấp nhất

với chỉ 1,54% ở năm 2002 và 3,52 % ở năm 2012.

Tiến hành phân tổ mẫu số liệu theo bằng cấp của người lao động, các tỷ lệ

người lao động theo bằng cấp theo giới tính được thể hiện trong Hình 3.4 và Hình

3.5.


71

Hình 3.4 thể hiện cơ cấu của mẫu số liệu khi xét theo tỷ lệ bằng cấp ở từng

nhóm giới tính của năm 2002. Theo kết quả mô tả trong năm 2002, có thể thấy tỷ lệ

lao động có bằng cấp bằng hoặc thấp hơn trình độ trung học cơ sở chiếm tỷ lệ đa số

67,02% (= 24,51% + 22,94% + 19,57%) ở nữ giới và 72,68% (=19,91% + 25,89% +

26,88%) ở nam giới. Ở những nhóm lao động bằng cấp thấp, cụ thể là nhóm có bằng

cấp cao nhất là Tiểu học và Trung học cơ sở, lao động nam có tỷ lệ cao hơn; trong

khi ở những nhóm bằng cấp cao hơn như Trung học phổ thông, Học nghề và Cao

đẳng - Đại học, lao động nữ lại có tỷ lệ cao hơn.


Khi xét cơ cấu lao động theo bằng cấp trong năm 2012, có thể nhận thấy trình

độ học vấn của các nhóm lao động tăng lên rõ rệt. Nhóm lao động không có bằng cấp

đã giảm từ 24,5% xuống còn 10,09% ở lao động nữ và giảm từ 19,91% xuống còn

9,49% ở lao động nam. Thay vào đó, tỷ lệ lao động có bằng cấp cao nhất là bằng Cao

đẳng - Đại hoc tăng lên rõ rệt, từ 12% ở lao động nữ tăng lên đến 22,68% ; và từ

8,52% tăng lên thành 15,88% ở lao động nam. Sự thay đổi về bằng cấp theo chiều

hướng tăng lên diễn ra ở cả hai nhóm lao động nam và nữ. Tuy nhiên, nhóm lao động

nữ vẫn có tỷ lệ cao hơn ở những nhóm bằng cấp cao, cụ thể là nhóm Cao đẳng - Đại

học và Sau đại học, trong khi Nam giới chiếm tỷ lệ cao hơn ở nhóm có bằng cấp cao

nhất là Tiểu học, Trung học cơ sở và Học nghề.


Bên cạnh đó, cơ cấu bằng cấp theo khu vực thành thị và nông thôn trong năm

2002 và 2012 được thể hiện tương ứng trong Hình 3.5 và Hình 3.6. Trong năm 2002,

nhóm lao động nông thôn có tỷ lệ cao ở những nhóm Không có bằng cấp (27,44%),

Tiểu học (28,38%) và Trung học cơ sở (25,85%). Trong khi đó, nhóm lao động thành

thị có tỷ lệ lao động có bằng học nghề, Trung học phổ thông và Cao đẳng – Đại học

cao hơn hẳn so với nộng thôn. Nhóm lao động ở thành thị có bằng Sau đại học là

0,7% (so với 0,03% ở nông thôn), bằng Cao đẳng – Đại học 19,66% (so với 3,76%

% ở nông thôn), bằng Học nghề 18,42% (so với 6,08 % % ở nông thôn) và bằng

Trung học 16,11% (so với 5,46% % ở nông thôn). Kết quả thống kê mô tả này cho

72

thấy, trong năm 2002, trình độ học vấn (thể hiện qua bằng cấp cao nhất của người lao

động) của nhóm lao động ở thành thị cao hơn hẳn nhóm lao động nông thôn.


Hơn nữa, khi xét cơ cấu các nhóm lao động theo bằng cấp trong năm 2012, số

liệu thống kê cũng cho thấy sự chênh lệch về bằng cấp giữa nhóm lao động thành thị

và nông thôn. Trình độ học vấn thể hiện qua bằng cấp ở nông thôn có xu hướng tăng

lên. Cụ thể, nhóm lao động không có bằng cấp đã giảm từ 27,44% trong năm 2002

xuống còn 12,83% trong năm 2012. Nhóm lao động có bằng Cao đẳng – Đại học đã

tăng từ 3,76% trong năm 2002 lên đến 10,79 % trong năm 2012. Nhóm lao động có

bằng Sau đại học đã tăng từ 0,03% trong năm 2002 lên đến 0,23% trong năm 2012.

Tuy nhiên, bên cạnh sự gia tăng trình độ học vấn của người lao động ở nông thôn,

trình độ học vấn thể hiện qua bằng cấp của người lao động ở thành thị cũng có sự gia

tăng đáng kể. Nhóm lao động không có bằng cấp ở thành thị đã giảm từ 8,23% trong

năm 2002 xuống còn 5,1% trong năm 2012. Nhóm có bằng cấp Trung học cơ sở

giảm từ 29,28% (năm 2002) xuống 14,23% (năm 2012). Tương ứng với sự giảm

trong tỷ lệ của các nhóm lao động có bằng cấp thấp là sự gia tăng rõ rệt tỷ lệ các

nhóm lao động có bằng cấp cao. Nhóm lao động có bằng Sau đại học ở khu vực

thành thị đã gia tăng từ 0,7% năm 2002 lên 2,16% năm 2012. Nhóm lao động có

bằng Học nghề đã gia tăng từ 18,24% (năm 2002) lên đến 24,12% (năm 2012).

Nhóm lao động có bằng Cao đẳng – Đại học đã gia tăng từ 19,66% (năm 2002) đến

30,28% trong năm 2012.

Những thống kê mô tả về bằng cấp này cho thấy trình độ học vấn của cả hai khu

vực thể hiện qua bằng cấp của người lao động có chiều hướng cải thiện theo thời

gian. Tuy nhiên, nhóm lao động ở thành thị vẫn là nhóm lao động có bằng cấp cao

hơn ở cả hai thời điểm nghiên cứu.

3.1.3. Mô tả hàm mật độ kernel của biến log – tiền lương trên mẫu số liệu

Hàm mật độ được dùng để mô tả mật độ theo xác suất của một đại lượng thống

kê. Để mô tả hàm mật độ của biến log – tiền lương thực tế, đề tài sử dụng hàm mật

độ kernel. Hàm mật độ kernel là một phương pháp dạng phi tham số (non-

73

parametric) để ước lượng hàm mật độ của một đại lượng thống kê. Ý nghĩa của một

hàm kernel khá giống với một biểu đồ tần suất dạng histogram, nhưng được làm trơn

và biểu diễn trên đồ thị bằng một đường liền nét. Hoành độ đỉnh cao nhất của hàm

mật độ kernel cho biết số mode của đại lượng thống kê đó.

Hàm mật độ kernel thích hợp với việc so sánh hai hay nhiều nhóm. Khi biểu

diễn hàm mật độ kernel của hai nhóm lên cùng một đồ thị sẽ so sánh được mật độ và

sự biến thiên trong từng nhóm. Đại lượng thống kê có hàm mật độ càng nhọn, càng

hẹp thì càng ít biến thiên. Ngược lại, hàm mật độ càng thấp, càng rộng cho thấy mức

độ biến thiên nhiều hơn. Về vị trí của hàm mật độ, nếu đường biểu diễn càng dịch

chuyển sang phải càng cho thấy một sự tăng lên, không phải chỉ ở giá trị trung bình

mà còn ở giá trị ứng tất cả các phân vị của đại lượng thống kê cần nghiên cứu. Theo

các nghiên cứu về chênh lệch tiền lương của Buchinsky (1994), Juhn, Murphy &

Pierce (1993) và Hao & Naiman (2007); nếu hàm mật độ tiền lương dịch chuyển cả

về vị trí (location shift) và hình dáng (scale shift) thì việc sử dụng phương pháp hồi

quy phân vị để ước lượng và nghiên cứu sự biến đổi tiền lương là hoàn toàn hợp lý.

Xét hàm mật độ biến log- tiền lương thực tế trên toàn bộ mẫu số liệu theo

từng năm 2002 và 2012


Hình 3.8 biểu diễn hàm mật độ biến log-tiền lương thực tế của người lao động

trong 2 năm 2002 và 2012 lên cùng một đồ thị. Quan sát hình này cho thấy hàm mật

độ tiền lương trong năm 2012 dịch sang phải, nhọn và cao so với năm 2002. Việc

dịch chuyển sang phải của hàm mật độ cho thấy một sự tăng lên về tiền lương theo

giờ của người lao động. Kết quả thống kê mô tả ở Bảng A 2 và Bảng A 3cho thấy

mức tăng của biến log-tiền lương thực tế bình quân là từ 8,634 ở năm 2002 tăng lên

đến 9,782 ở năm 2012. Nếu xét về tiền lương thực tế tính theo đơn vị tiền tệ, tiền

lương trung bình trên mỗi giờ của người lao động đã tăng từ 10590 VNĐ/giờ trong

năm 2002 thành 21730 VNĐ/giờ trong năm 2012. Sự gia tăng này là sự gia tăng của

74

tiền lương thực, sau khi đã loại bỏ sự gia tăng tiền lương do lạm phát. Bên cạnh việc

dịch chuyển sang phải thể hiện mức tăng của tiền lương bình quân, hàm mật độ tiền

lương trong năm 2012 còn cao và nhọn hơn so với hàm mật độ tiền lương năm 2002.

Đây là dấu hiệu cho thấy một sự giảm đi về mức độ biến thiên tiền lương, độ phân

tán tiền lương giảm đi và khoảng chênh lệch tiền lương giữa 20% người có tiền

lương cao nhất so với 20% người có tiền lương thấp nhất cũng thu hẹp lại.

Xét hàm mật độ biến log-tiền lương thực tế ở từng nhóm lao động nam và nữ

trong hai năm 2002 và 2012


Tương tự, các Hình 3.9a,b,c,d biễu diễn hàm mật độ tiền lương giữa hai nhóm lao

động nam (biểu diễn bằng đường liền nét) và nữ (biểu diễn bằng đường đứt quãng)

trong năm 2002 và 2012. Khi biểu diễn theo từng nhóm giới tính như vậy cũng cho

thấy một xu hướng dịch phải của hàm mật độ tiền lương của nam so với nữ.

Hình 3.9(a) biểu diễn hàm mật độ biến log- tiền lương của nhóm lao động nam và

nhóm lao động nữ trong cùng năm 2002. Hàm mật độ của biến log-tiền lương ở nam

giới có xu hướng dịch sang phải, cao hơn (rõ rệt) và hẹp hơn (không rõ rệt) so với

hàm mật độ của biến này ở nhóm lao động nữ. Đây là dấu hiệu cho thấy tiền lương

theo giờ của nam giới cao hơn và mức độ biến thiên tiền lương ít hơn so với nữ giới.

Hình 3.9(b) biểu diễn hàm mật độ biến log-tiền lương của nam giới và nữ giới

trong năm 2012. Sự khác biệt giữa hai hàm mật độ trong hình này cũng tương tự như

Hình 3.9(a), nghĩa là hàm mật độ biến log-tiền lương của nam giới cũng dịch phải,

cao hơn và hẹp hơn so với nữ giới. Điều này tiếp tục thể hiện xu hướng chênh lệch

tiền lương giữa nhóm lao động nam và lao động nữ, theo đó lao động nam nhận được

mức tiền lương cao hơn lao động nữ trong cả hai thời điểm nghiên cứu. Độ biến thiên

tiền lương giữa nhóm tiền lương cao với nhóm tiền lương thấp của nam cũng hẹp

hơn so với nữ.

75

Hình 3.9(c) biễu diễn hàm mật độ biến log-tiền lương của nam giới năm 2002 và

năm 2012 lên cùng một đồ thị. Việc biểu diễn này thể hiện được sự thay đổi của hàm

mật độ biến log-tiền lương nam giới theo thời gian. Hàm mật độ tiền lương thực tế

của nam giới năm 2012 dịch chuyển sang phải rõ rệt so với năm 2002, cho thấy một

sự gia tăng đáng kể về tiền lương theo giờ thực tế của nam giới theo thời gian.

Tương tự như nhóm lao động nam, Hình 3.9(d) cũng cho thấy một sự gia tăng

tiền lương thực tế theo giờ rõ rệt của nhóm lao động nữ theo thời gian, thể hiện qua

việc hàm mật độ biến log-tiền lương thực tế của nữ giới trong năm 2012 cũng dịch

chuyển sang phải rất nhiều so với năm 2002. Hơn nữa, hàm mật độ của năm 2012 ở

nhóm lao động nữ giới cao và hẹp hơn rất nhiều so với năm 2002, cho thấy mức

khoảng cách chênh lệch tiền lương giữa nhóm tiền lương cao và nhóm tiền lương

thấp ở nữ giới có xu hương thu hẹp lại ở nữ giới hơn là ở nam giới.

Xét hàm mật độ biến log-tiền lương thực tế ở từng nhóm lao động thành thị và

nông thôn trong hai năm 2002 và 2012


Khác với một sự dịch chuyển nhẹ giữa hàm mật độ tiền lương giữa nam và nữ,

Hình 3.10 cho thấy giữa hàm mật độ tiền lương ở thành thị và nông thôn có một sự

khác biệt rõ rệt. Hàm mật độ của biến log-tiền lương thực tế của nhóm lao động ở

khu vực nông thôn ở bên trái, hẹp và cao hơn rất nhiều so với nhóm lao động ở thành

thị ở cả hai năm 2002 (Hình 3.10(a) và năm 2012 (Hình 3.10(b)). Điều này cho thấy,

người lao động ở khu vực thành thị nhận được mức tiền lương thực tế theo giờ cao

hơn ở nông thôn trong cả hai thời điểm nghiên cứu. Đồng thời, sự biến tiền lương ở

nhóm lao động thành thị cũng cao hơn ở nông thôn ở cả hai năm 2002 và 2012, điều

này thể hiện qua hình dáng của đồ thị biểu diễn hàm mật độ biến log-tiền lương thực

tế ở thành thị luôn thấp và rộng hơn so với đồ thị này ở nông thôn.

Hình 3.10(c) và (d) cho thấy hàm mật độ biến log-tiền lương thực tế ở cả hai khu

vực thành thị và nông thôn đều dịch chuyển sang phải khi so sánh theo thời gian, thể

76

hiện sự gia tăng tiền lương thực tế ở cả hai khu vực theo thời gian. Hàm mật độ biến

log - tiền lương thực tế ở thành thị và nông thôn thay đổi cả về vị trí và hình dáng.

Về hình dáng, hàm mật độ tiền lương ở khu vực thành thị có xu hướng phân tán hơn

ở nông thôn (trong cả hai năm 2002 – Hình 3.10(a) và 2012 – Hình 3.10(b)); trong

khi đó, hàm mật độ tiền lương ở năm 2012 ít phân tán hơn so với năm 2002 (ở cả hai

khu vực: thành thị - Hình 3.10(c) và nông thôn – Hình 3.11(d))

Xét hàm mật độ biến log-tiền lương thực tế ở từng nhóm lao động theo giới

tính ở tùng khu vực thành thị và nông thôn trong hai năm 2002 và 2012

Hình 3.11 biểu diễn và so sánh hàm mật độ biến log-tiền lương thực tế theo giờ

trong các nhóm lao động: nam giới so với nữ ở thành thị, nam giới so với nữ ở nông

thôn trong từng năm nghiên cứu.


Khi biểu diễn hàm mật độ tiền lương của người lao động theo giới tính nam và nữ

ở từng khu vực thành thị - nông thôn ở hai thời điểm năm 2002 (Hình 3.11(a) và (b))

và 2012 (Hình 3.11(c) và (d)) đều cho thấy hàm mật độ tiền lương của người lao

động nam luôn ở bên phải so với lao động nữ. Hình ảnh này cho thấy tiền lương bình

quân của biến log- tiền lương của nam giới cao hơn nữ giới ở cả hai khu vực, đồng

thời sự chênh lệch tiền lương theo giới tính ở khu vực thành thị rõ rệt hơn ở nông

thôn. Điều này thể hiện qua việc dịch chuyển của hàm mật độ tiền lương ở thành thị

thì rõ nét và dễ nhận thấy hơn ở nông thôn; đặc biệt, những phân vị cuối của hàm

mật độ tiền lương của lao động nam và lao động nữ ở nông thôn ít có sự thay đổi.

Hàm mật độ không những thay đổi vị trí mà còn thay đổi hình dạng. Hàm mật độ

biến log-tiền lương của lao động nam cao và nhọn hơn so với lao động nữ.


Hình 3.12 thể hiện sự thay đổi của hàm mật độ tiền lương của từng nhóm lao

động theo thời gian. Ở tất cả các nhóm lao động được xét (nam giới ở nông thôn -

77

Hình 3.12(a), nam giới ở thành thị - Hình 3.12(b), nữ giới ở nông thôn - Hình

3.12(c), nữ giới ở thành thị - Hình 3.12(d)) đều cho thấy một sự thay đổi rõ rệt của

hàm mật độ tiền lương theo thời gian. Các hàm mật độ biểu diễn theo thời gian

không những thay đổi vị trí mà còn thay đổi về hình dạng, cho thấy một sự thay đổi

không phải chỉ về mức lương giữa hai nhóm mà còn độ chênh lệch tiền lương trong

cùng một nhóm lao động.


Chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn là chênh lệch tiền lương rõ nét

nhất khi xét chênh lệch tiền lương giữa các nhóm lao động, thể hiện trên Hình 3.13.

Sự thay đổi trong cả hình dáng và vị trí của hàm mật độ tiền lương của lao động

thành thị so với nông thôn xảy ra cả ở nam giới và nữ giới trong cả hai thời điểm

năm 2002 và 2012. Đồ thị hàm mật độ tiền lương của người lao động thành thị trong

Hình 3.13 luôn ở về phía bên phải của nông thôn, đặc biệt ở các phân vị cuối của

hàm mật độ tiền lương trong Hình 3.13(a), (b), (d). Điều này cho thấy khoảng cách

chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn ở những phân vị càng cao sẽ càng

rộng, ở những phân vị càng thấp sẽ càng hẹp.

Những sự thay đổi trong hàm mật độ biến log- tiền lương cung cấp thêm bằng

chứng thống kê cho thấy có sự chênh lệch tiền lương thực tế giữa lao động nam và

lao động nữ, giữa lao động thành thị và lao động ở nông thôn. Sự thay đổi về chênh

lệch tiền lương giữa các người lao động này không phải chỉ có ở giá trị trung bình

mà còn ở các phân vị của biến log-tiền lương thực tế được xét. Các bảng A8, A9 và

Bảng A10 ở phụ lục A thể hiện sự chênh lệch về giá trị trung bình và một số phân vị

của biến log - tiền lương thực tế theo giờ.

Bên cạnh đó, sự thay đổi về cả vị trí và hình dáng hàm mật độ tiền lương của

người lao động theo giới tính và khu vực thành thị nông thôn cho thấy việc lựa chọn

hồi quy phân vị là phù hợp để xây dựng hàm tiền lương ở Việt Nam. Dựa vào đồ thị

hàm mật độ biến log-tiền lương thực tế, có những nhóm lao động tiền lương phân

hóa rõ rệt ở những phân vị thấp hơn là ở những phân vị cao (như chênh lệch tiền

78

lương theo giới tính), nhưng cũng có những nhóm lao động phân hóa rõ rệt tiền

lương ở những phân vị cao (như chênh lệch tiền lương giữa thành thị với nông thôn).

Các phương pháp hồi quy chỉ xét trên giá trị trung bình không thể làm rõ được sự

thay đổi của hàm tiền lương trên từng phân vị cần nghiên cứu. Do vậy, phương pháp

hồi quy phân vị đặc biệt phù hợp với mục tiêu nghiên cứu của đề tài.

3.2. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU CỦA ĐỀ TÀI

3.2.1. Dạng hàm tiền lương

Với số liệu sử dụng là bộ điều tra mức sống dân cư VHLSS 2002 và 2012, tham

khảo các dạng hàm tiền lương Mincer của các nghiên cứu trước cùng với tính khả thi

của số liệu hiện có, đề tài sử dụng hàm tiền lương Mincer mở rộng với các biến độc

lập được liệt kê ở Bảng A1 của phụ lục A.

Biến phụ thuộc trong hàm tiền lương là biến log-tiền lương thực tế theo giờ

của người lao động. Tiền lương danh nghĩa theo giờ được tính bằng cách tính tổng

tiền lương trong năm của người lao động chia cho tổng số giờ làm việc tương ứng

của họ trong năm nghiên cứu. Việc lấy tiền lương theo giờ sẽ bỏ qua được sự khác

biệt tiền lương do tính chất công việc là toàn thời gian hay bán thời gian, cũng như

bỏ qua được các yếu tố tác động đến thời gian làm việc của người lao động như làm

việc nhà, nội trợ, chăm sóc con cái… Tiền lương danh nghĩa theo giờ được quy đổi

thành tiền lương thực tế bằng cách điều chỉnh hệ số trượt giá giữa năm 2002 với năm

2012 với năm gốc được lựa chọn là năm 2012. Cách tính toán biến phụ thuộc và điều

chỉnh trượt giá này rất thường gặp trong các chênh lệch tiền lương trên thế giới như

Kandil (2009). Sau khi điều chỉnh trượt giá, biến tiền lương thực tế được lấy logarit

nepe rồi đưa vào hồi quy.

Các biến giải thích được đưa vào hồi quy hàm tiền lương được chia thành ba

nhóm. Một nhóm biến bao gồm các biến liên quan đến năng suất lao động cá nhân,

một nhóm biến liên quan đến đặc điểm công việc và một nhóm bao gồm các biến

kiểm soát như yếu tố vùng, miền.

79

Nhóm các biến liên quan đến năng suất lao động cá nhân bao gồm:

- Kinh nghiệm tiềm năng (potential experience): được đo lường bằng cách lấy

tuổi trừ cho số năm đi học và trừ cho 6. Cách tính này được dùng trong các

nghiên cứu của Buchinsky(2001), Liu(2004). Tuy nhiên, cách tính này có thể

tiềm ẩn nguy cơ sai số trong đo lường (measurement errors) của biến kinh

nghiệm tiềm năng và dẫn đến nguy cơ nội sinh cho hàm hồi quy tiền lương

được xây dựng.

- Bằng cấp cao nhất của người lao động được sử dụng để thể hiện trình độ học

vấn của người lao động. Các nhóm bằng cấp được xét gồm: không có bằng

cấp, Tiểu học, Trung học cơ sở, Trung học phổ thông, Học nghề, Cao đẳng –

Đại học, Sau đại học. Đề tài sử dụng 6 biến giả về bằng cấp (TieuHoc, THCS,

THPT, HocNghe, CaoDang_DaiHoc, SauDaiHoc) để đưa vào hồi quy. Nhóm

lao động Không có bằng cấp được chọn làm nhóm cơ sở.

- Tình trạng hôn nhân: được thể hiện bằng một biến giả, nhận giá trị bằng 1

nếu người lao động đang có vợ hoặc chồng, và nhận giá trị bằng 0 nếu người

lao động sống độc thân (kể cả đã li dị hoặc góa vợ/chồng).

- Dân tộc: được thể hiện bằng một biến giả, nhận giá trị bằng 1 nếu người lao

động là người thuộc dân tộc Kinh – Hoa, nhận giá trị bằng 0 nếu người lao

động thuộc nhóm dân tộc các còn lại.

Nhóm các biến liên quan đến đặc điểm công việc bao gồm

- Ngành nghề: được chia thành các nhóm ngành nghề Chuyên môn kỹ thuật,

Dịch vụ - bán hàng, Lao động kỹ thuật, Lao động giản đơn, Quân đội – Lãnh

đạo và các ngành nghề còn lại. Nghề nghiệp cụ thể được xếp vào mỗi nhóm

được quy định trong bảng số liệu điều tra của VHLSS. Đề tài sử dụng 5 biến

giả để đưa các nhóm ngành nghề vào hồi quy.

- Loại hình kinh tế: gồm có Kinh tế nhà nước, Kinh tế tư nhân, Kinh tế có vốn

đầu tư nước ngoài và các loại hình kinh tế khác. Đề tài đưa vào 3 biến giả

80

NhaNuoc, TuNhan, CoVonDauTuNuocNgoai và các loại hình kinh tế khác

đóng vai trò lựa chọn cơ sở.

- Vùng miền: có 6 vùng miền được xét theo bộ số liệu VHLSS 2012, đó là: khu

vực đồng bằng sông Hồng, Trung du và miền núi phía Bắc, Bắc trung bộ và

duyên hải miền Trung, Tây Nguyên, Đông nam bộ, Đồng bằng sông Cửu

Long. Có 5 biến giả được đưa vào hồi quy và nhóm Trung du và miền núi phía

Bắc được chọn làm nhóm cơ sở.

Biến định lượng đưa vào mô hình gồm có Kinh nghiệm tiềm năng và kinh

nghiệm tiềm năng bình phương. Các biến độc lập định tính như trình độ học vấn, sức

khỏe, giới tính, tình trạng hôn nhân, nghề nghiệp, lĩnh vực hoạt động, loại hình kinh

tế, dân tộc, khu vực thành thị - nông thôn, vùng miền được đưa vào hàm hồi quy

dưới dạng biến giả.

3.2.2. Phương pháp ước lượng hàm tiền lương và phân rã chênh lệch tiền lương

3.2.2.1. Ước lượng hàm tiền lương bằng phương pháp hồi quy phân vị

Hàm tiền lương của đề tài được xây dựng theo dạng hàm tiền lương Mincer

mở rộng. Phương pháp ước lượng là phương pháp hồi quy phân vị có hiệu chỉnh đến

tính chệch do chọn mẫu bằng thủ tục do Buchinsky (1994) đề xuất và có tính đến

hiện tượng nội sinh do sai số trong đo lường đối với biến số năm kinh nghiệm tiềm

năng. Mặc dù hồi quy phân vị có thể ước lượng từ phân vị 0,01 đến phân vị 0,99 với

một bước nhảy bất kỳ, nhưng do hạn chế về thời gian và tốc độ xử lý của phần mềm,

đề tài chỉ thực hiện hồi quy ở những phân vị cơ bản 0,1 – 0,25 – 0,5 – 0,75 - 0,9. Kết

quả hồi quy tại những phân vị cơ bản này đủ làm cơ sở để đề tài đưa ra các phân tích

và kiến nghị.

Hàm hồi quy được đề tài sử dụng trong phân tích chênh lệch tiền lương là

1 2 3 4 5 6

6 5 3 5

1 1 1 1

lnTienLuong + + _

+ .i i i i i i i i i

i i i i

HonNhan GioiTinh ThanhThi KinhNghiem KinhNghiem sq

BangCap NganhNghe LoaiHinh VungMien u

Trong đó

81

- biến BangCapi ( 1,6i ) là các biến giả về bằng cấp, lần lượt nhận giá trị

bằng 1 ứng với các bằng cấp là Tiểu học, Trung học cơ sở, Trung học phổ

thông, Học nghề, Cao đẳng – Đại học, Sau đại học.

- Biến NganhNghei ( 1,5i ) là các biến giả về ngành nghề, lần lượt nhận giá trị

bằng 1 với các ngành nghề là Chuyên môn kỹ thuật, Dịch vụ - bán hàng, Lao

động kỹ thuật, Lao động giản đơn, Quân đội – Lãnh đạo.

- Biến LoaiHinhi ( 1,3i ) là các biến giả về loại hình doanh nghiệp, lần lượt

nhận giá trị bằng 1 với các loại hình doanh nghiệp là Kinh tế nhà nước, Kinh

tế tư nhân, Kinh tế có vốn đầu tư nước ngoài.

- Biến VungMieni ( 1,5i ) là các biến giả về vùng miền, lần lượt nhận giá trị

bằng 1 với các vùng miền là đồng bằng sông Hồng, Bắc trung bộ và duyên

hải miền Trung, Tây Nguyên, Đông nam bộ, Đồng bằng sông Cửu Long.

Các tên biến sử dụng trong hàm hồi quy được giải thích cụ thể ở phụ lục A của luận

án.

3.2.2.2. Hiệu chỉnh tính chệch do chọn mẫu

Mẫu số liệu của VHLSS 2002 có 69697 quan sát trong độ tuổi lao động trong

đó chỉ có 24948 quan sát có số liệu về tiền lương. Mẫu số liệu của VHLSS 2012 có

20217 quan sát trong đó chỉ có 7299 quan sát có thông tin về tiền lương. Theo

Heckman (1979) nếu chỉ xét đến những quan sát có số liệu về tiền lương mà bỏ qua

các quan sát còn lại thì ước lượng thu được có thể bị chệch do chọn mẫu. Do đó, đề

tài có xử lý tính chệch do chọn mẫu. Phương pháp xử lý tính chệch do chọn mẫu

được dựa trên phương pháp của Buchinsky (1998) đề xuất, là một phương pháp mở

rộng của Heckman cho trường hợp hồi quy phân vị.

- Bước 1, hồi quy hàm chỉ mục theo phương pháp của Ichimura (1983) và tính

ra nhân tố điều chỉnh tính chệch lambda

82

- Bước 2, đưa lambda vào hàm hồi quy phân vị cần ước lượng. Ở bước này,

Buchinsky (1998) đề xuất có thể đưa thành phần hiệu chỉnh tính chệch vào hồi

quy dưới dạng một chuỗi các đa thức dạng mũ của lambda. Tuy nhiên, trong

đề tài, lambda chỉ đưa vào dưới dạng bậc nhất vì số hạng bậc nhất này luôn có

ý nghĩa thống kê. Nếu đưa thêm dạng đa thức của lambda sẽ dẫn tới đa cộng

tuyến làm ảnh hưởng đến mô hình.

Lựa chọn phương pháp hồi quy hàm tiền lương

Những thông tin mô tả về biến phụ thuộc LnTienLuong trong Mục 3.1.3 cho

thấy rằng có sự dịch chuyển về vị trí cũng như quy mô của hàm phân phối biến

LnTienLuong. Bên cạnh đó, với kết quả kiểm định phương sai ở Bảng 3.1, sự hiện

diện của phương sai thay đổi trong bộ số liệu thu thập cho thấy rằng việc sử dụng

OLS sẽ làm cho ước lượng thu được không hiệu quả. Với ưu điểm chuyên xử lý

trong trường hợp có phương sai thay đổi, hồi quy phân vị được sử dụng là phù hợp

với mục tiêu nghiên cứu chênh lệch tiền lương của đề tài. Bên cạnh đó, do hiện

tượng nội sinh được xác định xảy ra với biến Kinh nghiệm tiềm năng trong hàm hồi

quy, đề tài sử dụng phương pháp hồi quy phân vị hai bước (2SQR) theo đề xuất của

Chevapatrakul et al. (2009). Trong bước một của 2SQR, biến nội sinh được hồi quy

theo các biến công cụ bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất; từ đó tính ra giá trị

ước lượng của biến nội sinh. Trong bước 2 của 2SQR, đề tài tiến hành hồi quy biến

phụ thuộc cần nghiên cứu theo các biến ước lượng được ở bước 1 và các biến độc lập

ngoại sinh khác. Tính vững và tiệm cận chuẩn của các ước lượng thu được bằng

2SQR đã được đề cập trong nghiên cứu của Powell (1996). Sai số chuẩn của hệ số

hồi quy trong 2SQR do Chevapatrakul et al. (2009) đề xuất được tính toán thông qua

kỹ thuật bootstrapping.

3.2.2.3. Phương pháp phân rã sự chênh lệch tiền lương

Đề tài sử dụng phương pháp phân rã sự chênh lệch tiền lương giữa hai nhóm

lao động theo phương pháp Machado - Mata (2005). Kết quả phân rã chênh lệch sẽ

cho thấy phần chênh lệch tiền lương gây ra do chênh lệch của các biến độc lập giữa

83

hai nhóm lao động và phần chênh lệch gây ra do chênh lệch về hệ số hồi quy. Phần

chênh lệch gây ra do khác biệt về hệ số hồi quy được xem như là sự khác biệt trong

chế độ đãi ngộ đối với người lao động và cũng được xem là thể hiện của vấn đề phân

biệt đối xử trong đãi ngộ đối với các nhóm lao động khác nhau.

85

CHƯƠNG 4

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.1. ÁP DỤNG PHƯƠNG PHÁP HỒI QUY PHÂN VỊ ĐỂ ƯỚC LƯỢNG

HÀM TIỀN LƯƠNG Ở VIỆT NAM

Đề tài sử dụng dạng mở rộng của hàm tiền lương Mincer với biến phụ thuộc là

log-tiền lương thực tế theo giờ của người lao động và các biến độc lập được mô tả ở

Bảng A 1 của phụ lục A. Phương pháp hồi quy phân vị được thực hiện có tính đến

việc hiệu chỉnh tính chệch do chọn mẫu và đồng thời xử lý hiện tượng nội sinh trên

mô hình. Các phân vị được lựa chọn để thực hiện hồi quy là 0,1 ; 0,25 ; 0,5 ; 0,75 và

0,9. Hồi quy được thực hiện trên từng nhóm đối tượng và so sánh với nhau để thấy

sự khác biệt về hàm tiền lượng giữa các nhóm đối tượng đó. Các nhóm đối tượng

được thực hiện hồi quy hàm tiền lương và so sánh với nhau gồm:

- Các so sánh hàm hồi quy tiền lương theo giới tính

o So sánh hàm hồi quy tiền lương của nhóm lao động nam với nhóm lao

động nữ (ở từng năm nghiên cứu)

o So sánh hàm hồi quy tiền lương của lao động nam ở thành thị với lao động

nữ ở thành thị. (ở từng năm nghiên cứu)

o So sánh hàm hồi quy tiền lương của lao động nam ở nông thôn với lao

động nữ ở nông thôn. (ở từng năm nghiên cứu)

o So sánh hồi quy tiền lương lao động nam trong năm 2002 với năm 2012

o So sánh hồi quy tiền lương lao động nữ trong năm 2002 với năm 2012

- Các so sánh hàm hồi quy tiền lương theo khu vực thành thị - nông thôn

86

o So sánh hàm hồi quy tiền lương của nhóm lao động thành thị với nhóm lao

động nông thôn (ở từng năm nghiên cứu)


động nông thôn ở nhóm lao động nam (ở từng năm nghiên cứu)


động nông thôn ở nhóm lao động nữ (ở từng năm nghiên cứu)

Có rất nhiều các yếu tố tác động được đưa vào làm biến độc lập trong hàm hồi

quy nhưng đề tài chú trọng phân tích yếu tố trình độ học vấn của người lao động, thể

hiện qua các biến giả về bằng cấp trong Bảng A1. Bằng cấp của người lao động là

một yếu tố quan trọng thể hiện năng lực lao động, có tác động rất lớn đến mức tiền

lương mà họ nhận được. Các nghiên cứu về xây dựng hàm tiền lương luôn đưa yếu

tố bằng cấp vào như các biến chính của mô hình.

Một lưu ý quan trọng là khi phân tích tác động của một biến độc lập đến biến

phụ thuộc trong một hàm hồi quy thì luôn có giả định các yếu tố khác không đổi

(ceteris parius). Do vậy, để tránh phải lặp lại cụm từ này quá nhiều, các phân tích mà

đề tài thực hiện trong các mục 4.1.1 và mục 4.1.2 sau đây được đưa ra luôn kèm với

giả định “các yếu tố khác không đổi”.

4.1.1. Hồi quy và so sánh hàm hồi quy phân vị hàm tiền lương của nhóm lao động

nam và nhóm lao động nữ

4.1.1.1. Hồi quy và so sánh hệ số hồi quy theo bằng cấp ở nhóm lao động nam và

nhóm lao động nữ trong năm 2002

Kết quả hồi quy hàm tiền lương của nhóm lao động nam và nhóm lao động nữ

trong năm 2002 được thể hiện ở Bảng B1 của phụ lục B. Kết quả hồi quy bằng

phương pháp bình phương nhỏ nhất 2 bước (2SLS) và phương pháp hồi quy phân vị

2 bước (2SQR) được thể hiện song song trong cùng một bảng kết quả để cho thấy ưu

điểm của hồi quy phân vị. Hồi quy phân vị cho thấy được tác động của các biến độc

đến biến phụ thuộc cần nghiên cứu. Trong khi đó, các phương pháp hồi quy với giá

87

trị trung bình thông thường chỉ cho thấy tác động này ở giá trị trung bình của biến

phụ thuộc.

Xem hình 4. 1 - PHỤ LỤC E

Dựa trên kết quả hồi quy của hàm tiền lương nam giới ở Bảng B 1, Hình 4.1

biểu diễn hệ số hồi quy của các biến giả bằng cấp lên đồ thị. Hệ số hồi quy của các

biến giả bằng cấp có thể được xem như là sự thể hiện của mức độ đãi ngộ tương ứng

với bằng cấp cao nhất mà của người lao động. Hệ số hồi quy càng lớn thì mức độ đãi

ngộ họ nhận được càng cao. Kết quả cho thấy rằng, ở nhóm lao động nam giới trong

năm 2002, bằng cấp càng cao thì mức tiền lương người lao động nhận được càng

lớn. Điều này được thể hiện qua việc biến giả ứng với bằng cấp càng cao thì hệ số

hồi quy càng lớn. Sự chênh lệch đãi ngộ giữa các bằng cấp thể hiện rõ nét ở các phân

vị thấp, giảm dần tương ứng ở các phân vị cao và chênh lệch là thấp nhất ở nhóm

phân vị 0,9. Đối với nhóm lao động có bằng cấp cao nhất là Tiểu học hay Trung học

cơ sở, ở những phân vị cuối của biến log-tiền lương thực tế, sự chênh lệch về hệ số

hồi quy gần như rất ít, thậm chí đảo chiều. Do đó, có thể thấy rằng, ở phân vị tiền

lương thấp, yếu tố bằng cấp tác động mạnh đến tiền lương hơn ở những phân vị tiền

lương cao.

Trong năm 2002 hệ số hồi quy ứng với các biến giả bằng cấp Cao đẳng – Đại

học và Bằng nghề, càng nhỏ khi xét phân vị càng cao. Đối với các biến giả ứng với

các nhóm bằng cấp Tiểu học, Trung học cơ sở, Phổ thông trung học, hệ số hồi quy

không có sự khác biệt rõ nét ở hệ số hồi quy giữa các phân vị. Một đặc điểm khác

được ghi nhận từ Hình 4.1, đó là hệ số hồi quy của biến giả ứng với bằng cấp Cao

đẳng – Đại học cao và tách biệt so với hệ số hồi quy của biến giả ứng với các nhóm

bằng cấp khác; cho thấy bằng cấp Cao đẳng – Đại học có tác động rất lớn đến tiền

lương của nhóm lao động nam năm 2002.

Xem hình 4.2 - PHỤ LỤC E

88

Tương tự như kết quả hồi quy ở nhóm lao động nam giới trong năm 2002, kết quả

hồi quy hàm tiền lương ở nhóm lao động nữ giới trong năm 2002 cũng cho thấy

bằng cấp càng cao thì tiền lương người lao động nhận được cũng càng cao. Điều

này cũng được thể hiện khi biểu diễn hệ số hồi quy của các biến giả bằng cấp lên

cùng một đồ thị trong Hình 4.2. Đối với lao động nữ trong năm 2002, sự thay đổi về

hệ số hồi quy của từng biến giả ở khi thay đổi phân vị là khác nhau ở từng nhóm

bằng cấp khác nhau; nhưng tất cả đều có cùng xu hướng là ở những phân vị tiền

lương càng thấp thì tác động của bằng cấp đến tiền lương càng lớn trong khi ở những

phân vị càng cao thì tác động của bằng cấp đến tiền lương càng nhỏ. Ở những phân

vị thấp, chênh lệch tiền lương cao và rõ rệt cho từng loại bằng cấp, trong khi ở những

phân vị cao, chênh lệch thấp dần và ít rõ rệt hơn ở một số nhóm bằng cấp như Tiểu

học – Trung học cơ sở, Trung học phổ thông – Học nghề. Ngoài ra, hệ số hồi quy của

biến giả ứng với bằng cấp Cao đẳng – Đại học khá lớn so với các biến giả ứng với

các bằng cấp còn lại, cũng cho thấy ở nhóm lao động nữ năm 2002, bằng cấp Cao

đằng – Đại học có tác động rất lớn đến tiền lương của người lao động.

Kết quả chung khi hồi quy tiền lương ở nhóm lao động nam và nữ trong năm

2002 đều cho thấy bằng cấp thực sự tác động đến tiền lương ở tất cả các phân vị

được hồi quy. Bằng cấp càng cao thì tiền lương nhận được càng lớn. Chênh lệch tiền

lương giữa các bằng cấp là cao và rõ rệt ở những phân vị thấp. Xu hướng chung là

chênh lệch này cao ở những phân vị thấp, giảm dần khi xét những phân vị cao và ở

một số nhóm bằng cấp (như Tiểu học – Trung học cơ sở) thì chênh lệch khi xét ở

phân vị cao là không còn rõ nét.

Bên cạnh đó, để thấy được sự khác nhau trong việc đãi ngộ theo bằng cấp ở nhóm

lao động nam và lao động nữ, đề tài lần lượt so sánh hệ số hồi quy của từng biến giả

bằng cấp ở nhóm lao động nam và nữ bằng cách biểu diễn các hệ số này lên cùng

một đồ thị, như trong các hình từ Hình 4.3 đến Hình 4.8.


89

Hình 4.3 thể hiện hệ số hồi quy của biến giả Tiểu học của hàm hồi quy tiền

lương nhóm lao động nam giới và nữ giới lên đồ thị. Đường thẳng nằm ngang là hệ

số hồi quy của biến giả Tiểu học thu được bằng phương pháp hồi quy 2SLS. Do hệ

số 2SLS chỉ thể hiện mức chênh lệch trung bình nên giá trị là không thay đổi khi xét

trên các phân vị.

Kết quả hồi quy theo 2SLS của biến giả Tiểu học ở hàm hồi quy ở nam và nữ,

cụ thể hệ số là 0,0847 ở lao động nam và 0,0853 ở lao động nữ; cho biết chênh lệch

tiền lương trung bình trong năm 2002 giữa nhóm lao động có bằng cấp cao nhất là

bằng tiểu học và nhóm lao động không có bằng cấp chỉ ở khoảng 0,08%.

Hệ số của biến giả Tiểu học của hồi quy phân vị cho thấy chênh lệch tiền

lương giữa nhóm lao động có bằng cấp tiểu học với nhóm không có bằng cấp là khác

nhau ở những phân vị khác nhau. Xu hướng thay đổi của hệ số này ở lao động nam

và nữ khá tương đồng: thấp nhất ở phân vị 0,1 ; cao nhất ở phân vị 0,9 và không thay

đổi nhiều ở những phân vị giữa từ 0,25 đến 0,75. Ở phân vị 0,1, hệ số này ở nam cao

hơn nữ, nhưng ở tất cả các phân vị cao hơn còn lại, hệ số hồi quy biến giả bằng cấp

Tiểu học của nữ lại cao hơn nam.


Hình 4.4 biểu diễn hệ số hồi quy biến giả Trung học cơ sở của nhóm lao động

nam so sánh với hệ số này của nhóm lao động nữ. Xu hướng của các đường hồi quy

phân vị ở lao động nam và nữ khá tương đồng. Hình 4.4 cho thấy hệ số này thấp ở

những phân vị đầu (phân vị 0,1) và phân vị cuối (phân vị 0,9) của biến log-tiền

lương; hệ số này cao nhất ở phân vị 0,25 và thấp dần ở những phân vị tiếp theo.


Tương tự, Hình 4.5 thể hiện hệ số hồi quy của biến giả Trung học phổ thông ở

lao động nam và nữ trong năm 2002. Xu hướng thay đổi của hệ số này theo phân vị

rất khác nhau ở nam và nữ. Sự khác nhau trong hệ số hồi quy biến giả này ở nhóm

90

lao động nam và nữ rất rõ rệt ở những phân vị giữa nhưng ít rõ nét ở những phân vị

đầu (0,1) và cuối (0,9).


Đối với biến giả ứng với bằng nghề, nhìn chung hệ số hồi quy của biến này ở

lao động nam và nữ trong năm 2002 giảm dần khi xét phân vị tăng dần. Xu hướng

giảm theo phân vị của lao động nữ rõ rệt hơn ở lao động nam như trên Hình 4.6.


Hình 4.7 cho thấy xu hướng giảm rõ rệt theo phân vị của hệ số hồi quy của

biến giả bằng cấp Cao đẳng – Đại học ở cả hai nhóm lao động nam và nữ trong năm

2002. Ở nhóm lao động nam giới, phân vị càng cao thì hệ số hồi quy của biến giả

Cao đẳng – Đại học càng giảm rõ rệt; trong khi ở nhóm lao động nữ, có một sự tăng

nhẹ hệ số hồi quy khi dịch chuyển từ phân vị 0,1 sang phân vì 0,25 và chuyển từ

phân vị 0,75 sang phân vị 0,9; và có một sự giảm mạnh khi chuyển từ phân vị 0,25

sang phân vị 0,5 và chuyển từ phân vị 0,5 sang phân vị 0,75.

Kết quả so sánh hệ số hồi quy của các biến giả bằng cấp giữa nhóm lao động

nam và nữ cho thấy bằng cấp càng cao thì mức tiền lương người lao động được nhận

càng lớn. Bên cạnh đó, ở nhóm những bằng cấp cao hơn (như học nghề, Cao đẳng –

Đại học), phân vị càng cao thì hệ số hồi quy càng giảm, trong khi ở những nhóm

bằng cấp thấp hơn (Tiểu học, Trung học cơ sở, Trung học phổ thông), sự biến đổi

theo phân vị không có xu hướng rõ ràng. Một kết luận quan trọng khác có thể rút ra

khi so sánh hệ số hồi quy ở nhóm lao động nam và nữ, đó là, ở những nhóm bằng

cấp thấp hơn, xét trong năm 2002, hệ số hồi quy của nhóm lao động nữ cao hơn

nhóm lao động nam; ngược lại, ở nhóm bằng cấp cao, hệ số hồi quy của nhóm lao

động nam lại có xu hướng cao hơn hệ số này ở nhóm lao động nữ. Điều này cho thấy

rằng, ở những bằng cấp thấp hơn (Tiểu học, Trung học cơ sở, Trung học phổ thông),

sự chênh lệch tiền lương giữa các nhóm lao động có các bằng cấp này với nhóm cơ

sở (Không có bằng cấp) ở lao động nữ là cao hơn lao động nam. Và ngược lại, khi

91

xét những bằng cấp cao hơn (Học nghề, Cao đẳng – Đại học), sự chênh lệch tiền

lương của người lao động có các bằng cấp này so với nhóm cơ sở ở lao động nam lại

cao hơn lao động nữ.

4.1.1.2. Hồi quy và so sánh hệ số hồi quy theo bằng cấp ở nhóm lao động nam và

nhóm lao động nữ trong năm 2012

Sau khi ước lượng và so sánh hàm hồi quy biến log-tiền lương thực tế của

nhóm lao động nam và nữ trong năm 2002 với nhau, đề tài tiến hành ước lượng và so

sánh hàm hồi quy bến log-tiền lương thực tế theo từng nhóm giới tính trong năm

2012 để rút ra những nhận xét cho vấn đề tiền lương theo bằng cấp cho năm 2002.

Sau đó, đề tài so sánh kết quả hồi quy tiền lương thu được trong năm 2002 và 2012

với nhau để tìm ra những đặc điểm không đổi theo thời gian của việc đãi ngộ theo

bằng cấp, cũng như để tìm sự thay đổi của hàm hồi quy tiền lương của lao động nam

và lao động nữ theo thời gian.


Hình 4.8 biểu diễn hệ số hồi quy của các biến giả theo bằng cấp của nhóm lao

động nam trong năm 2012. Những kết quả hồi quy cụ thể được liệt kê trong Bảng B 1

của phụ lục B. Dựa vào đồ thị, có thể nhận thấy rằng, ở nhóm lao động nam trong

năm 2012, bằng cấp càng cao thì mức lương người lao động nhận được cũng càng

cao. Đặc điểm này đã được thể hiện trong nhóm lao động nam ở năm 2002 và tiếp

tục tồn tại trong năm 2002. Hệ số hồi quy ở những phân vị khác nhau thì khác nhau,

nhưng sự biến đổi qua từng phân vị rất khác so với năm 2002. Trong năm 2002, ở

những phân vị càng thấp thì chênh lệch về hệ số hồi quy giữa các loại bằng cấp càng

cao, ở những phân vị càng cao thì chênh lệch về hệ số hồi quy giữa các loại bằng cấp

càng thấp. Xu hướng diễn ra hoàn toàn ngược lại trong năm 2012. Với số liệu năm

2012, ở những phân vị thấp, chênh lệch giữa các hệ số hồi quy của các biến giả về

bằng cấp càng thấp và ở những phân vị cao, chênh lệch giữa các hệ số hồi quy của

biến giả về bằng cấp càng cao. Nhìn chung, trong năm 2012, ở những nhóm bằng

cấp cao hơn (Cao đẳng – Đại học, Học nghề), hệ số hồi quy ở những phân vị đuôi

92

(0,1 và 0,9) cao hơn hệ số hồi quy ở những phân vị giữa. Trong khi đó, ở những biến

giả ứng với các bằng cấp thấp hơn (Tiểu học, Trung học cơ sở, Trung học phổ

thông), giá trị hệ số hồi quy càng giảm khi xét những phân vị càng cao. Điều này có

nghĩa là, ở phân vị càng cao ở của biến log-tiền lương thực tế nam giới trong năm

2012, tác động của những bằng cấp này (Tiểu học, Trung học cơ sở, Trung học phổ

thông) đến tiền lương càng giảm dần.


Kết quả hệ số hồi quy của các biến giả về bằng cấp đối với biến phụ thuộc log-

tiền lương thực tế ở nữ giới năm 2012 được biểu diễn trên Hình 4.9. Kết quả cũng

cho thấy xu hướng chung tương tự như các kết quả phân tích trước đó trên nhóm lao

động nam giới và các kết quả năm 2002, đó là, ở nhóm lao động nữ trong năm 2002,

bằng cấp càng cao thì mức tiền lương người lao động nhận được càng cao. Bên cạnh

đó, hệ số của biến giả bằng cấp cao hơn hẳn hệ số hồi quy của các biến giả bằng cấp

còn lại, cho thấy bằng cấp Cao đằng – Đại học tác động rất lớn đến tiền lương của

người lao động. Tuy nhiên, sự biến đổi trên các phân vị của hệ số hồi quy của các

biến giả bằng cấp lại không giống nhau. Ở số liệu của nhóm lao động nữ năm 2012,

không có một chiều hướng biến đổi chung cho hệ số hồi quy của bằng cấp trên từng

phân vị mà mỗi bằng cấp khác nhau lại có hình mẫu biến đổi khác nhau.

Hình 4.8 và Hình 4.9 thể hiện tác động chung của bằng cấp đến tiền lương của

nữ giới và nam giới. Trong khi đó, từ Hình 4.10 đến Hình 4.15, các hệ số hồi quy của

các biến giả tương ứng về bằng cấp của hai nhóm lao động này được thể hiện trên

cùng một đồ thị để so sánh và rút ra sự giống – khác nhau trong tác động của bằng

cấp đến tiền lương nam giới và nữ giới trong năm 2012.


Hình 4.10 cho thấy sự khác nhau của hệ số hồi quy biến giả bằng cấp Tiểu học

trong năm 2012 giữa lao động nam và nữ trong năm 2012. Ở nhóm lao động nam

trong, ở những phân vị càng cao thì hệ số hồi quy của biến giả Tiểu học càng thấp.

93

Trong khi ở nhóm lao động nữ, hệ số hồi quy biến giả ứng với bằng cấp Tiểu học

thấp ở những phân vị đuôi (0,1; 0,9) và cao ở những phân vị giữa (0,25; 0,5; 0,9), có

hình dạng của một chữ U ngược. Mặc dù xu hướng thay đổi hệ số hồi quy theo phân

vị là khác nhau ở lao động nam và lao động nữ, nhưng có thể thấy rằng hệ số hồi quy

của biến giả ứng với bằng cấp Tiểu học ở lao động nữ cao hơn lao động nam gần

như ở tất cả các phân vị (trừ phân vị 0,1).


Đối với biến giả Trung học cơ sở, hệ số hồi quy ở nhóm lao động nam trong

năm 2012 cũng cao ở những phân vị thấp và thấp hơn ở phân vị cao; trong khi ở

nhóm lao động nữ thì hệ số hồi quy của biến giả này thấp ở những phân vị đuôi và

cao ở những phân vị giữa. Kết quả so sánh trên Hình 4.11 cũng cho thầy rằng hệ số

hồi quy của biến giả ứng với bằng cấp Trung học cơ sở ở lao động nữ cao hơn lao

động nam gần như ở tất cả các phân vị (trừ phân vị 0,1).


Hình 4.12 cung cấp thêm một bằng chứng thống kê cho thấy sự khác nhau về

tác động của bằng cấp đến tiền lương là khác nhau giữa lao động nam và lao động

nữ. Ở nhóm lao động nam, khi xét phân vị tăng từ 0,1 đến 0,75 thì hệ số hồi quy của

biến giả Trung học phổ thông giảm tương ứng từ 0,233 (phân vị 0,1) xuống 0,199

(phân vị 0,25); tiếp tục giảm đến 0,172 (phân vị 0,5) và chỉ còn 0,148 (phân vị 0,75);

sau đó tăng lên đến 0,203 ở phân vị cuối (phân vị 0,9). Và kết quả cũng cho thấy hệ

số hồi quy của biến giả ứng với bằng cấp Trung học phổ thông ở lao động nữ cao

hơn lao động nam gần như ở tất cả các phân vị (trừ phân vị 0,1). Kết quả này cũng

tương tự như trường hợp các biến giả Tiểu học và Trung học cơ sở đã xét trước đó.


Hình 4.13 biểu diễn hệ số hồi quy biến giả Học nghề của hàm hồi quy tiền

lương năm 2012 ở nhóm lao động nam và lao động nữ. Có thể nhận thấy rằng hai xu

hướng thay đổi hệ số hồi quy theo phân vị là trái ngược nhau ở hai giới. Thay đổi của

94

hệ số hồi quy biến Học nghề theo phân vị ở lao động nam có dạng chữ U; trong khi ở

lao động nữ, đường biểu diễn này có dạng chữ U ngược.


Hệ số hồi quy của biến giả Cao đẳng – Đại học của hàm hồi quy tiền lương ở

nam giới và nữ giới trong năm 2012 biến động khá tương đồng ở nhóm phân vị giữa

nhưng khác nhau ở các phân vị đầu và cuối. Trong hình 4.14, ở nhóm lao động nam,

hệ số này giảm dần ở phân vị đầu và tăng nhiều ở phân vị cuối. Trong khi ở nhóm

lao động nữ, hệ số này lại tăng nhanh ở phân vị đầu và tăng chậm ở phân vị cuối.

Nhìn chung, hệ số hồi quy của biến giả Cao đẳng – đại học của hàm hồi quy tiền

lương ở nam giới trong năm 2012 cao hơn hệ số này ở nữ giới trên tất cả phân vị.


Hình 4.15 biểu diễn hệ số hồi quy của biến giả Sau đại học ở hàm hồi quy tiền

lương của lao động nam và nữ. Có thể thấy rằng sự đãi ngộ mà người lao động nam

và lao động nữ nhận được khi cùng có bằng cấp Sau đại học nhận được là rất khác

nhau. Ở nhóm lao động nam, hệ số hồi quy ở những phân vị thấp ở những phân vị

thấp và tăng lên rõ rệt ở những phân vị cao. Ở nhóm lao động những thì ngược lại, hệ

số hồi quy cao ở những phân vị thấp, thấp ở những phân vị cao. Trên tất cả các phân

vị, có thể nhận thấy rằng hệ số hồi quy của biến giả Sau đại học ở lao động nam thì

cao hơn ở lao động nữ, đặc biệt là ở những phân vị đuôi.

Nói tóm lại, khi so sánh hệ số hồi quy của các biến giả về bằng cấp hàm hồi

quy tiền lương giữa lao động nam và lao động nữ, có thể rút ra một số nhận xét như

sau

- Một là, trong năm 2012, khi bằng cấp càng cao thì mức tiền lương người lao

động nhận được càng nhiều. Điều này đã được ghi nhận khi phân tích số liệu

năm 2002 và tiếp tục được ghi nhận trong năm 2012.

- Hai là, với số liệu năm 2012, ở những nhóm bằng cấp không cao (Tiểu học,

Trung học cơ sở, Trung học phổ thông), hệ số hồi quy của lao động nữ cao

95

hơn lao động nam. Nhưng ở những nhóm bằng cấp cao (Cao đẳng – Đại học,

Sau đại học), hệ số hồi quy của lao động nam lại cao hơn so với lao động nữ

- Với biến giả Cao đẳng – Đại học, Sau đại học; hệ số hồi quy cao hơn rất

nhiều so với các biến giả ứng với các nhóm bằng cấp còn lại. Cho thấy, dù

bằng cấp tăng thì tiền lương nhận được tăng, nhưng khi đạt được bằng cấp

Cao đẳng – Đại học hoặc Sau đại học thì tiền lương người lao động nhận

được tăng lên rất nhiều so với việc đạt được các bằng cấp khác.

- Bốn là, sự chênh lệch tiền lương giữa những phân vị cuối ở nhóm lao động

nam giới năm 2012 thì cao và rõ nét hơn so với những phân vị thấp. Điều này

ngược lại với năm 2002, khi mà sự phân hóa tiền lương giữa các nhóm bằng

cấp thì rõ nét ở những phân vị đầu và ít rõ rệt ở những phân vị cuối.

4.1.1.3. So sánh hệ số hồi quy theo bằng cấp ở nhóm lao động nam giữa năm

2002 và năm 2012

Bên cạnh việc so sánh hệ số hồi quy của các biến giả bằng cấp giữa lao động

nam và lao động nữ với nhau để thấy được sự khác nhau về đãi ngộ theo bằng cấp ở

lao động nam và lao động nữ, đề tài còn so sánh hệ số hồi quy của từng nhóm lao

động ở năm 2002 với năm 2012 để thấy được sự thay đổi của việc đãi ngộ này theo

thời gian. Kết quả hồi quy cụ thể của năm 2002 và 2012 của lao động nam và lao

động nữ được thể hiện đầy đủ trong Bảng B 1 và Bảng B 2 của phụ lục B. Tuy nhiên,

để việc so sánh được dễ dàng, đề tài hiển thị hệ số hồi quy theo từng loại bằng cấp

của năm 2002 và 2012 lên cùng một đồ thị trong hình từ Hình 4.16 cho đến Hình

4.21.


Hình 4.16 so sánh hệ số hồi quy của biến giả Tiểu học ở nhóm lao động nam

giới trong năm 2002 và năm 2012. Trong năm 2002, hệ số hồi quy này thấp ở những

phân vị đầu (0,1), gần như bằng nhau ở những phân vị giữa (0,25 – 0,5 - 0,75) và cao

nhất ở những phân vị cuối. Trong năm 2012, hệ số hồi quy này cao ở những phân vị

96

đầu (0,1), ít thay đổi ở những phân vị tiếp theo (0,25 – 0,5), giảm rõ rệt ở phân vị gần

cuối (0,75) và tăng nhẹ ở phân vị cuối cùng được xét (0,9).


Khi so sánh hệ số hồi quy của biến giả Trung học cơ sở ở nhóm lao động nam

giữa năm 2002 và 2012 trên Hình 4.17, có thể thấy rằng khi xét trên từng phân vị

khác nhau, hệ số hồi quy của biến giả này thay đổi cũng rất khác nhau. Ở năm 2002,

hệ số hồi quy tăng nhẹ từ phân vị 0,1 đến phân vị 0,25 nhưng sau đó giảm dần từ

phân vị 0,25 cho đến phân vị cuối cùng. Trong khi đó, ở năm 2012, hệ số hồi quy

này giảm nhanh từ phân vị 0,1. đến phân vị 0,75; sau đó tăng nhẹ ở phân vị cuối

(0,9). Hệ số hồi quy của biến giả Trung học cơ sở của năm 2002 cao hơn năm 2012 ở

những phân vị đầu (0,1 – 0,25) ; trong khi hệ số hồi quy này của năm 2012 cao hơn

năm 2002 ở những phân vị sau (0,5 – 0,75 – 0,9).


Hình 4.18 cho thấy sự khác nhau về hệ số hồi quy của biến giả Trung học phổ

thông ở nhóm lao động nam giới ở năm 2002 với năm 2012. Xu hướng thay đổi theo

từng phân vị giữa 2 thời điểm này khá ngược nhau ở phân vị đầu (0,1 -0,25) và phân

vị gần cuối (0,5 – 0,75) nhưng giống nhau ở phân vị cuối (0,9). Điều rõ nét nhất có

thể thấy được trong Hình 4.18 là hệ số hồi quy của biến giả Trung học phổ thông ở

năm 2002 luôn cao hơn năm 2012 ở tất cả các phân vị.


Hình 4.19 cung cấp thêm một bằng chứng thống kê cho thấy hệ số hồi quy của

biến giả bằng cấp của nhóm lao động nam năm 2002 cao hơn năm 2012. Hệ số hồi

quy của biến giả Học nghề năm 2002 cao nhất ở phân vị 0,1, giảm dần qua các phân

vị giữa và thấp nhất ở phân vị cuối (0,9). Trong khi đó, hệ số hồi quy năm 2012 giảm

97

nhẹ ở những phân vị đầu (0,1 – 0,25); tăng nhẹ ở những phân vị giữa (0,25 – 0,5 -

0,75) và tăng nhanh ở phân vị cuối (0,9).


Diễn tiến qua các phân vị của hệ số hồi quy biến giả Cao đẳng – Đại học

trong Hình 4.20 rất giống với biến giả Học nghề trong Hình 4.19. Điểm khác nhau đó

là giá trị hệ số hồi quy của biến giả Cao đẳng – Đại học cao hơn rất nhiều so với biến

giả Học nghề. Nhìn chung là hệ số hồi quy của biến giả Cao đẳng - Đại học trong

năm 2002 cao hơn năm 2012 ở hầu hết các phân vị (trừ phân vị 0,9)


Hệ số hồi quy của biến giả Sau đại học trong năm 2012 (xem Hình 4.21) tăng

rõ rệt ở những phân vị cuối (từ 0,925 ở phân vị 0,5 lên đến 1,193 ở phân vị 0,9);

nhưng xu hướng tăng – giảm không rõ ràng ở những phân vị đầu được xét, cụ thể là

tăng từ 0,934 (ở phân vị 0,1) lên 0,969 (ở phân vị 0,25); rồi lại giảm xuống 0,925 (ở

phân vị 0,5). Số liệu của mẫu năm 2002 không đủ để đưa biến giả Sau đại học vào

hàm hồi quy nên không có cơ sở để so sánh hệ số hồi quy biến giả này giữa 2002 và

2012.

Sau khi tiến hành so sánh hệ số hồi quy ứng với các biến giả bằng cấp của

nhóm lao động nam trong năm 2002 với năm 2012, đề tài rút ra những đặc điểm nổi

bật sau đây:

Thứ nhất, giá trị hệ số hồi quy của các biến giả bằng cấp trong năm 2002 hầu

như cao hơn giá trị hệ hệ số hồi quy tương ứng trong năm 2012. Điều này không có

nghĩa là tiền lương của người lao động có bằng cấp ở năm 2002 cao hơn những

người lao động có bằng cấp tương ứng trong năm 2012. Chỉ có thể kết luận rằng,

chênh lệch hệ số hồi quy của nhóm bằng cấp được xét với nhóm bằng cấp cơ sở

trong năm 2002 là cao hơn năm 2012, hàm ý rằng sự chênh lệch tiền lương giữa các

bằng cấp của người lao động nam trong năm 2002 cao hơn năm 2012. Có thể hình

98

dung rằng việc trả lương the bằng cấp như những nấc thang, mỗi loại biến cố tăng

dần đánh dấu những nấc thang tăng dần, khoảng cách giữa các nấc thang trong năm

2002 xa hơn trong năm 2012 nhưng độ cao thực sự từng nấc thì trong năm 2012 lại

cao hơn năm 2002. Điều này có thể thấy trong bảng thống kê mô tả tiền lương theo

phân vị ở Bảng A.9 của phụ lục A.

Thứ hai, khi xét bằng cấp Cao đẳng - Đại học và Sau đại học, hệ số hồi quy

của nhóm lao động nam năm 2002 giảm dần theo phân vị. Trong khi đó hệ số hồi

quy của nhóm lao động nam năm 2012 thường tăng cao ở những phân vị cuối và biến

đổi không rõ rệt ở những phân vị đầu.

4.1.1.4. So sánh hệ số hồi quy theo bằng cấp ở nhóm lao động nữ giữa năm 2002

và năm 2012

Các phân tích ở Mục 4.1.1.3 cho thấy sự thay đổi của hệ số hồi quy các biến

giả bằng cấp của nhóm lao động nam. Để tìm ra sự thay đổi của hệ số hồi quy trên

nhóm lao động nữ theo thời gian, đề tài cũng tiến hành so sánh các kết quả hồi quy

phân vị của các biến giả bằng cấp ở lao động nữ năm 2002 và 2012; và từ đó rút ra

các kết luận tương ứng ở nhóm lao động này.


Hình 4.22 thể hiện hệ số hồi quy của biến giả Tiểu học của nhóm lao động nữ

trong năm 2002 và 2012. Năm 2002, hệ số hồi quy biến giả Tiểu học tăng ở những

phân vị đầu (0,1 – 0,25) và phân vị đuôi (0,75 – 0,9) nhưng xu hướng biến động

không rõ ràng ở những phân vị giữa (0,25 – 0,5 – 0,75). Trong khi đó, hình dáng biến

đổi theo phân vị của năm 2012 có dạng chữ U ngược, tăng ở những phân vị đầu (0,1

-0,25 – 0,5) và giảm ở những phân vị cuối (0,5 – 0,75 – 0,9). Hệ số hồi quy của biến

giả Tiểu học của lao động nữ năm 2012 cao hơn hệ số này năm 2002 ở hầu hết các

phân vị (trừ phân vị 0,9).


99

Hình 4.23 thể hiện hệ số hồi quy của biến giả Trung học cơ sở của

nhóm lao động nữ trong năm 2002 và năm 2012. Có thể thấy rằng có sự

khác biệt rõ rệt về giá trị hệ số hồi quy ở phân vị 0,1 giữa hai năm; nhưng

hình dáng đường biểu diễn sự thay đổi khá giống nhau. Cụ thể là hệ số này

tăng ở những phân vị đầu (0,1 – 0,25) nhưng giảm ở những phân vị sau (0,25

– 0,5 – 0,75 – 0,9). Hình 4.23 còn cho thấy rằng hệ số hồi quy biến giả

Trung học cơ sở năm 2012 cao hơn hệ số nay ở năm 2002 ở hầu hết các

phân vị (trừ phân vị 0,25).


Khác với các bằng cấp trước, hệ số hồi quy của biến giả Trung học phổ thông

trong năm 2002 cao hơn năm 2012 rõ rệt ở những phân vị đầu (0,1 – 0,25 - 0,5); sự

chênh lệch giữa hai không còn rõ nét ở những phân vị cuối mặc dù hệ số năm 2012

có xu cao hơn. Hình dáng đường biểu diễn sự thay đổi của hệ số hồi quy theo phân vị

cũng rất khác nhau. Theo Hình 4.24, năm 2002, hệ số hồi quy biến giả Trung học

phổ thông tăng từ phân vị 0,1 đến phân vị 0,25. Sau đó giảm nhanh ở các phân vị tiếp

theo (0,5– 0,75) nhưng lại tăng ở phân vị cuối cùng (0,9).


Xu hướng thay đổi theo phân vị của hệ số hồi quy biến giả Học nghề ở nữ giới

trong năm 2002 và 2012 thể hiện ở Hình 4.25 khá tương đồng với biến giả Trung học

phổ thông (Hình 4.24). Hệ số hồi quy của biến giả này của nữ năm 2002 cao hơn ở

năm 2012 ở hầu hết các phân vị (trừ phân vị 0,75). Mức chênh lệch hệ số hồi quy

giữa hai năm rất lớn ở phân vị 0,1 nhưng rất thấp ở những phân vị cao (0,75 – 0,9).


Cũng giống như các bằng cấp khác, biến giả Cao đẳng - Đại học hệ số hồi

quy năm 2002 cao hơn hệ số này năm 2012 rất nhiều ở những phân vị đầu (0,1 –

100

0,25) nhưng khoảng cách giảm dần ở những phân vị giữa và rất gần nhau ở những

phân vị cuối (0,75 – 0,9).


Hình 4.27 thể hiện hệ số hồi quy của biến giả bằng cấp Sau đại học năm 2012.

Có thể thấy rằng hệ số này giảm dần khi xét phân vị tăng dần. Chênh lệch của nhóm

lao động nữ bằng cấp Sau đại học với nhóm cơ sở rất cao ở phân vị thấp; cụ thể là

143% 0,888 1e ; và giảm dần qua từng phân vị. Chênh lệch với nhóm cơ sở là thấp

nhất là ở phân vị 0,9; khoảng 91,33% 0,649 1e

Sau khi so sánh hệ số hồi quy của từng biến giả bằng cấp ở lao động nữ trong

năm 2002 với năm 2012, có thể thấy rằng ở những nhóm bằng cấp thấp hơn (Tiểu

học, Trung học cơ sở) hệ số hồi quy của biến giả tương ứng năm 2012 cao hơn năm

2002; nhưng ở những nhóm bằng cấp khác (Trung học phổ thông, Học nghề, Cao

đẳng - Đại học), hệ số hồi quy năm 2002 lại cao hơn năm 2012. Bên cạnh đó, hệ số

hồi quy của các biến giả bằng cấp giữa năm 2002 và 2012 khác nhau rất nhiều ở

những phân vị đầu; giảm dần theo phân vị và gần như ít có chênh lệch ở những phân

vị cuối.

4.1.2. Hồi quy phân vị tiền lương theo khu vực thành thị - nông thôn.

Bên cạnh chênh lệch tiền lương theo giới tính, vấn đề chênh lệch tiền lương

giữa khu vực thành thị - nông thôn cũng rất được các nhà nghiên cứu quan tâm. Sự

chênh lệch này rất có ý nghĩa trong quá trình tăng trưởng và phát triển của đất nước.

Nó vừa thể hiện sự chênh lệch mức sống giữa khu vực thành thị - nông thôn của đất

nước. Đồng thời nó lại là tiêu chính đánh giá trình độ phát triển của một quốc gia. Đề

tài cũng cố gắng thể hiện làm rõ hiện trạng chênh lệch tiền lương giữa hai khu vực

thành thị - nông thôn, làm rõ xu hướng thay đổi chênh lệch này theo thời gian bằng

cách so sánh hàm hồi quy tiền lương khu vực thành thị với hàm hồi quy tiền lương

khu vực nông thôn tại cả hai thời điểm nghiên cứu, đồng thời so sánh kết quả hồi quy

ở từng khu vực trong năm 2002 với năm 2012.

101


thị và nhóm lao động nông thôn trong năm 2002

Hàm hồi quy tiền lương với biến phụ thuộc là log – tiền lương thực tế theo giờ

của năm 2002 của từng khu vực thành thị - nông thôn cũng được ước lượng bằng

phương pháp hồi quy phân vị có hiệu chỉnh tính chệch do chọn mẫu và khắc phục

nội sinh. Kết quả ước lượng được thể hiện trong Bảng B 3 của phụ lục B. Có rất nhiều

biến độc lập được đưa vào hàm hồi quy nhưng đề tài chỉ chọn phân tích các biến giả

về bằng cấp. Để việc so sánh được dễ dàng, các hệ số hồi quy ứng với các biến giả về

bằng cấp được biểu diễn lên cùng đồ thị theo từng nhóm lao động cần so sánh.


Hình 4.28 thể hiện hệ số hồi quy của những biến giả ứng với các bằng cấp của

hàm hồi quy tiền lương ở khu vực thành thị trong năm 2002. Có thể thấy rằng hệ số

hồi quy của các biến giả ứng với bằng cấp cao hơn thì có giá trị lớn hơn. Điều này

cho thấy rằng, ở khu vực thành thị, trong năm 2002, bằng cấp càng cao thì tiền

lương người lao động được nhận càng nhiều. Những bằng cấp gần nhau có thể kết

hợp thành nhóm do chênh lệch về hệ số hồi quy trong nhóm bằng cấp đó không quá

lớn; ví dụ như nhóm bằng cấp Tiểu học – Trung học cơ sở, nhóm Trung học phổ

thông – Học nghề; nhóm Cao đẳng - Đại học. Khoảng cách tiền lương giữa các

nhóm bằng cấp này thì hẹp ở phân vị đầu (0,1) nhưng rộng ở phân vị cuối (0,9).

Chênh lệch tiền lương giữa nhóm lao động có bằng cấp Cao đẳng - Đại học cao với

nhóm cơ sở cao hơn hẳn các nhóm bằng cấp còn lại. Đường biểu diễn hệ số hồi quy

của các biến giả bằng cấp của người lao động tính toán năm 2002 theo phân vị khá

tương đồng nhau; cụ thể là có giá trị cao ở những phân vị bìa (0,1 và 0,9) nhưng thấp

hơn ở những phân vị giữa (0,25; 0,5 và phân vị 0,75).


Xu hướng thay đổi trên từng phân vị của nhóm lao động ở nông thôn năm

2002 rất khác biệt so với nhóm lao động tính toán. Điều này thể hiện trên Hình 4.29.

102

Sự khác nhau về hệ số hồi quy giữa các mức bằng cấp nhìn chung giảm dần theo

phân vị. Khoảng chênh lệch hệ số hồi quy đối với lao động nông thôn ở năm 2002 rất

rộng ở phân vị 0,1 ; hẹp dần ở những phân vị giữa và hẹp nhất ở phân vị 0,9. Mặc dù

vậy, sự xếp lớp theo hướng tăng dần của các đường biểu diễn hệ số hồi quy tương

ứng với các bằng cấp trên Hình 4.29 cũng cho thấy rằng ở nhóm lao động nông thôn,

với số liệu năm 2002, bằng cấp càng cao thì tiền lương người lao động nhận được

càng lớn. Ở nhóm lao động này, nhóm bằng cấp Học nghề / Cao đẳng - Đại học có

chênh lệch tiền lương so với nhóm cơ sở cao hơn hẳn nhóm các bằng cấp còn lại

(Tiểu học/ Trung học cơ sở / Trung học phổ thông).

Hình 4.28 và Hình 4.29 chỉ mới giúp mô tả tác động của bằng cấp đến tiền

lương ở từng nhóm lao động thành thị và nông thôn. Để có thể so sánh và thấy được

tác động của bằng cấp đến tiền lương ở thành thị khác nhau ra sao, đề tài biểu diễn

các hệ số hồi quy của hai khu vực lên cùng một đồ thị, từ Hình 4.31 đến Hình 4.36.


Hình 4.30 cho thấy hệ sồ hồi quy của biến giả Tiểu học ở khu vực thành thị

biểu diễn rất khác so với nông thôn. Ở khu vực nông thôn, hệ số hồi quy của biến giả

này tăng nhanh khi chuyển từ phân vị 0,1 lên phân vị 0,25 nhưng mức tăng ở các

phân vị sau đó không đáng kể. Trong khi đó, ở khu vực thành thị, hệ số hồi quy này

giảm dần khi di chuyển từ phân vị 0,1 đến các phân vị cao hơn (0,25 -0,5 -0,75)

nhưng sau đó lại tăng ở phân vị đuôi (0,9). Hệ số hồi quy của biến giả Tiểu học năm

2002 của khu vực thành thị cao hơn ở nông thôn ở hầu hết các phân vị (trừ phân vị

0,75).


Sự thay đổi hệ số hồi quy theo từng phân vị của biến giả Trung học cơ sở ở

hai khu vực thành thị va nông thôn rất khác nhau thể hiện trên Hình 4.31. Ở khu vực

thành thị, sự thay đổi này được biểu diễn dưới dạng hình chữ U (cao ở các phân vị

đầu và đuôi – thấp ở những phân vị giữa). Trong khi đó, ở khu vực nông thôn, đường

103

biểu diễn sự biến động này lại mang hình dáng chữ U ngược (thấp ở phân vị đầu và

phân vị cuối – cao ở những phân vị giữa).


Hình 4.32 cho thấy hệ số hồi quy của biến giả Trung học phổ thông ở hàm hồi

quy khu vực thành thị năm 2002 cao hơn ở nông thôn trên tất cả các phân vị. Chiều

hướng biến động của hệ số hồi quy khi xét trên các phân vị cũng khá giống nhau (trừ

phân vị 0,1). Hệ số hồi quy biến giả Trung học phổ thông của hai khu vực khá gần

nhau ở các phân vị giữa (0,25 – 0,5) nhưng rất khác nhau ở các phân vị đầu (0,1) và

phân vị cuối (0,9).


Hình 4.33 biểu diễn hệ số hồi quy của biến giả Học nghề năm 2002 của lao

động khu vực thành thị và khu vực nông thôn. Đường biểu diễn hệ số hồi quy qua

các phân vị cho thấy một sự khác nhau rõ rệt về mức tiền lương mà người lao động

nhận được khi có bằng cấp nghề ở nông thôn và thành thị. Ở khu vực thành thị, hệ số

hồi quy cao ở những phân vị đầu và cuối nhưng thấp ở những phân vị giữa. Ở khu

vực nông thôn, hệ số hồi quy giảm dần từ phân vị 0,1 đến phân vị 0,75 và tăng nhẹ ở

phân vị 0,9. Khoảng cách giữa hai hệ số này rất xa ở phân vị 0,1 nhưng có xu hướng

thu hẹp dần ở các phân vị tiếp theo và chênh lệch rất ít ở phân vị 0,9.


Mức đãi ngộ mà người lao động được nhận khi có bằng cấp Cao đẳng - Đại

học trên từng phân vị cũng rất khác nhau giữa khu vực thành thị và nông thôn. Theo

kết quả hồi quy ở Bảng B 3 của biến Cao đẳng - Đại học thể hiện trên Hình 4.34, ở

phân vị càng cao, chênh lệch tiền lương giữa nhóm lao động có bằng Cao đẳng - Đại

học ở nông thôn với nhóm cơ sở giảm dần khi xét phân vị tăng dần. Trong khi đó, ở

khu vực thành thị, hệ số này cao ở những phân vị cuối (0,75 – 0,9) nhưng không có

xu hướng biến đổi rõ rệt ở những phân vị trước đó (0,1 – 0,25 – 0,5).

104

Nhìn chung, khi phân tích và so sánh kết quả hồi quy phân vị của bằng cấp

đến biến phụ thuộc của biến log-tiền lương thực tế theo giờ, có thể nhận thấy một số

đặc điểm nổi bật như sau:

Ở cả khu vực thành thị và nông thôn, trong năm 2002, bằng cấp càng cao thì

mức tiền lương người lao động được nhận càng nhiều. Ở thành thị, dựa vào khoảng

cách giữa các hệ số hồi quy, các bằng cấp có thể gộp thành nhóm Tiểu học – Trung

học cơ sở ; Trung học phổ thông – Học nghề, và Cao đẳng - Đại học. Ở nông thôn,

các bằng cấp có thể gộp theo nhóm Tiểu học-Trung học cơ sở - Trung học phổ thông

và nhóm Học nghề - Cao đẳng - Đại học.

Ở khu vực thành thị, chênh lệch tiền lương giữa các bằng cấp có xu hướng

thấp dần khi xét phân vị tăng dần, nghĩa là ở phân vị thấp, chênh lệch giữa các bằng

cấp rất cao khi xét ở phân vị thấp và chênh lệch giữa các bằng cấp thấp khi xét phân

vị cao. Ngược lại, ở khu vực nông thôn, ở những phân vị càng cao thì chênh lệch tiền

lương giữa các bằng cấp càng có xu hướng tăng dần.

Ở những nhóm bằng cấp thấp hơn như Tiểu học, Trung học cơ sở, Trung học

phổ thông, hệ số hồi quy của khu vực thành thị cao hơn so với khu vực nông thôn.

Trong khi đó, ở những nhóm bằng cấp Học nghề, Cao đẳng - Đại học, hệ số hồi quy

của nhóm lao động nông thôn có xu hướng cao hơn. Ngược lại, đối với nhóm bằng

cấp Học nghề, Cao đẳng - Đại học, sự khác nhau vê hệ số hồi quy ở thành thị và

nông thôn rất rõ rệt ở những phân vị thấp và ít rõ rệt ở những phân vị cao.


thị và nhóm lao động nông thôn trong năm 2012

Kết quả hồi quy hàm tiền lương của khu vực thành thị và nông thôn trong năm

2012 được thể hiện ở Bảng B 4 của phụ lục B. Hệ số hồi quy của các biến giả về bằng

cấp được biểu diễn lên đồ thị để việc phân tích và so sánh tác động của bằng cấp đến

tiền lương được dễ dàng hơn.


105

Hình 4.35 biễu diễn hệ số hồi quy của các biến giả về bằng cấp ở khu vực

thành thị năm 2012. Cũng giống như những phân tích trước đó, bằng cấp càng cao

thì mức tiền lương mà người lao động nhận được cũng càng nhiều. Và mức tiền

lương tăng thêm ở những bằng cấp khác nhau thì rất khác nhau, tùy vào bằng cấp và

cũng tùy vào phân vị đang xét. Có thể thấy rằng, trong năm 2012, bằng cấp Cao

đẳng - Đại học và Sau đại học có tác động rất lớn đến tiền lương. Mức lương những

người lao động nhận được khi nắm giữ bằng cấp này cao hơn hẳn mức lương của

những bằng cấp khác. Sự thay đổi qua từng phân vị của hệ số hồi quy những bằng

cấp khác nhau cũng rất khác nhau. Do đó, những phân tích trên từng phân vị sẽ được

thể hiện rõ trên các hình từ Hình 4.37 đến Hình 4.42.


Kết quả hồi quy thể hiện trên Hình 4.36 cho thấy rằng ở nhóm lao động nông

thôn, trong năm 2012, bằng cấp cũng thực sự tác động đến tiền lương và bằng cấp

càng cao thì mức tiền lương người lao động được nhận càng lớn. Ở nhóm các bằng

cấp Trung học phổ thông – Học nghề - Cao đẳng - Đại học, hệ số hồi quy giảm nhẹ

ở những phân vị đầu như lại có xu hướng tăng ở phân vị cuối. Hệ số hồi quy của biến

giả ứng với bằng cấp Cao đẳng - Đại học khá tách biệt với hệ số hồi quy của các

biến giả ứng với các bằng cấp còn lại. Điều này cũng cho thấy tầm quan trọng của

bằng Cao đẳng - Đại học trong vấn đề tiền lương ở Việt Nam.


Hình 4.37 so sánh hệ số hồi quy của biến giả Tiểu học của thành thị với nông

thôn năm 2012. Hệ số hồi quy này ở nông thôn cao hơn ở thành thị ở tất cả phân vị.

Tuy nhiên, sự thay đổi qua từng phân vị của hệ số hồi quy này ở hai nhóm chỉ tương

đồng ở những phân vị cuối nhưng rất khác ở những phân vị đầu. Điều này cũng dẫn

tới kết quả là sự khác nhau giữa hệ số hồi quy hai nhóm rất khác nhau ở những phân

vị đầu nhưng thu hẹp dần ở những phân vị cao hơn.

106


Khi xét hệ số của biến giả Trung học cơ sở, Hình 4.38 cho thấy rằng hệ số này

ở khu vực nông thôn cũng cao hơn hẳn ở khu vực thành thị. Ở hàm hồi quy khu vực

nông thôn, hệ số hồi quy của biến giả Trung học cơ sở càng cao khi xét phân vị càng

thấp. Tuy nhiên, ở nhóm lao động thành thị, điều này chỉ diễn ra ở những phân vị

cuối của biến log-tiền lương thực tế theo giờ; còn ở những phân vị đầu, phân vị càng

tăng thì độ lớn hệ số hồi quy cũng càng tăng.


Tương tự như trường hợp biến giả Trung học cơ sở, hệ số hồi quy của biến giả

Trung học phổ thông ở nhóm lao động nông thôn cũng cao hơn ở nhóm lao động

thành thị ở hầu hết các phân vị. Nhưng xu hướng thay đổi qua phân vị gần như trái

ngược nhau. Ở hàm hồi quy của nhóm lao động nông thôn, hệ số hồi quy giảm ở

những phân vị đầu (0,1 – 0,25 – 0,5) nhưng tăng ở những phân vị cuối (0,75 – 0,9).

Trong khi đó, khó có thể xác định được chiều hướng biến động của hệ số hồi quy này

ở thành thị theo phân vị.


Đối với biến giả Học nghề, với đồ thị biểu diễn hệ số hồi quy của biến giả này

trên Hình 4.40, có thể thấy rằng khoảng cách giữa hệ số hồi quy ở hai khu vực khá

lớn ở phân vị thấp (0,1 – 025) nhưng lại khá nhỏ ở những phân vị cao (0,75 – 0,9).

Xu hướng hệ số hồi quy càng tăng khi phân vị tăng xảy ra trên tất cả các phân vị của

nhóm lao động thành thị; nhưng chỉ xảy ra ở những phân vị cuối của hàm hồi quy ở

nông thôn.


Hình 4.41 biểu diễn hệ số hồi quy của biến giả Cao đẳng - Đại học ở kết quả

hồi quy Bảng B 4 của phụ lục B. Dựa vào đồ thị, có thể thấy rằng, ở nhóm lao động

thành thị, khi xét phân vị càng cào cao thì hệ số hồi quy của biến giả này càng tăng.

Trong khi đó, hệ số này chỉ tăng ở phân vị cao của hàm hồi quy tiền lương ở khu vực

107

thành thị, còn hệ số này lại có xu hướng giảm ở những phân vị thấp. Hệ số hồi quy

biến giả Cao đẳng - Đại học trong năm 2012 ở nông thôn cao hơn ở thành thị ở hầu

hết các phân vị (trừ phân vị 0,9). Mức chênh lệch hệ số hồi quy giữa hai khu vực khá

cao ở những phân vị, hẹp dần ở những phân vị giữa (0,5 – 0,75) nhưng lại đảo chiều

ở phân vị cuối (0,9).


Đối với bằng cấp Sau đại học, do chỉ thực hiện hồi quy được với nhóm lao

động thành thị nên không có cơ sở so sánh hệ số này giữa khu vực thành thị và nông

thôn. Tuy nhiên, Hình 4.42 cũng cho thấy chiều hướng thay đổi của hệ số này theo

từng phân vị ở khu vực thành thị năm 2012. Ngoại trừ một biến động giảm từ phân vị

0,15 đến phân vị 0,25; các kết quả còn lại ghi nhận một sự gia tăng của hệ số hồi quy

biến giả Sau đại học khi xét phân vị càng tăng.

Nhìn chung, với những phân tích đã thực hiện trên kết quả hồi quy người lao

động thành thị và nông thôn bằng số liệu năm 2012, đề tài ghi nhận những xu hướng

chung như sau:

- Thứ nhất, trong năm 2012, có thể tiếp tục khẳng định xu hướng bằng cấp

càng cao thì tiền lương người lao động nhận được càng lớn cũng xảy ra cả ở

thành thị và nông thôn.

- Thứ hai, ngoại trừ bằng cấp Sau đại học, hệ số hồi quy theo bằng cấp ở khu

vực nông thôn có xu hướng cao hơn hệ số hồi quy tương ứng ở khu vực thành

thị; đặc biệt là ở những phân vị thấp của biến log-tiền lương thực tế.

- Thứ ba, ở những nhóm bằng cấp như Tiểu học-Trung học cơ sở - Trung học

phổ thông, hệ số hồi quy ở khu vực nông thôn càng giảm khi xét phân vị càng

cao trong khi xu hướng ở hệ số hồi quy khu vực thành thị không rõ ràng.

Ngược lại, ở những nhóm bằng cấp như Học nghề - Cao đẳng/ Đại học, hệ số

hồi quy ở khu vực thành thị càng tăng ở phân vị càng cao; trong khi xu hướng

biến đổi của hệ số hồi quy khu vực nông thôn không rõ ràng.

108

4.1.2.3. So sánh hệ số hồi quy theo bằng cấp ở nhóm lao động thành thị giữa năm

2002 và năm 2012

Những phân tích ở Mục 4.1.2.1 và 4.1.2.2 cho thấy được sự khác nhau về hệ

số hồi quy của hàm tiền lương của nhóm lao động ở nông thôn và thành thị. Tuy

nhiên, những phân tích đó chưa cho thấy được sự thay đổi của hàm tiền lương của

thành thị và nông thôn theo thời gian. Để thấy được sự thay đổi theo thời gian này,

đề tài tiến hành biểu diễn hệ số hồi quy của năm 2002 và 2012 ơ Bảng B 3 và Bảng B

4lên cùng một đồ thị để việc so sánh được dễ dàng hơn. Những đồ thị này được liệt

kê lần lượt sau đây từ Hình 4.43 đến Hình 4.48. Các đồ thị này biểu diễn lần lượt hệ

số hồi quy của các biến giả từ Tiểu học đến Sau đại học của hàm hồi quy tiền lương.


Hình 4.43 biểu diễn hệ số hồi quy của biến giả Tiểu học năm 2002 và 2012

của hàm hồi quy biến tiền lương ở khu vực thành thị. Chênh lệch tiền lương giữa

người có bằng Tiểu học với nhóm cơ sở ở khu vực thành thị nhận được rất khác nhau

giữa năm 2002 so với 2012. Điều này thể hiện qua việc hệ số hồi quy biến giả Tiểu

học ở năm 2002 cao hơn so với năm 2012 ở tất cả các phân vị. Ở năm 2002, hệ số

hồi quy giảm khi phân vị tăng từ 0,1 đến 0,75; sau đó tăng trở lại ở phân vị 0,9;

Ngược lại, trong năm 2012, hệ số hồi quy tăng từ phân vị 0,1 đến 0,5 nhưng sau đó

lại giảm cho đến phân vị 0,9. Điều đó làm cho hai hệ số hồi quy này khác nhau rất xa

ở những phân vị đầu và cuối, nhưng rất ít khác biệt ở những phân vị giữa.


Cũng tương tự như hệ số hồi quy của biến giả Tiểu học, hệ số hồi quy của

biến giả Trung học cơ sở của năm 2002 cũng cao hơn năm 2012 ở tất cả các phân vị.

Hình 4.45 cũng cho thấy hình mẫu biến đổi của hệ số hồi quy biến Trung học cơ sở

qua từng phân vị. Ở năm 2002, hệ số hồi quy này cao ở những phân vị đầu và phân

vị cuối; thấp ở những phân vị giữa. Ngược lại, ở năm 2012, hệ số hồi quy này thấp ở

phân vị đầu và phân vị cuối trong khi cao ở những phân vị giữa.

109


Hình 4.45 cũng cho thấy hệ số hồi quy của biến Trung học phổ thông của

nhóm lao động thành thị năm 2002 cũng cao hơn so với năm 2012. Xu hướng biến

động theo phân vị của hệ số hồi quy này rất khác nhau ở hai năm. Ở năm 2002, hệ số

hồi quy này giảm ở những phân vị đầu, những tăng ở những phân vị cuối. Ở năm

2012, hệ số hồi quy này có xu hướng biến đổi không rõ ràng theo phân vị; hệ số này

tăng ở những phân vị đầu, giảm ở những phân vị giữa nhưng lại tăng trở lại ở những

phân vị cuối.


Khác với những bằng cấp trên, hệ số hồi quy của biến giả Học nghề ở khu vực

thành thị năm 2012 lại có xu hướng tăng rõ rệt khi phân vị tăng, thể hiện bằng đường

liền nét đậm trên Hình 4.46. Trong khi đó, đường biểu diễn của hệ số hồi quy này ở

năm 2002 có dạng chữ U, tức là cao ở những phân vị đầu và cuối, nhưng lại thấp ở

những phân vị giữa. Hệ số hồi quy năm 2002 cao hơn năm 2012 ở những phân vị đầu

(0,1 – 0,25) và giữa (0,5) nhưng không cách biệt rõ rệt ở những phân vị cuối (0,75 –

0,9).


Hình 4.47 cũng cho thấy hệ số hồi quy biến giả Cao đẳng - Đại học ở năm

2002 cũng cao hơn năm 2012 ở hầu hết các phân vị (trừ phân vị 0,9). Đường biểu

diễn hệ số hồi quy theo phân vị năm 2002 giảm nhẹ ở những phân vị đầu trong khi

tăng nhiều ở những phân vị cuối. Trong khi đó, hệ số hồi quy biến giả này ở năm

2012 luôn tăng khi phân vị tăng nhưng mức tăng nhanh và nhiều hơn ở các phân vị

cuối cùng.


Riêng đối với bằng cấp Sau đại học, do không có đủ số liệu của năm 2002 để

tiến hành hồi quy nên không thể so sánh mức đãi ngộ của bằng cấp này giữa năm

110

2002 với 2012. Tuy nhiên hệ số của biến giả này năm 2012 chỉ giảm ở những phân vị

đầu tiên trong khi tăng ở các phân vị còn lại; đặc biệt tăng nhanh ở các phân vị cuối

cùng.

Sau khi so sánh hệ số hồi quy các biến giả bằng cấp năm 2002 với năm 2012

của hàm hồi quy tiền lương của nhóm lao động trong khu vực thành thị, có thể ghi

nhận những chi tiết nổi bật như sau:

Một là, hệ số hồi quy của hàm tiền lương của người lao động thành thị trong

năm 2002 cao hơn năm 2012 ở hầu hết các phân vị; đặc biệt là ở những phân vị đầu

(0,1 -0,25). Chênh lệch này ít rõ nét ở phân vị cuối ở một số bằng cấp cao như Cao

đẳng - Đại học hoặc Học nghề.

Hai là, khi xét các những nhóm bằng cấp Tiểu học – Trung học cơ sở - Trung

học phổ thông, hệ số hồi quy tương ứng của các biến giả này của năm 2012 luôn

tăng ở những phân vị đầu (0,1 – 0,25 – 0,5) nhưng xu hướng thay đổi không rõ ràng

ở những phân vị cuối. Khi xét những nhóm bằng cấp Cao đẳng / Đại học – Học nghề

- Sau đại học, hệ số hồi quy của các biến giả này ở năm 2012 gần như luôn tăng khi

phân vị tăng, đặc biệt là ở các phân vị cuối.

Ba là, trong năm 2002, hình mẫu biến đổi của hệ số hồi quy các biến giả bằng

cấp luôn có dạng chữ U; nghĩa là cao ở những phân vị đầu và cuối; thấp ở những

phân vị giữa.

4.1.2.4. So sánh hệ số hồi quy theo bằng cấp ở nhóm lao động nông thôn giữa

năm 2002 và năm 2012

Những thay đổi về hệ số hồi quy của hàm hồi quy tiền lương của người lao

động ở thành thị theo thời gian đã được phân tích ở Mục 4.1.2.3. Để rút ra kết luận

về sự thay đổi của hệ số hồi quy này ở nông thôn theo thời gian, hệ số hồi quy của

hàm hồi quy với số liệu của người lao động khu vực nông thôn năm 2002 cũng được

biểu diễn lên cùng đồ thị và tiến hành so sánh. Số liệu cụ thể của những đồ thị so

111

sánh trên Hình 4.49 cho đến Hình 4.53 có thể tìm thấy ở Bảng B 3 và Bảng B 4 của

phụ lục B.


Hình 4.49 biểu diễn hệ số hồi quy của biến giả Tiểu học ở khu vực nông thôn

năm 2002 và 2012. Theo đồ thị này, hệ số hồi quy của khu vực nông thôn năm 2012

cao hơn năm 2002 ở hầu hết các phân vị (trừ phân vị 0,9). Xu hướng chung, hệ số

hồi quy trong năm 2012 càng giảm khi xét phân vị càng tăng. Ngược lại, hệ số hồi

quy biến giả này tăng khi xét phân vị tăng; mức tăng nhiều ở phân vị đầu nhưng mức

tăng rất ít ở những phân vị giữa và phân vị cuối.


Đối với hệ số hồi quy của biến giả Trung học cơ sở ở Hình 4.50, xu hướng

chung là hệ số hồi quy giảm khi xét phân vị tăng (ngoại trừ phân vị 0,1 của năm

2002). Bên cạnh đó, cũng giống như trường hợp biến giả Tiểu học, hệ số giữa hai

năm này rất khác biệt ở những phân vị đầu nhưng thu hẹp dần ở những phân vị cuối.

Hệ số hồi quy ở năm 2012 cao hơn năm 2002 ở tất cả các phân vị.


Hệ số hồi quy biến giả Trung học phổ thông của năm 2002 và 2012 được biểu

diễn trên Hình 4.51. Kết quả cũng cho thấy hệ số hồi quy năm 2012 cao hơn năm

2002 ở hầu hết các phân vị. Năm 2002, hệ số hồi quy giảm ở những phân vị đầu và

tăng dần ở những phân vị sau. Trong khi đó, xu hướng biến động theo phân vị trong

năm 2002 không rõ ràng, tăng ở phân vị những phân vị đầu và cuối, nhưng lại giảm ở

những phân vị giữa. Khoảng cách hệ số giữa hai năm rộng ở phân vị đầu nhưng hẹp

ở các phân vị cuối.


Khác với những bằng cấp đã xét trước đó của nhóm lao động nông thôn, hệ số

hồi quy của biến giả Trung học phổ thông trong năm 2002 lại cao hơn hẳn năm 2012,

112

đặc biệt là ở những phân vị thấp. Hệ số hồi quy của biến giả này ở năm 2002 cao ở

phân vị 0,1; giảm rõ rệt ở các phân vị được xét tiếp theo và có dấu hiệu tăng nhẹ ở

phân vị cuối (0,9). Trong năm 2012, biến động của hệ số này theo phân vị không rõ

rệt, mặc dù cũng có xu hướng giảm nhẹ ở những phân vị đầu và tăng nhẹ ở những

phân vị cuối.


Hình 4.53 biểu diễn hệ số hồi quy của biến Cao đẳng - Đại học của hàm hồi

quy tiền lương khu vực nông thôn năm 2002 và 2012. Kết quả biểu diễn trên đồ thị

cho thấy hệ số hồi quy của khu vực nông thôn năm 2002 cao hơn khu vực thành thị ở

những phân vị đầu (0,1 -0,25 – 0,5) nhưng thấp hơn ở những phân vị cuối (0,75 –

0,9). Khi phân vị tăng, hệ số hồi quy biến giả này ở năm 2002 có xu hướng giảm rõ

rệt; trong khi ở năm 2012, xu hướng tăng nhẹ chỉ diễn ra ở những phân vị cuối của

hồi quy hồi quy.

Từ những phân tích đã thực hiện trên từng biến giả bằng cấp của hàm hồi quy

tiền lương khu vực nông thôn, có thể đạt được những kết luận ban đầu như sau:

- Một là, hệ số hồi quy của biến giả ứng với những bằng cấp thấp hơn (Tiểu học

– Trung học cơ sở - Trung học phổ thông) của khu vực nông thôn năm 2012

thấp hơn năm 2002 ở hầu hết các phân vị. Trong khi đó, nếu xét các bằng cấp

Học nghề - Cao đẳng - Đại học, hệ số hồi quy ở năm 2002 lại cao hơn năm

2012.

- Hai là, khoảng cách giữa hệ số hồi quy của biến giả bằng cấp ở khu vực lao

động nông thôn trong hai năm được xét cách nhau rất lớn ở những phân vị

đầu và giảm dần ở những phân vị giữa.

- Xu hướng giảm của hệ số hồi quy ứng với biến giả bằng cấp của lao động

nông thôn năm 2012 luôn giảm theo phân vị khi xét ở nửa những phân vị đầu

(từ phân vị 0,1 đến phân vị 0,5, những hệ số này tiếp tục giảm khi phân vị

tăng (0,5 – 0,75 – 0,9) ở nhóm bằng cấp Tiểu học – Trung học cơ sở. Song hệ

113

số này sẽ tăng ở nửa phân vị cuối nếu xét ở các bằng cấp Học nghề và Cao

đẳng - Đại học.

4.2. Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương

Giữa các nhóm lao động luôn tôn tại chênh lệch tiền lương. Có nhiều nguyên

nhân có thể dẫn đến chênh lệch tiền lương giữa các nhóm lao động. Rất nhiều các

nghiên cứu đã được thực hiện để làm rõ và cố gắng định lượng những nguyên nhân

dẫn đến chênh lệch tiền lương giữa các nhóm lao động này. Oaxaca - Blinder (1973)

là những người đi tiên phong trong việc phân rã chênh lệch tiền lương này thành các

nhóm nguyên nhân. Tiếp nối ý tưởng nghiên cứu này, hầu như trong tất cả các

nghiên cứu, phần chênh lệch tiền lương thực tế giữa hai nhóm lao động được chia ra

2 phần: phần chênh lệch thứ nhất được gọi là phần chênh lệch được giải thích, gây ra

do sự chênh lệch về các đặc điểm của người lao động thể hiện ra bằng các biến độc

lập trong mô hình; phần chênh lệch thứ hai được gọi là phần chênh lệch chưa được

giải thích, gây ra bởi chênh lệch về hệ số hồi quy, thể hiện sự khác nhau trong chính

sách đãi ngộ giữa các nhóm lao động. Phần chênh lệch chưa được giải thích này,

trong rất nhiều các nghiên cứu trước đó, được xem như chính là phần thể hiện của sự

phân biệt đối xử (discrimination) hoặc sự bất bình đẳng trong tiền lương giữa các

nhóm lao động. Trong đề tài, các kết quả phân rã chênh lệch giữa các nhóm lao động

được thể hiện trong các Bảng C. 1Bảng C. 2 và Bảng C. 3 của phụ lục C. các đồ thị mà

đề tài đưa ra để minh họa cho các kết quả phân rã này được đánh số từ Hình 4.54 cho

đến Hình 4.79. Trong các đồ thị này, tổng mức chênh lệch tiền lương giữa hai nhóm

lao động so sánh được thể hiện bằng đường liền nét đậm, phần chênh lệch được giải

thích thể hiện đường đứt quãng nét đậm và phần chênh lệch chưa được giải thích

được vẽ bằng đường đứt quãng nhạt. Đề tài tiến hành phân rã chênh lệch tiền lương

của người lao động theo từng nhóm:

- Chênh lệch tiền lương theo giới tính

- Chênh lệch tiền lương giữa khu vực thành thị - nông thôn

- Chênh lệch tiền lương giữa năm 2002 và 2012

114

4.2.1. Phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính

Kết quả ở bảng C.1 phụ lục C cho biết mức độ chênh lệch tiền lương cũng như

kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa lao động nam và lao động nữ ở mẫu số

liệu năm 2002 với 2012, trên toàn bộ số liệu cũng như ở từng khu vực thành thị -

nông thôn.

4.2.1.1. Phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính năm 2002

a. Chênh lệch tiền lương theo giới tính năm 2002 trên toàn bộ mẫu số liệu

Bảng A9 cung cấp những số liệu thống kê mô tả ban đầu về giá trị trung bình

và giá trị trên các phân vị của biến log-tiền lương thực tế của lao động nam và lao

động nữ trong năm 2002 và 2012. Dựa trên kết quả thống kê mô tả về log-tiền lương

thực tế theo giờ của lao động nam và lao động nữ trong năm 2002 (thể hiện ở bảng

A9) kết hợp với hàm mật độ kernel biến log-tiền lương thực tế theo giờ theo giới tính

ở Hình 3.9, có thể nhận thấy rằng tiền lương thực tế theo giờ của lao động nam cao

hơn lao động nữ ở tất cả các phân vị. Mức chênh lệch tiền lương giữa nhóm lao

động nam và lao động nam cụ thể trên từng phân vị và việc phân rã các chênh lệch

này với số liệu 2002 được thể hiện trên cột 1 của Bảng C. 1 của phụ lục C. Đồ thị

biểu diễn kết quả phân rã này được thể hiện trên Hình 4.54.


Kết quả phân tích cho thấy, chênh lệch tiền lương trung bình giữa nam giới và nữ

giới trong năm 2002 là 17%. Tuy nhiên, mức chênh lệch tiền lương thực tế ở những

phân vị khác nhau lại rất khác nhau. Nhìn trên đồ thị biễu diễn chênh lệch tiền lương

giữa nam và nữ ở Hình 4.54, có thể thấy rằng chênh lệch tiền lương theo giới tính ở

Việt Nam năm 2002 càng thấp khi xét ở những phân vị càng cao. Cụ thể, mức chênh

lệch tiền lương này là 29,47% ở phân vị 0,1; 23,06% ở phân vị 0,25; 15,69% ở phân

vị 0,5;9,12% ở phân vị 0,75 và chỉ có 7,26% ở phân vị 0,9. Có thể nói rằng ở những

lao động nhận mức lương cao (ứng với phân vị cao của hàm phân phối biến log-tiền

115

lương thực tế theo giờ), chênh lệch tiền lương theo giới tính thấp hơn rất nhiều so với

những phân vị thấp.

Sau khi tiến hành phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính năm 2002, phần

chênh lệch được giải thích mang dấu âm trên toàn bộ các phân vị, điêu này cho thấy

rằng, sự khác nhau về đặc điểm lao động giữa nam và nữ không hề giải thích cho sự

chênh lệch tiền lương giữa lao động nam và nữ trong năm 2002. Dấu âm của kết quả

phân rã ở đại lượng này còn hàm ý rằng những đặc điểm lao động tác động đến tiền

lương của nữ giới còn ưu việt hơn nam giới. Điều này cũng có thể thấy được qua kết

quả thống kê mô tả ở mục 3.1.2 và bảng Bảng A 7, khi mà những thống kê mô tả này

còn cho thấy trong năm 2002, tỷ lệ nữ giới nắm giữ những bằng cấp cao nhiều hơn

so với nam giới.

Vì đặc điểm lao động không giải thích được cho chênh lệch tiền lương giữa hai

giới nên toàn bộ phần chênh lệch tiền lương của năm 2002 trở thành phần chênh

lệch tiền lương gây ra do chênh lệch về hệ số hồi quy. Điều này, theo các nghiên cứu

trước đó như Buchinsky (1998), được xem như là bằng chứng thống kê của sự phân

biệt đối xử trong trả lương giữa lao động nam và lao động nữ.

Hơn nữa, đề tài tiến hành phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính ở khu vực

thành thị và phân rã chênh lệch tiền lương giới tính ở khu vực nông thôn để phân tích

chi tiết hơn về vấn đề chênh lệch tiền lương theo giới tính này ở Việt Nam.

b. Chênh lệch tiền lương theo giới tính năm 2002 ở thành thị

Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính năm 2002 ở khu vực

thành thị được thể hiện ở cột 3 của bảng C.1 ở phụ lục C. Kết quả phân tích cho thấy,

trong năm 2002, tiền lương thực tế theo giờ của người lao động nam luôn cao hơn

lao động nữ ở tất cả các phân vị. Chênh lệch tiền lương theo giới tính ở khu vực

thành thị năm 2002 không biến đổi nhiều và không có một xu hướng tăng hay giảm

rõ rệt khi phân vị được xét thay đổi. Cụ thể, mức chênh lệch ở phân vị 0,1 là 17,60%;

ở phân vị 0,25 là 15,95%; ở phân vị 0,5 là 15,65%; ở phân vị 0,75 là 15,90% và ở

phân vị 0,9 là 13,14%.

116


Khi tiến hành phân rã chênh lệch tiền lương này theo phương pháp Machado –

Mata (2005), toàn bộ hệ số của phần chênh lệch do đặc điểm lao động đều mang dấu

âm ở tất cả các phân vị. Điều này cho thấy rằng chênh lệch về đặc điểm lao động (thể

hiện qua các biến độc lập) không hề giải thích cho sự chênh lệch tiền lương giữa lao

động nam và lao động nữ. Điều này cũng phù hợp với các phân tích thống kê trước

đó cho thấy rằng tỷ lệ lao động nữ ở thành thị có bằng cấp Học nghề - Cao đẳng -

Đại học ở năm 2002 cao hơn rất nhiều so với lao động nam.

Do đó, toàn bộ sự chênh lệch tiền lương giữa lao động nữ và lao động nam được

xem như là phần chênh lệch gây ra do chênh lệch về hệ số hồi quy, thể hiện sự khác

nhau về mức độ đãi ngộ mà lao động nam và lao động nữ nhận được. Đây cũng là

dấu hiệu trong sự phân biệt đối xử trong tiền lương giữa lao động nam và lao động

nữ ở thành thị trong năm 2002.

c. Chênh lệch tiền lương theo giới tính năm 2002 ở nông thôn


Hình 4.56 thể hiện kết quả phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính ở khu

vực nông thôn năm 2002. Kết quả tính toán cho thấy tiền lương thực tế theo giờ ở

khu vực nông thôn năm 2002 của lao động nam cao hơn lao động nữ ở tất cả các

phân vị. Bên cạnh đó, xu hướng biến đổi theo phân vị của chênh lệch tiền lương theo

giới tính ở khu vực nông thôn rất tương đồng với chênh lệch chung (xét trên toàn bộ

mẫu số liệu); nghĩa là ở phân vị càng thấp thì mức chênh lệch tiền lương theo giới

tính càng cao, và ngược lại, ở phân vị càng cao thì mức chênh lệch tiền lương theo

giới tính càng thấp; cụ thể là chênh lệch ở phân vị 0,1 là 39,41%; ở phân vị 0,25 là

33,12%; ở phân vị 0,5 là 21,76%; ở phân vị 0,75 là 12,87% và ở phân vị 0,9 là 5,9%.

Hơn nữa, toàn bộ hệ số của phần chênh lệch do đặc điểm lao động thu được

khi phân rã chênh lệch tiền lương của khu vực nông thôn năm 2002 đều mang hệ số

âm. Điều này cũng phù hợp với kết quả phân rã trước đó ở khu vực thành thị, đó là

117

sự chênh lệch về đặc điểm lao động thể hiện qua các biến độc lập trong mô hình

không giải thích cho sự chênh lệch về tiền lương giữa lao động nam và lao động nữ

ở khu vực nông thôn năm 2002.

Và theo đó, toàn bộ chênh lệch tiền lương giữa lao động nam và lao động nữ

ở khu vực nông thôn năm 2002 đều gây ra do chênh lệch về hệ số hồi quy, thể hiện

sự khác nhau trong đãi ngộ tiền lương mà các nhóm lao động được nhận.

4.2.1.2. Phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính năm 2012

Kết quả tính toán và phân rã chênh lệch tiền lương giữa lao động nam và lao

động nữ trong năm 2012 được thể hiện ở cột 2 của Bảng C. 1 của phụ lục C. Đồ thị

thể hiện kết quả phân rã này được thể hiện ở Hình 4.57.

a. Phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính năm 2012 trên toàn bộ mẫu số

liệu

Dựa vào kết quả tính toán chênh lệch tiền lương theo giới tính năm 2012 cho

thấy lao động nam tiếp tục có tiền lương cao hơn lao động nữ. Ở những phân vị

lương càng thấp thì mức chênh lệch tiền lương càng cao. Cụ thể, ở phân vị 0,1; mức

tiền lương thực tế theo giờ ở lao động nam cao hơn lao động nữ là 21,73%; con số

này ở phân vị 0,25 là 16,8%; ở phân vị 0,5 là 12,8%; khoảng chênh lệch này giảm

xuống chỉ còn khoảng 8% ở những phân vị cuối (0,75 – 0,1).


Tương tự như trong kết quả phân rã chênh lệch năm 2002, phần chênh lệch tiền

lương giữa lao động nam và lao động nữ năm 2012 đều là chênh lệch gây ra do sự

khác nhau về hệ số hồi quy trong hàm tiền lương giữa hai giới. Điều đó cũng có

nghĩa là sự khác nhau về giá trị các biến độc lập đưa vào mô hình không hề giải

thích cho sự khác nhau về tiền lương giữa lao động nam và lao động nữ. Minh

chứng cho nhận xét này chính là việc phần chênh lệch gây ra do đặc điểm lao động

trên kết quả phân rã ở năm 2012 đều mang dấu âm.

b. Phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính năm 2012 ở thành thị

118

Hình 4.57 thể hiện kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa lao động nam và

lao động nữ ở khu vực thành thị trong năm 2012. Mặc dù kết quả phân rã cho thấy

tiền lương thực tế theo giờ của lao động nam luôn cao hơn lao động nữ ở tất cả các

phân vị, nhưng diễn biến của sự chênh lệch này không giảm dần như trong kết quả

tính được trên toàn bộ mẫu số liệu. Sự chênh lệch tiền lương nam và nữ qua các phân

vị được xét ở năm 2012 không có xu hướng tăng hay giảm rõ rệt nhưng xoay quanh

một mức độ ổn định trong khoảng từ 14% đến 17%.


Ngoài ra, phần hệ số thể hiện mức chênh lệch gây ra do đặc điểm lao động trên

hầu hết cả các phân vị (trừ phân vị 0,9) đều mang giá trị âm. Riêng ở phân vị 0,9;

phần chênh lệch do đặc điểm lao động không âm, nhưng cũng không có ý nghĩa

thống kê. Kết quả này cũng cho thấy rằng, ở khu vực thành thị, các đặc điểm lao

động liên quan đến các biến độc lập đưa vào mô hình không giải thích cho sự chênh

lệch tiền lương. Hơn nữa, những thống kê mô tả ban đầu cho thấy bằng cấp của lao

động nữ còn ưu việt hơn lao động nam nhưng lại được nhận mức đãi ngộ thấp hơn.

Đây cũng là một bằng chứng thống kê cho thấy sự bất bình đẳng trong trả lương theo

giới tính có tồn tại ở khu vực thành thị trong năm 2012.

c. Phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính năm 2012 ở nông thôn


Sự chênh lệch tiền lương ở nông thôn cũng diễn ra theo hướng là lao động nam

nhận được mức tiền lương thực tế theo giờ cao hơn lao động nữ. Khác với kết quả

xét ở khu vực thành thị, diễn tiến chênh lệch tiền lương theo phân vị ở nông thôn có

hình mẫu rất giống với kết quả có được khi xét trên toàn bộ mẫu số liệu; nghĩa là

chênh lệch càng lớn ở phân vị càng thấp. Trong các phân vị được xét, chênh lệch

theo giới tính ở nông thôn thấp nhất là ở phân vị 0,9 với con số tiền lương lao động

nam cao hơn lao động nữ là 5%; chênh lệch ở phân vị 0,75 là 10,76%; ở phân vị 0,5

là 14,7%; ở phân vị 0,25 là 20,71% và chênh lệch cao nhất là 8,54% ở phân vị 0,1.

119

Toàn bộ các phần chênh lệch tiền lương giữa lao động nam và lao động nữ ở khu vực

nông thôn cũng đều là do sự khác nhau về mức độ đãi ngộ mà nam và nữ nhận được,

thể hiện qua sự khác nhau về hệ số hồi quy trong hàm tiền lương. Các biến độc lập

không hề tham gia giải thích sự chênh lệch tiền lương giữa hai giới.

4.2.1.3. So sánh kết quả chênh lệch tiền lương theo giới tính ở khu vực thành thị

và nông thôn

Những phân tích cụ thể trên đều dẫn đến một kết quả thống nhất. Đó là, tiền

lương thực tế của lao động nam luôn cao hơn lao động nữ, chênh lệch về đặc điểm

lao động không giải thích được chênh lệch tiền lương của hai giới và chênh lệch này

là do chênh lệch về hệ số hồi quy thể hiện sự khác nhau trong mức độ đãi ngộ mà lao

động nam và lao động nữ nhận được nếu có cùng đặc điểm lao động. Để có những

kết quả phân tích mang nhiều ý nghĩa hơn, đề tài còn tiến hành so sánh mức độ

chênh lệch tiền lương theo giới tính giữa hai khu vực thành thị và nông thôn với nhau

để xem khu vực nào có mức độ chênh lệch tiền lương nghiêm trọng hơn.

Bên cạnh đó, đề tài cũng tiến hành so sánh chênh lệch tiền lương giữa năm

2002 và 2012 với nhau để trả lời câu hỏi liệu chênh lệch tiền lương theo giới tính

tăng lên hay giảm dần theo thời gian.

a. So sánh kết quả chênh lệch tiền lương theo giới tính năm 2002

Bảng C.1 giúp so sánh mức độ chênh lệch tiền lương theo giới tính ở khu vực

thành thị và nông thôn trong năm 2002. Kết quả so sánh cho thấy rằng, ở những phân

vị thấp (0,1 – 0,25 – 0,5), mức độ chênh lệch tiền lương theo giới tính ở nông thôn

cao hơn rất nhiều so với nông thành thị. Nhưng ở những phân vị cao (0,75 – 0,9) thì

chênh lệch tiền lương ở khu vực thành thị lại cao hơn so với khu vực nông thôn.

Ở cả hai khu vực, toàn bộ chênh lệch tiền lương giữa nam và nữ đều là chênh

lệch tiền lương do hệ số hồi quy gây ra. Sự khác nhau về đặc điểm lao động giữa hai

giới không hề giải thích được khoảng cách chênh lệch tiền lương này.

b. So sánh kết quả chênh lệch tiền lương theo giới tính năm 2012

120

Khi tiến hành so sánh chênh lệch tiền lương theo giới tính ở khu vực thành thị

với khu vực nông thôn năm 2012, đề tài vẫn tiếp tục nhận thấy một kết quả so sánh

tương đồng với năm 2002, đó là chênh lệch tiền lương theo giới tính ở khu vực nông

cao hơn thành thị ở những phân vị đầu (0,1 – 0,25) nhưng thấp hơn ở những phân vị

cuối (0,75 – 0,9). Đặc điểm này tồn tại ở cả hai thời điểm được xét cho thấy tính ổn

định của nó theo thời gian. Ngoài ra, sự khác nhau về đặc điểm lao động thể hiện qua

sự khác nhau của các biến độc lập trong mô hình không giải thích được sự chênh

lệch tiền lương theo giới tính ở cả hai khu vực thành thị và nông thôn. Tất cả sự

chênh lệch tiền lương thực tế theo giờ giữa lao động nam và lao động nữ đều gây ra

do chênh lệch về hệ số hồi quy.

4.2.1.4. So sánh kết quả phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính giữa năm

2002 và 2012

a. So sánh kết quả phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính giữa năm 2002 và

2012 trên toàn bộ mẫu số liệu


Hình 4.61 hiển thị kết quả phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính ở năm

2002 và năm 2012 lên cùng một đồ thị để giúp thấy được sự thay đổi chênh lệch tiền

lương giữa lao động nam và lao động nữ ở Việt Nam theo thời gian. Kết quả biểu

diễn lên đồ thị cho thấy khoảng chênh lệch tiền lương thực tế theo giờ giữa lao động

nam và lao động nữ có xu hướng giảm theo thời gian ở hầu hết các các phân vị

(ngoại trừ phân vị 0,9). Mức giảm mạnh nhất là ở phân vị 0,1. Ở năm 2002, khoảng

cách tiền lương giữa 2 giới ở phân vị này là 29,47%; trong khi khoảng cách này năm

2012 là 21,73%. Riêng ở phân vị 0,9; chênh lệch tiền lương theo giới tính năm 2012

(8,9%) lại cao hơn năm 2002 (7,26%). Toàn bộ phần chênh lệch tiền lương thực tế

theo giờ giữa lao động nam và lao động nữ ở cả hai thời điểm này đều có nguyên

nhân là do sự khác nhau về mức độ đãi ngộ tiền lương hai giới nhận được.

b. So sánh kết quả phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính giữa năm 2002 và

2012 ở thành thị

121

Phân tích trên toàn bộ mẫu số liệu cho thấy chênh lệch tiền lương giữa lao

động nam và nữ nhìn chung giảm dần theo thời gian. Đó là một dấu hiệu tích cực khi

đánh giá thành tựu của quá trình tăng trưởng kinh tế của đất nước. Tuy nhiên, để

đánh giá xem liệu khu vực thành thị hay nông thôn có sự cải thiện về chênh lệch tiền

lương theo giới này, đề tài tiến hành so sánh chênh lệch tiền lương thực tế của thành

thị năm 2002 với năm 2012 và cũng đồng thời so sánh chênh lệch tiền lương thành

thị của nông thôn năm 2002 với năm 2012.


Hình 4.62 biểu diễn kết quả phân rã chênh lệch tiền lương thực tế theo giới

tính năm 2002 và 2012 lên cùng một đồ thị. Có thể nhận thấy rằng chênh lệch tiền

lương giới tính ở khu vực thành thị gần như không thay đổi theo thời gian. Ở cả hai

thời điểm nghiên cứu, chênh lệch tiền lương giữa 2 giới nằm trong khoảng từ 13 đến

15%. Riêng ở phân vị 0,9, chênh lệch tiền lương giữa 2 giới không những không

giảm mà còn có xu hướng tăng theo thời gian, tăng từ 13,14% năm 2002 lên đến

17,6% năm 2012.

Bên cạnh đó, ở cả hai thời điểm này, sự khác nhau về đặc điểm lao động giữa hai

giới không giải thích được chênh lệch tiền lương. Toàn bộ phần chênh lệch tiền

lương này được xác định là do chênh lệch về hệ số hồi quy.

c. So sánh kết quả phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính giữa năm 2002 và

2012 ở nông thôn


Khác với khu vực thành thị, kết quả so sánh trên Hình 4.63 cho thấy sự cải

thiện của tình trạng chênh lệch tiền lương giữa nam và nữ ở Việt Nam chủ yếu xảy ra

ở nông thôn. Chênh lệch tiền lương nam – nữ ở nông thôn giảm dần theo thời gian ở

hầu hết các phân vị (trừ phân vị 0,9). Ở phân vị 0,1; chênh lệch tiền lương theo giới

tính năm 2002 là 39,41%; nhưng đến năm 2012, chênh lệch này chỉ còn 28,54%. Ở

phân vị 0,25; chênh lệch này giảm từ 33,12% năm 2002 xuống còn 20,71% năm

122

2012. Ở phân vị 0,5; năm 2002, chênh lệch là 21,67%, trong khi chênh lệch ở năm

2012 chỉ có 17,71%. Sự giảm này không còn rõ nét ở phân vị 0,75 và hầu như không

giảm ở phân vị 0,9.

4.2.2. Phân rã chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn

Khi xét chênh lệch tiền lương theo giới tính, những thống kê mô tả ban đầu

cho thấy trình độ học vấn thể hiện qua bằng cấp của lao động nữ cao hơn lao động

nam nhưng tiền lương thực tế theo giờ của nam lại cao hơn nữ. Đó là một dấu hiệu

ban đầu của vấn đề bất bình đẳng trong trả lương và vấn đề này đã được phân tích

chi tiết trong mục 4.2.1.

Tuy nhiên, đối với khu vực thành thị, thống kê mô tả về bằng cấp ở Bảng A 7

và về tiền lương ở bảng A.9 cho thấy rằng cả trình độ học vấn và tiền lương của lực

lượng lao động ở thành thị cao hơn hẳn khu vực nông thôn. Đây có vẻ là một kết quả

hợp lý khi một lực lượng lao động với bằng cấp cao hơn được đãi ngộ với mức tiền

lương xứng đáng hơn. Nhưng liệu có sự bất bình đẳng nào trong tiền lương giữa

người lao động và người lao động ở khu vực nông thôn hay không? Các phân tích

trong Mục 4.2.2 sẽ cung cấp những bằng chứng thống kê để trả lời cho câu hỏi này.

4.2.2.1. Phân rã chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn năm 2002

Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa khu vực thành thị và khu vực nông

thôn năm 2002 trên toàn bộ mẫu số liệu cũng như theo từng nhóm lao động được thể

hiện ở cột số 1, 3 và 5 của Bảng C. 2 thuộc phụ lục C. Tuy nhiên, đề tài biểu diễn các

kết quả phân rã này lên đồ thị - tương ứng là các Hình 4.64 cho đến Hình 4.74 - để

việc phân tích được dễ dàng và thuận tiện hơn.

a. Phân rã chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn trên toàn bộ số

liệu năm 2002

Bảng C.2 thể hiện kết quả phân rã chênh lệch tiền lương thực tế theo giờ giữa

người lao động ở khu vực thành thị và người lao động ở khu vực nông thôn. Theo kết

quả này, tiền lương của người lao động năm 2002 ở thành thị cao hơn ở nông thôn

123

trên tất cả các phân vị, nhưng những phân vị khác nhau thì sự chênh lệch có khác

nhau. Dựa vào Bảng C. 2, khoảng cách chênh lệch tiền lương cao nhất xảy ra ở phân

vị 0,1 với con số thống kê là 0,9817; nghĩa là tiền lương thực tế theo giờ theo giờ ở

thành thị cao hơn nông thôn là 98,17%. Ở phân vị 0,25; tiền lương thực tế theo giờ ở

thành thị cao hơn nông thôn 66,92% v. Ở phân vị 0,5 và phân vị 0,75 ; chênh lệch

tiền lương giữa hai khu vực chỉ hơn 50%. Mức độ chênh lệch này tăng nhẹ ở phân vị

0,9; con số chênh lệch ghi nhận được là 60,83%. Như vậy, những phân vị đầu, chênh

lệch tiền lương giữa hai khu vực giảm dần khi xét phân vị tăng dần, những ở những

phân vị giữa, mức chênh lệch gần như không đổi nhưng lại có xu hướng tăng lên ở

những phân vị cuối.


Bên cạnh đó, kết quả phân rã chênh lệch cho thấy đặc điểm lao động có tham

gia vào giải thích vào chênh lệch tiền lương giữa hai khu vực năm 2002 ở tất cả các

phân vị. Kết quả này rất phù hợp với những thống kê mô tả đã thực hiện trước đó đã

cho thấy rằng trình độ học vấn thể hiện qua bằng cấp của người lao động ở khu vực

thành thị cao hơn nông thôn. Mức độ tham gia giải thích của đặc điểm lao động đối

với chênh lệch tiền lương khu vực thành thị và nông thôn ở những phân vị khác nhau

là khác nhau. Ở phân vị 0,1; đặc điểm lao động giải thích được 38,59%

0,37860,9817

tổng mức chênh lệch giữa hai khu vực. Ở phân vị 0,25; đặc điểm

lao động giải thích được 44,45% 0,29760,6692

. Ở phân vị 0,5; phần chênh lệch

được giải thích bởi đặc điểm lao động là 50,75%. Con số này ở phân vị 0,75 là

56,79% và ở phân vị 0,9 là 53,13%. Quan sát trên Bảng C.2, ta chỉ thấy được sự thay

đổi phần chênh lệch được giải thích bằng giá trị, chứ không thấy được phần chênh

lệch được giải thích theo tỷ lệ.

Mặc dù, chênh lệch về đặc điểm lao động - thể hiện qua chênh lệch về giá trị

các biến độc lập đưa vào mô hình – có tham gia giải thích và sự chênh lệch tiền

lương của khu vực thành thị và nông thôn. Tuy nhiên, sự khác nhau về đặc điểm lao

124

động này không giải thích được hết toàn bộ chênh lệch tiền lương giữa thành thị và

nông thôn năm 2002 mà chỉ giải thích được một phần của chênh lệch này. Ở phân vị

0,1; phần chênh lệch chưa được giải thích là 61,47% 0,60310,9817

. Tỷ lệ chưa

được giải thích ở các phân vị tiếp theo (0,25 – 0,5 – 0,75 – 0,9) tương ứng là 55,55%

- 49,24% - 43,22% và 46,86%. Phần chênh lệch chưa được giải thích này gây ra bởi

sự khác nhau của hệ số hồi quy trong hàm tiền lương giữa hai khu vực. Đây được

xem như là dấu hiệu của một sự khác biệt trong trả lương giữa khu vực thành thị

nông thôn, trong các nghiên cứu trước đó của Machado & Mata (2005), Melly

(2006), phần chênh lệch này là một trong các bằng chứng thống kê cho thấy sự bất

bình đẳng trong tiền lương giữa thành thị và nông thôn.

b. Phân rã chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn năm 2002 ở

nhóm lao động nam giới

Phân tích trên toàn bộ mẫu số liệu ở trên đã cho thấy rằng, lao động thành thị

nhận được mức tiền lương theo giờ cao hơn rất nhiều so với lao động nông thôn và

đặc điểm lao động có tham gia giải thích một phần chênh lệch tiền lương này. Những

phân tích sau đây sẽ làm rõ hơn nữa sự chênh lệch này khi xét ở từng nhóm lao động

theo giới tính để trả lời câu hỏi: Sự chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn

ở nhóm lao động nam có khác với ở nhóm lao động nữ hay không?

Hình 4.65 thể hiện kết quả phân rã chênh lệch tiền lương thực tế theo giờ giữa

thành thị và nông thôn ở nhóm lao động nam giới. Kết quả cụ thể của chênh lệch này

được ghi rõ ở cột 3 của Bảng C. 2 trong phụ lục C. Những số liệu tính toán được cho

thấy xu hướng thay đổi chênh lệch tiền lương thành thị - nông thôn ở nhóm lao động

nam giới khá tương đồng với xu hướng chênh lệch này trên toàn bộ mẫu số liệu năm

2002 nhưng nhỏ hơn rõ rệt về mặt giá trị ở những phân vị đầu (0,1 – 0,25). Ở phân

vị 0,1; chênh lệch tiền lương thực tế theo giờ thành thị - nông thôn ở nam giới là

90,89%. Con số này giảm xuống còn 63,14% ở phân vị 0,25. Mức chênh lệch chỉ còn

125

54,86% ở phân vị 0,5. Sau đó, chênh lệch này tăng nhẹ thành 58,83% ở phân vị 0,75

và tăng lên mức 65,31% ở phân vị 0,9.


Đặc điểm lao động có tham gia giải thích chênh lệch tiền lương năm 2002 ở

nam giới hai khu vực. Tỷ lệ giải thích của nhóm yếu tố này nhìn chung tăng khi xét

phân vị tăng. Cụ thể là, phần chênh lệch được giải thích ở phân vị 0,1 là 38,11%

0,34600,9089

; ở phân vị 0,25 là 42,49%; ở phân vị 0,5 là 45,36%; ở phân vị

0,75 là 49,61% và ở phân vị 0,9 là 47,47%. Những con số này đều cho thấy sự khác

nhau về đặc điểm lao động mặc dù có tham gia giải thích chênh lệch tiền lương thành

thị - nông thôn ở nam giới nhưng tỷ lệ phần giải thích của chúng chưa đến 50%.

Nghĩa là, phần lớn (trên 50%) chênh lệch tiền lương thành thị - nông thôn ở nam giới

năm 2002 là gây ra do chênh lệch về hệ số hồi quy.

c. Phân rã chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn năm 2002 ở nhóm

lao động nữ giới

Dựa trên kết quả liệt kê ở cột 5 của Bảng C. 3, tiền lương thực tế theo giờ của

lao động nữ ở khu vực thành thị cũng cao hơn ở khu vực nông thôn ở tất cả các phân

vị. Mức chênh lệch này ở nhóm nữ giới cũng cao hơn rõ rệt so với mức chênh lệch

chung trên toàn bộ mẫu số liệu ở những phân vị đầu (0,1 – 0,25). Cụ thể, ở phân vị

0,1; chênh lệch tiền lương thành thị - nông thôn ở nữ giới là 111,45% (so với 98,17%

trên toàn mẫu số liệu năm 2002). Ở phân vị 0,25, chênh lệch này là 77,70% (so với

66,92% trên toàn mẫu số liệu năm 2002). Chênh lệch này ở những phân vị cuối của

nhóm lao động nữ năm 2002 xấp xỉ với mức chênh lệch chung trên toàn mẫu số liệu

năm 2002.


Ở số liệu của lao động nữ năm 2002, đặc điểm lao động cũng có tham gia giải

thích chênh lệch tiền lương thành thị - nông thôn ở tất cả các phân vị, và tỷ lệ tham

gia giải thích này nhìn chung có xu hướng tăng dần theo phân vị. Tỷ lệ giải thích ở

phân vị 0,1 chỉ có 38,13% nhưng tăng lên 47,42% ở phân vị 0,25; tiếp tục tăng đến

126

58,22% ở phân vị 0,5 và tiếp tục tăng lên trên 60% ở hai phân vị cuối 0,75 và 0,9.

Như vậy, tỷ lệ phần chênh lệch tiền lương được giải thích do sự khác nhau về đặc

điểm lao động ở nữ giới năm 2002 là thấp ở những phân vị đầu nhưng tăng cao rõ

rệt ở những phân vị cuối. Ngược lại, tỷ lệ phần chênh lệch tiền lương chưa được giải

thích – gây ra bởi sự khác nhau của hệ số hồi quy sẽ cao ở những phân vị đầu và

thấp ở những phân vị cuối.

4.2.2.2. Phân rã chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn năm 2012

Tương tự những công việc đã thực hiện ở Mục 4.2.2.1, phần này sẽ thực hiện

phân rã chênh lệch tiền lương thành thị - nông thôn trong năm 2012 trên toàn bộ mẫu

số liệu năm 2012 cũng như ở từng nhóm lao động nam và nữ. Từ đó để làm cơ sở so

sánh với kết quả năm 2002 và phân tích sự thay đổi theo thời gian.

a. Phân rã chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn trên toàn bộ số

liệu năm 2012

Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương ở khu vực thành thị và nông thôn năm

2012 được thể hiện ở cột 2 của Bảng C. 2 và được biểu diễn lên đồ thị ở Hình 4.65.

Từ kết quả tính toán, có thể thấy rằng, trong năm 2012, người lao động thành thị luôn

luôn nhận được tiền lương cao hơn người lao động ở nông thôn ở tất cả các phân vị.

Hơn nữa, ở phân vị càng cao thì mức chênh lệch càng lớn. Ở phân vị 0,1; chênh lệch

tiền lương thành thị - nông thôn là 21,13%. Ở phân vị 0,25; chênh lệch này là

21,99%. Ở phân vị 0,5; con số thể hiện chênh lệch tăng lên 29,73%. Khoảng chênh

lệch này là 41,75% ở phân vị 0,75 và tăng lên đến 50,14% ở phân vị 0,9.


Khác với năm 2002, sự khác nhau về đặc điểm lao động giữa thành thị và nông

thôn năm 2012 giải thích được phần lớn chênh lệch tiền lương giữa hai khu vực. Tỷ

trọng của phần được giải thích bởi sự khác nhau về đặc điểm lao động này giảm theo

phân vị nhưng luôn cao hơn 50%. Sự tham gia giải thích nhiều nhất của đặc điểm lao

động vào chênh lệch tiền lương là ở phân vị 0,1 với tỷ lệ 74,83%. Sự tham gia giải

thích ít nhất là ở phân vị 0,9 với 56,43%. Ngược lại, phần chênh lệch do sự khác

nhau về hệ số hồi quy trong chênh lệch tiền lương giữa thành thị - nông thôn năm

127

2012 chiếm tỷ trọng nhỏ và tăng dần theo phân vị được xét. Tỷ trọng nhỏ nhất là ở

phân vị 0,1 với 25,17% và tỷ trọng cao nhất là 43,57% ở phân vị 0,9.

b. Phân rã chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn năm 2012 ở nhóm

lao động nam

Xu hướng thay đổi theo phân vị của chênh lệch tiền lương thành thị - nông thôn

ở nhóm lao động nam năm 2012 khá giống với xu hướng chênh lệch chung trên toàn

mẫu số liệu. Nghĩa là, trong năm 2012, tiền lương thực tế theo giờ của lao động nam

ở thành thị cao hơn lao động nam ở khu vực nông thôn và mức chênh lệch này tăng

dần khi xét phân vị tăng dần.


Sự tăng dần theo phân vị của chênh lệch tiền lương thành thị - nông thôn ở lao

động nam năm 2012 thể hiện qua đường thẳng biểu diễn chênh lệch thuần dốc lên rất

rõ nét ở Hình 4.68. Con số chênh lệch cụ thể được liệt kê ở cột 4 Bảng C. 2. Cũng

theo kết quả này, sự khác nhau về đặc điểm lao động giữa hai khu vực có tham gia

giải thích sự chênh lệch tiền lương này ở tất cả các phân vị. Tỷ lệ giải thích cao nhất

là ở phân vị 0,1; khi mà phần được giải thích này chiếm đến 83,58%

0,13540,1629

phần lệch giữa hai khu vực thành thị - nông thôn ở năm 2012. Tỷ

lệ giải thích của đặc điểm lao động với chênh lệch tiền lương này ở các phân vị 0,25

– 0,5 – 0,75 – 0,9 lần lượt là 86,50% - 55,27% - 55,80% và 57,32%.

Mặc dù đặc điểm lao động có tham gia giải thích chênh lệch tiền lương giữa hai

khu vực ở nhóm lao động nam, nhưng phần chênh lệch do hệ số hồi quy vẫn tồn tại.

Dù tỷ trọng phần chênh lệch do hệ số hồi quy nhỏ hơn 50% nhưng đó vẫn được xem

là dấu hiệu bất bình đẳng trong tiền lương giữa thành thị và nông thôn.

c. Phân rã chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn năm 2012 ở

nhóm lao động nữ giới

Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương thành thị - nông thôn ở nhóm lao động

nữ được biểu diễn trên Hình 4.69. Xu hướng thay đổi theo phân vị của mức chênh

lệch này ở nhóm lao động nữ không giống với ở lao động nam ở những phân vị đầu.

Chênh lệch tiền lương thành thị - nông thôn ở nhóm lao động nữ giới là 29,92% ở

128

phân vị 0,1. Chênh lệch này giảm nhẹ ở phân vị 0,25 xuống 26,38%. Sau đó, chênh

lệch này tăng lên đến 31,17% ở phân vị 0,5; tiếp tục tăng đến 41,01% ở phân vị 0,75

và chạm đến mức 43,45% ở phân vị 0,9.


Cũng giống như ở nhóm lao động nam, đặc điểm lao động là yếu tố quan trọng

giải thích cho sự chênh lệch tiền lương giữa thành thị - nông thôn ở nhóm lao động

nữ. Tỷ lệ của phần giải thích đều cao hơn 50% ở tất cả các phân vị. Tỷ lệ này đạt cao

nhất là 73,08% 0,19220,2638

ở phân vị 0,25 và thấp nhất là 54,19% ở phân vị

0,9. Từ đó, sự chênh lệch tiền lương giữa thành thị - nông thôn ở nữ giới vẫn tồn tại

một phần chênh lệch do hệ số hồi quy. Do vậy vẫn tiềm ẩn dấu hiệu bất bình đẳng

trong vấn đề tiền lương theo khu vực thành thị - nông thôn ở nữ giới.

4.2.2.3. So sánh chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn theo từng

nhóm giới tính

Những kết quả phân tích chênh lệch tiền ở thành thị - nông thôn trên toàn bố số

liệu hay trên từng nhóm lao động nam và nữ đều cho thấy tiền lương thành thị cao

hơn nông thôn ở tất cả các phân vị ở cả hai thời điểm nghiên cứu. Đề tài tiến hành so

sánh khoảng chênh lệch tiền lương này ở nữ giới và nam giới để có những phân tích

chi tiết hơn nữa về vấn đề chênh lệch tiền lương thành thị - nông thôn.

a. So sánh chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn theo từng nhóm

giới tính năm 2002

Kết quả so sánh cho thấy chênh lệch tiền lương thành thị - nông thôn ở nữ giới

cao hơn nam giới ở những phân vị 0,1 – 0,25 – 0,5 nhưng chênh lệch ở nam giới lại

cao hơn nữ giới ở những phân vị 0,75 – 0,1. Điều này cho thấy vấn đề tiền lương

thành thị - nông thôn ở nữ giới nghiêm trọng hơn nam giới ở nhóm lao động có tiền

lương thấp tương đối. Ngược lại chênh lệch tiền lương này ở nam giới nghiêm trọng

hơn nữ giới ở nhóm lao động có tiền lương cao.


129

Ở cả hai nhóm này, chênh lệch đặc điểm lao động ở nam và nữ đều có tham gia

giải thích cho chênh lệch thuần giữa thành thị và nông thôn ở tất cả các phân vị được

xét. Mức độ chênh lệch tiền lương thành thị - nông thôn được giải thích ở nữ giới cao

hơn nam giới. Cụ thể là ở phân vị 0,5; phần chênh lệch được giải thích bằng đặc

điểm lao động ở nữ giới là 58,22% trong khi tỷ lệ này ở nam giới là 45,36%. Ở phân

vị 0,75; phần chênh lệch được giải thích bằng đặc điểm lao động ở nữ giới là 69,83%

trong khi ở nam giới tỷ lệ này là 49,61%. Ở phân vị 0,9; phần chênh lệch được giải

thích bằng đặc điểm lao động ở nữ giới là 64,59% trong khi ở nam giới tỷ lệ này là

47,47%. Điều này cũng có nghĩa là phần chênh lệch tiền lương thành thị - nông thôn

gây ra do hệ số hồi quy ở nam giới là nhiều hơn nữ giới. Điều này hàm ý một khoảng

mức đãi ngộ theo khu vực bất bình đẳng cho nam nhiều hơn cho nữ.

b. So sánh chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn theo từng nhóm

giới tính năm 2012


Kết quả so sánh cho thấy xu hướng chung của chênh lệch này ở nam và nữ ở

phân vị cao (0,75 – 0,9) đều cao hơn nhóm phân vị thấp (0,1 – 0,25). Bên cạnh đó,

chênh lệch tiền lương thành thị - nông thôn ở nhóm lao động nữ là nghiêm trọng hơn

nhóm lao động nam ở phân vị thấp (0,1 – 0,25); nhưng lại ít nghiêm trọng hơn ở

những phân vị cao (0,75 – 0,9) và khá tương đồng ở phân vị giữa (0,5). Trong năm

2012, đặc điểm lao động tham gia giải thích chênh lệch tiền lương thành thị - nông

thôn ở tất cả các phân vị tiền lương của lao động nam và lao động nữ, mức độ giải

thích khá cao, đều trên 50%, nhưng không nhóm lao động nào có tỷ lệ được giải

thích rõ rệt hơn nhóm lao động khác. Tỷ lệ phần chênh lệch do hệ số hồi quy ở cả hai

nhóm đều dưới 50%, hàm ý rằng có tồn tại yếu tố bất bình đẳng trong trả lương giữa

thành thị - nông thôn ở cả hai giới nhưng khó có thể so sánh được bất bình đẳng ở

nhóm nào nghiêm trọng hơn.

4.2.2.4. So sánh chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn năm 2002 và

2012

130

Bằng chứng thực nghiệm từ những phân tích đã trên đây cho thấy tiền lương ở

nhóm lao động thành thị luôn cao hơn ở nhóm lao động nông thôn ở cả hai năm 2002

và 2012. Tuy nhiên, để xét xem mức chênh lệch tiền lương này tăng hay giảm theo

thời gian, đề tài tiến hành so sánh chênh lệch tiền lương thành thị - nông thôn giữa

năm 2002 và 2012 trên toàn bộ mẫu số liệu cũng như trên từng nhóm lao động nam

và nữ.

a. So sánh chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn năm 2002 và 2012

trên toàn bộ số liệu

Kết quả so sánh cho thấy rằng chênh lệch tiền lương thành thị - nông thôn ở

Việt Nam giảm rõ rệt theo thời gian. Chênh lệch tiền lương thực tế theo giờ giữ

thành thị - nông thôn ở năm 2012 thấp hơn năm 2002 ở tất cả các phân vị. Mức giảm

rõ rệt nhất xảy ra ở phân vị 0,1; khi mà chênh lệch thành thị - nông thôn ở năm 2002

là 98,17% giảm xuống chỉ còn 21,13% ở năm 2012. Ở phân vị 0,25; chênh lệch

thành thị - nông thôn ở năm 2002 là 66,92% trong khi chênh lệch năm 2012 là

21,99%. Ở phân vị 0,5; chênh lệch là 53,73%, giảm xuống chỉ còn 29,73% trong năm

2012. Xu hướng giảm tiếp tục ở phân vị 0,75 và 0,9 nhưng mức giảm ít hơn các phân

vị trước. Cụ thể là giảm từ 55,23% trong năm 2002 xuống còn 41,76% trong năm

2012 ở phân vị 0,75 và giảm từ 60,83% năm 2002 xuống còn 50,14% ở phân vị 0,9.

Sự giảm của mạnh theo thời gian của chênh lệch tiền lương thực tế theo thời gian là

một trong số những dấu hiệu tích cực cho thấy kết quả của những chính sách tăng

trưởng bền vững mà Việt Nam đang thực thi.


Phần chênh lệch tiền lương được giải thích do đặc điểm lao động ở năm 2012

cũng cao hơn năm 2002 ở tất cả các phân vị. Do đó, phần chênh lệch chưa được giải

thích, gây ra do chênh lệch hệ số hồi quy ở năm 2012 cũng thấp hơn năm 2002. Đây

cũng là một bằng chứng thống kê cho thấy xu hướng bất bình đẳng tiền lương ở

thành thị - nông thôn phần nào được cải thiện.

b. So sánh chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn năm 2002 và 2012

ở nhóm lao động nam giới

131

Kết quả phân tích chung đã cho thấy chênh lệch tiền lương thành thị - nông

thôn ở Việt Nam giảm đáng kể theo thời gian. Xu hướng giảm này xảy ra như thế

nào ở nhóm lao động nam và lao động nữ? Câu hỏi này sẽ được trả lời khi so sánh

kết quả phân rã chênh lệch tiền lương năm 2002 và năm 2012 ở lao động nam và nữ.

Từ kết quả so sánh trên Bảng C2, có thể nhận thấy chênh lệch tiền lương thành thị -

nông thôn ở nhóm lao động nam giới cũng giảm rõ rệt theo thời gian. Mức giảm rõ

rệt nhất cũng xảy ra ở phân vị 0,1; chênh lệch tiền lương hai khu vực giảm từ 90,89%

năm 2002 xuống chỉ còn 16,29% ở năm 2012. Mức giảm ít rõ rệt nhất là ở phân vị

0,9; khi mà chênh lệch năm 2002 là 65,31% chỉ giảm xuống đến 55,34% ở năm

2012.


Tỷ trọng phần chênh lệch tiền lương do đặc điểm lao động và chênh lệch tiền

lương do hệ số hồi quy cũng rất khác nhau giữa hai thời điểm. Ở năm 2002, trong khi

phần lớn (trên 50%) chênh lệch tiền lương thành thị - nông thôn là do hệ số hồi quy

thì trong năm 2012, phần lớn chênh lệch này là do đặc điểm lao động. Cũng giống

như trường hợp xét trên toàn bộ mẫu số liệu, sự thay đổi này phản ánh một sự cải

thiện trong bất bình đẳng tiền lương, không những chênh lệch tiền lương giảm xuống

mà sự chênh lệch này còn được giải thích tốt hơn bằng các đặc điểm lao động cụ thể

chứ không phải là do sự khác nhau trong cơ chế đãi ngộ giữa hai khu vực.

c. So sánh chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn năm 2002 và 2012

ở nhóm lao động nữ giới


Tương tự như kết quả so sánh chênh lệch tiền lương ở nhóm lao động nam,

chênh lệch tiền lương thành thị - nông thôn ở nhóm lao động nữ cũng được cải thiện

rõ rệt theo thời gian. Ở phân vị càng thấp thì sự cải thiện càng rõ nét. Cụ thể là chênh

lệch này ở phân vị 0,1 năm 2002 lên đến 111,45% trong khi chỉ còn 29,92 % trong

năm 2012. Ở phân vị 0,25, mức chênh lệch năm 2002 là 77,7% và ở năm 2012 là

26,38%. Sự cải thiện ít rõ nét ở phân vị 0,75 và phân vị 0,9. Ở phân vị 0,75; chênh

132

lệch tiền lương thành thị - nông thôn là 53,42% năm 2002 và 41,01% năm 2012. Ở

phân vị 0,9; chênh lệch tiền lương này là 54% năm 2002 và 43,54% năm 2012. Điều

này cho thấy rằng, ở nhóm lao động nữ có tiền lương thấp, thì chênh lệch tiền lương

thành thị - nông thôn được cải thiện rất rõ nét. Đây có thể là một thành quả mang lại

bởi chính sách xóa đói giảm nghèo mà Việt Nam theo đuổi trong nhiều năm qua.

4.2.3. Phân rã chênh lệch tiền lương giữa năm 2002 và 2012

Bên cạnh việc phân tích chênh lệch tiền lương giữa lao động nam và lao động

nữ, giữa khu vực thành thị và nông thôn, đề tài còn nhận thấy rằng, cùng với sự tăng

trưởng kinh tế, tiền lương của người lao động cũng được cải thiện theo thời gian.

Những phân tích ban đầu qua các thống kê mô tả ở 3.1.2 và 3.1.3 đã cung cấp bằng

chứng cho thấy sự gia tăng đáng kể trong chênh lệch tiền lương thực tế theo thời

gian. Sự gia tăng tiền lương có thể do hai nhóm yếu tố. Một là, tiền lương thực tế

tăng là do sự thay đổi của các biến độc lập trong mô hình. Hai là, tiền lương thực tế

tăng là do thay đổi hệ số hồi quy hàm tiền lương theo thời gian, phản ánh phần nào

sự thay đổi trong cấu trúc trả lương cho người lao động. Những phân tích sau đây sẽ

làm rõ phần thay đổi tiền lương do đặc điểm lao động và phần chênh lệch tiền lương

do hệ số hồi quy khi xét sự gia tăng tiền lương của năm 2012 so với năm 2002.

a. Phân rã chênh lệch tiền lương giữa năm 2002 và 2012 trên toàn bộ số liệu

Việc phân rã chênh lệch tiền lương giữa năm 2002 và 2012 được thực hiện trên

toàn bộ mẫu số liệu, cũng như trên từng nhóm lao động như nhóm lao động nam,

nhóm lao động nữ, nhóm lao động thành thị và nhóm lao động nông thôn. Kết quả

phân rã chênh lệch tiền lương năm 2002 – 2012 được thể hiện ở Bảng C. 3 và được

biểu diễn trên các đồ thị từ Hình 4.75 đến Hình 4.78.


Hình 4.75 thể hiện kết quả phân rã chênh lệch tiền lương 2002 – 2012 dựa trên

kết quả bằng số cụ thể ở cột 1 của Bảng C. 3. Kết quả tính toán cho thấy tiền lương

thực tế theo giờ năm 2012 cao hơn năm 2002 ở tất cả các phân vị, nhưng ở những

phân vị khác nhau thì mức độ tăng lương có khác nhau. Khi phân vị càng cao thì

mức độ tăng lương theo thời gian càng thấp. Ở phân vị 0,1; tiền lương thực tế tăng

133

136,7% sau 10 năm. Ở phân vị 0,25; mức tăng tiền lương thực tế là 105,7%. Ở phân

vị 0,5; con số này là 86%. Mức tăng chỉ đạt 74,7% ở phân vị 0,75 và 68,4% ở phân

vị 0,9.

Sự gia tăng tiền lương của người lao động theo thời gian cũng được phân rã

thành hai phần, một phần là tăng lương gây ra do sự thay đổi đặc điểm lao động giữa

hai thời điểm và một phần là tăng lương gây ra do sự thay đổi về hệ số hồi quy. Theo

kết quả phân tích, sự thay đổi do đặc điểm lao động ở năm 2012 so với 2002 có tham

gia giải thích sự tăng lương theo thời gian nhưng mức độ giải thích rất khiêm tốn. Ở

phân vị 0,1; đặc điểm lao động chỉ giải thích được khoảng 9% của mức lương tăng

0,1231,367

, còn lại 91% là do thay đổi về hệ số hồi quy. Ở phân vị 0,25; đặc

điểm lao động giải thích được 6,73% ; còn lại 93,27% gây ra do hệ số hồi quy thay

đổi. Ở phân vị 0,5; tỷ lệ phần được lao động được giải thích bởi đặc điểm lao động là

13,49%. Ở phân vị 0,75; con số này là 23,96% và tỷ lệ này đạt 31,58% ở phân vị 0,9.

Có thể thấy rằng, sự tham gia giải thích của đặc điểm lao động cho sự tăng lương

theo thời gian chiếm tỷ lệ rất nhỏ. Phần lớn nguyên nhân của sự tăng lương thực tế

theo thời gian là thay đổi hệ số hồi quy, thể hiện sự thay đổi trong cấu trúc trả lương

của Việt Nam sau 10 năm.

b. Phân rã chênh lệch tiền lương giữa năm 2002 và 2012 ở nhóm lao động nam

giới

Cũng giống như kết quả chung khi xét trên toàn bộ mẫu số liệu, tiền lương ở

nhóm lao động nam cũng tăng rõ rệt theo thời gian. Xu hướng chung là ở phân vị

càng cao thì mức tăng tiền lương càng giảm.


Sự thay đổi tiền lương ở nam giới rõ rệt nhất là ở phân vị 0,1; khi mà tiền lương

thực tế nam giới năm 2012 tăng 134,2% so với năm 2002. Mức tăng lương thấp nhất

là ở phân vị 0,9; tiền lương thực tế năm 2012 tăng 69,2% so với năm 2002. Đặc điểm

lao động cũng tham gia giải thích thay đổi tiền lương theo thời gian ở nam giới,

nhưng mức độ tham gia giải thích không cao; thấp nhất là ở phân vị 0,25 với 7,03%

134

và cao nhất là ở phân vị 0,9 với 30,06%. Như vậy, phần lớn sự tăng lương ở nam giới

theo thời gian là do sự thay đổi hệ số hồi quy hàm tiền lương theo thời gian.

c. Phân rã chênh lệch tiền lương giữa năm 2002 và 2012 ở nhóm lao động nữ

giới

Tiền lương của nhóm lao động nữ cũng tăng đáng kể theo thời gian nhưng mức

tăng tiền lương khi xét ở phân vị thấp lớn hơn rất nhiều ở phân vị cao. Ở phân vị 0,1;

tiền lương thực tế theo giờ của nữ giới tăng 142,8% sau 10 năm. Ở phân vị 0,25; tiền

lương thực tế theo giờ nữ giới tăng 110,3% và ở phân vị 0,5; mức tăng là 89,6%. Ở

những phân vị này, mức tăng tiền lương thực tế này ở nữ giới cao hơn ở nam giới xét

cùng phân vị. Riêng khi xét ở phân vị 0,75 và phân vị 0,9; mức tăng lương của lao

động nữ không còn cao hơn lao động nam; cụ thể là tăng 74,9% ở phân vị 0,75 và

67,9% ở phân vị 0,9.


Đặc điểm lao động cũng tham gia giải thích sự tăng lương theo thời gian ở nữ

giới và tỷ lệ tham gia giải thích cao hơn hẳn so với lao động nam. Ở phân vị 0,1;

phần chênh lệch được giải thích là 26,12% 0,3731,428

. Ở phân vị 0,25, phần

tăng lương được giải thích do đặc điểm lao động là 27,38%. Con số này ở phân vị 0,5

là 30,61%. Con số này tăng rõ rệt ở phân vị 0,75 - lên đến 37,78% và tiếp tục tăng ở

phân vị 0,9 với mức giải thích là 41,38%. Nhìn chung, ở phân vị càng cao thì sự

tham gia giải thích của đặc điểm lao động càng nhiều. Điều này cho thấy rằng các

yếu tố tác động đến tiền lương của người lao động nữ tăng theo chiều hướng tích cực

góp phần làm tăng lương của lao động nữ. Tuy nhiên, phần lớn sự tăng lương này là

do tăng hệ số hồi quy thể hiện sự thay đổi trong đãi ngộ lao động nữ được nhận giữa

hai thời điểm.

d. Phân rã chênh lệch tiền lương giữa năm 2002 và 2012 ở nhóm lao động thành

thị

Những thống kê mô tả ban đầu cũng cho thấy rằng tiền lương thành thị và nông

thôn cũng tăng rất nhiều theo thời gian. Để có thể phân tích chi tiết sự gia tăng tiền

135

lương thực tế ở cả hai khu vực này, đề tài tiến hành phân rã sự tăng lương ở hai khu

vực để xét xem vai trò của đặc điểm lao động đến sự tăng lương ở hai khu vực này.

Theo kết quả phân rã thể hiện ở cột 4 của Bảng C. 3, tiền lương thực tế theo giờ

ở khu vực thành thị tăng rõ rệt theo thời gian. Nếu xét trên từng phân vị, ở phân vị

càng cao thì mức tăng tiền lương ở thành thị càng giảm. Ở phân vị 0,1; tiền lương

năm 2012 tăng 77,7% so với năm 2002. Ở phân vị 0,25; mức tăng là 71,9%. Ở phân

vị 0,5; mức tăng tiền lương sau 10 năm là 67,3%. Mức tăng này chỉ còn 64,3% ở

phân vị 0,75 và 58,2% ở phân vị 0,9.


Ở sự tăng tiền lương của khu vực thành thị, vai trò của sự thay đổi đặc điểm lao

động rất hạn chế. Ở những phân vị thấp, đặc điểm lao động không tham gia giải thích

sự tăng lương. Ở phân vị cao, sự giải thích của đặc điểm lao động cũng rất thấp, chỉ

khoảng 13% ở phân vị 0,9. Điều này có nghĩa là sự tăng lương ở khu vực thành thị

gần như không xuất phát từ sự cải thiện đặc điểm lao động theo hướng tích cực theo

thời gian mà gần như là do sự thay đổi về hệ số hồi quy.

e. Phân rã chênh lệch tiền lương giữa năm 2002 và 2012 ở nhóm lao động nông

thôn

Hình 4.79 biểu diễn trên đồ thị kết quả phân rã sự tăng lương theo thời gian

giữa năm 2002 với năm 2012 ở nhóm lao động nông thôn dựa trên những kết quả

được thể hiện ở cột cuối cùng của Bảng C. 3.


Kết quả tính toán cho thấy ở phân vị càng cao thì mức độ tăng tiền lương càng

thấp. Tuy nhiên, sự tăng tiền lương thực tế theo giờ ở khu vực nông thôn cao và rõ

rệt hơn ở khu vực thành thị. Ở phân vị 0,1; tiền lương thực tế theo giờ ở nông thôn

tăng 154,8%. Mức tăng ở phân vị 0,25 là 116%. Các mức tăng tiền lương thực tế ở

nông thôn ở các phân vị 0,5 – 0,75 – 0,9 lần lượt là 91,4% - 77,9% và 69%.

136

Sự cải thiện các đặc điểm lao động ở nông thôn có tham gia giải thích sự tăng

lương trên các phân vị nhưng mức độ tham gia rất ít, cao nhất là 23,04% ở phân vị

0,9 và thấp nhất là ở phân vị 0,25 với 9,87%. Như vậy, phần lớn các cải thiện tiền

lương theo thời gian ở khu vực nông thôn là do sự thay đổi của hệ số hồi quy.

4.3. Kết luận về kết quả nghiên cứu.

4.3.1. Về sự thay đổi hàm hồi quy tiền lương

4.3.1.1. Sự thay đổi hàm hồi quy tiền lương theo giới tính

Trong năm 2002, kết quả phân tích số liệu cho thấy bằng cấp thực sự tác động

đến tiền lương ở tất cả các phân vị được xét. Bằng cấp càng cao thì tiền lương nhận

được càng lớn. Chênh lệch tiền lương giữa các bằng cấp là cao và rõ rệt ở những

phân vị thấp. Xu hướng chung là chênh lệch này cao ở những phân vị thấp, giảm dần

khi xét những phân vị cao. Ở một số nhóm bằng cấp (như Tiểu học – Trung học cơ

sở) thì chênh lệch khi xét ở phân vị cao là không còn rõ nét. Ở những nhóm bằng cấp

thấp hơn, trong năm 2002, hệ số hồi quy của nhóm lao động nữ cao hơn nhóm lao

động nam. Ngược lại, ở nhóm bằng cấp cao, hệ số hồi quy của nhóm lao động nam

lại có xu hướng cao hơn hệ số này ở nhóm lao động nữ.

Trong năm 2012, khi bằng cấp càng cao thì mức tiền lương người lao động

nhận được càng nhiều. Với số liệu năm 2012, ở những nhóm bằng cấp không cao

(Tiểu học, Trung học cơ sở, Trung học phổ thông), hệ số hồi quy của lao động nữ

cao hơn lao động nam. Nhưng ở những nhóm bằng cấp cao (Cao đẳng – Đại học, Sau

đại học), hệ số hồi quy của lao động nam lại cao hơn so với lao động nữ. Với biến

giả Cao đẳng – Đại học, Sau đại học, hệ số hồi quy cao hơn rất nhiều so với các biến

giả ứng với các nhóm bằng cấp còn lại. Sự chênh lệch tiền lương giữa những phân vị

cuối ở nhóm lao động nam giới năm 2012 thì cao và rõ nét hơn so với những phân vị

đầu. Điều này ngược lại với năm 2002, khi mà sự phân hóa tiền lương giữa các nhóm

bằng cấp rõ nét ở những phân vị đầu và ít rõ rệt ở những phân vị cuối.

4.3.1.2. Sự thay đổi hàm hồi quy tiền lương theo khu vực

137

Ở cả hai khu vực thành thị và nông thôn, trong năm 2002, bằng cấp càng cao

thì mức tiền lương người lao động được nhận càng nhiều. Ở khu vực thành thị, chênh

lệch tiền lương giữa các bằng cấp có xu hướng thấp dần khi xét phân vị tăng dần,

nghĩa là ở phân vị thấp, chênh lệch giữa các bằng cấp rất cao khi xét ở phân vị thấp

và chênh lệch giữa các bằng cấp thấp khi xét phân vị cao. Ngược lại, ở khu vực nông

thôn, ở những phân vị càng cao thì chênh lệch tiền lương giữa các bằng cấp càng có

xu hướng tăng dần. Ở những nhóm bằng cấp thấp hơn như Tiểu học - Trung học cơ

sở - Trung học phổ thông, hệ số hồi quy của khu vực thành thị cao hơn so với khu

vực nông thôn. Trong khi đó, ở những nhóm bằng cấp Học nghề - Cao đẳng - Đại

học, hệ số hồi quy của nhóm lao động nông thôn có xu hướng cao hơn. Đối với nhóm

bằng cấp Học nghề, Cao đẳng - Đại học, sự khác nhau về hệ số hồi quy ở thành thị

và nông thôn rất rõ rệt ở những phân vị thấp nhưng ít rõ rệt ở những phân vị cao.

Với số liệu năm 2012, có thể tiếp tục khẳng định rằng bằng cấp càng cao thì

tiền lương người lao động nhận được càng lớn cũng xảy ra cả ở thành thị và nông

thôn. Ngoại trừ bằng cấp Sau đại học, hệ số hồi quy theo bằng cấp ở khu vực nông

thôn có xu hướng cao hơn hệ số hồi quy tương ứng ở khu vực thành thị. Đặc biệt là ở

những phân vị thấp của biến log-tiền lương thực tế. Bên cạnh đó, ở những nhóm

bằng cấp như Tiểu học - Trung học cơ sở - Trung học phổ thông, hệ số hồi quy ở khu

vực nông thôn càng giảm khi xét phân vị càng cao. Trong khi đó, hệ số hồi quy khu

vực thành thị không rõ ràng. Ngược lại, ở những nhóm bằng cấp như Học nghề - Cao

đẳng - Đại học, hệ số hồi quy ở khu vực thành thị càng tăng ở phân vị càng cao,

trong khi biến đổi của hệ số hồi quy khu vực nông thôn không rõ ràng.

4.3.1.3. Sự thay đổi hàm hồi quy tiền lương theo thời gian

Giá trị hệ số hồi quy của các biến giả bằng cấp trong năm 2002 hầu như cao

hơn giá trị hệ số hồi quy tương ứng trong năm 2012. Điều này không có nghĩa là tiền

lương của người lao động có bằng cấp ở năm 2002 cao hơn những người lao động có

bằng cấp tương ứng trong năm 2012. Chỉ có kết luận rằng, chênh lệch hệ số hồi quy

của nhóm bằng cấp đang xét với nhóm cơ sở trong năm 2002 là cao hơn năm 2012,

138

hàm ý rằng sự chênh lệch tiền lương giữa các bằng cấp của lao động nam trong năm

2002 cao hơn năm 2012. Có thể hình dung rằng việc trả lương theo bằng cấp như

những nấc thang, mỗi loại bằng cấp tăng dần đánh dấu những nấc thang tăng dần,

khoảng cách giữa các nấc thang trong năm 2002 xa hơn trong năm 2012. Nhưng độ

cao thực sự của từng nấc thì trong năm 2012 lại cao hơn năm 2002. Điều này có thể

thấy trong bảng thống kê mô tả tiền lương theo phân vị ở bảng A.9 của phụ lục A.

Khi xét bằng cấp Cao đẳng - Đại học và Sau đại học, hệ số hồi quy của nhóm

lao động nam năm 2002 giảm dần theo phân vị. Trong khi đó hệ số hồi quy của

nhóm lao động nam năm 2012 thường tăng cao ở những phân vị cuối và biến đổi

không rõ rệt ở những phân vị đầu. Sau khi so sánh hệ số hồi quy của từng biến giả

bằng cấp ở lao động nữ trong năm 2002 với năm 2012, có thể thấy rằng ở những

nhóm bằng cấp thấp hơn (Tiểu học, Trung học cơ sở) hệ số hồi quy của biến giả

tương ứng năm 2012 cao hơn năm 2002; nhưng ở những nhóm bằng cấp khác (Trung

học phổ thông, Học nghề, Cao đẳng - Đại học), hệ số hồi quy năm 2002 lại cao hơn

năm 2012. Bên cạnh đó, hệ số hồi quy của các biến giả bằng cấp giữa năm 2002 và

2012 khác nhau rất nhiều ở những phân vị đầu; giảm dần theo phân vị và gần như ít

có chênh lệch ở những phân vị cuối.

Hệ số hồi quy của hàm tiền lương của người lao động thành thị trong năm

2002 cao hơn năm 2012 ở hầu hết các phân vị; đặc biệt là ở những phân vị đầu (0,1 -

0,25). Chênh lệch này ít rõ nét ở phân vị cuối ở một số bằng cấp cao như Cao đẳng -

Đại học hoặc Học nghề. Khi xét các những nhóm bằng cấp Tiểu học – Trung học cơ

sở - Trung học phổ thông, hệ số hồi quy tương ứng của các biến giả này của năm

2012 luôn tăng ở những phân vị đầu (0,1 – 0,25 – 0,5) nhưng xu hướng thay đổi

không rõ ràng ở những phân vị cuối. Khi xét những nhóm bằng cấp Cao đẳng / Đại

học – Học nghề - Sau đại học, hệ số hồi quy của các biến giả này ở năm 2012 gần

như luôn tăng khi phân vị tăng, đặc biệt là ở các phân vị cuối. Trong năm 2002, hình

mẫu biến đổi của hệ số hồi quy các biến giả bằng cấp luôn có dạng chữ U; nghĩa là

cao ở những phân vị đầu và cuối; thấp ở những phân vị giữa.

139

Hệ số hồi quy của biến giả ứng với những bằng cấp thấp hơn (Tiểu học –

Trung học cơ sở - Trung học phổ thông) của khu vực nông thôn năm 2012 thấp hơn

năm 2002 ở hầu hết các phân vị. Trong khi đó, nếu xét các bằng cấp Học nghề - Cao

đẳng - Đại học, hệ số hồi quy ở năm 2002 lại cao hơn năm 2012. Khoảng cách giữa

hệ số hồi quy của biến giả bằng cấp ở khu vực lao động nông thôn trong hai năm

được xét cách nhau rất lớn ở những phân vị đầu và giảm dần ở những phân vị giữa.

Xu hướng giảm của hệ số hồi quy ứng với biến giả bằng cấp của lao động nông thôn

năm 2012 luôn giảm theo phân vị khi xét ở nửa những phân vị đầu (từ phân vị 0,1

đến phân vị 0,5, những hệ số này tiếp tục giảm khi phân vị tăng (0,5 – 0,75 – 0,9) ở

nhóm bằng cấp Tiểu học – Trung học cơ sở. Song hệ số này sẽ tăng ở nửa phân vị

cuối nếu xét ở các bằng cấp Học nghề và Cao đẳng - Đại học.

4.3.1.4. So sánh kết quả hồi quy hàm tiền lương ở Việt Nam với các nghiên cứu

trước đó

Kết quả nghiên cứu về tác động của bằng cấp của luận án phù hợp với các

nghiên cứu của các tác giả khác. Một số kết quả so sánh được thể hiện ở bảng 4.1.

Kết quả được đưa vào so sánh là một trong những kết quả mà đề tài thực hiện so với

các giả khác

Bảng 4. 1 So sánh kết quả hồi quy hàm tiền lương với các nghiên cứu trước trên thế giới

Tác giả Quốc

gia

Phương

pháp Kết quả trên toàn mẫu

Wahlberg R.

(2008)

Đức Hồi quy phân

vị - số liệu

năm 1987

Số năm

đi học 0.1 0.25 0.5 0.75 0.9

THPT 0,057 0,069 0,087 0,110 0,145

ĐH 0,237 0,301 0,366 0,443 0,513

Charnoz

(2011)

Pháp Hồi quy phân

vị

Bằng

cấp 0.1 0.25 0.5 0.75 0.9

THCS 0,114 0.139 0.182 0.255 0.331

THPT 0.210 0.234 0.270 0.297 0.327

CĐ 0.233 0.281 0.399 0.534 0.625

140

ĐH 0.349 0.403 0.463 0.527 0.587

Hyder A. &

Reilly

B.,(2005)

Pakistan

2002,

khu vực

công

HQPV, có

hiệu chỉnh

tính chệch do

chọn mẫu.

Bằng

cấp 0.1 0.25 0.5 0.75 0.9

TH -0,085 0.0307 0,0297 0,1238 0,065

THCS 0,096 0,229 0,058 0,167 0,068

THPT 0,039 0,225 0,336 0,383 0,432

CĐ 0,335 0,580 0,400 0,433 0,626

ĐH 0,251 0,470 0,456 0,577 0,688

SĐH 0,387 0,692 0,662 0,647 0,732

Martins et al

(2004)

15 nước

châu Âu

HQPV tiền

lương theo số

năm đi học

Quốc

gia 0.1 0.25 0.5 0.75 0.9

Áo 0,07 0,09 0,12

Đan

Mạch

0,061 0,061 0,069

Phần

Lan

0,066 0,088 0,096

Pháp 0,057 0,075 0,089

Đức 0,082 0,076 0,072

Hy Lạp 0,073 0,056 0,055

Ailen 0,075 0,099 0,099

Italia 0,065 0056 0,068

Hà Lan 0,051 0,063 0,079

NaUy 0,053 0,056 0,073

BĐN 0,065 0,122 0,145

TBN 0,065 0,087 0,087

Thụy

Điển

0,024 0,043 0,060

Thụy sĩ 0,061 0,084 0,097

Anh 0,048 0,070 0,092

Các kết quả nghiên cứu trên thế giới cũng cho thấy, ở đa số các quốc gia, tiền

lương càng cao ứng với bằng cấp càng cao và ở phân vị càng cao thì tác động của

bằng cấp đến tiền lương càng lớn. Một số quốc gia ngoại lệ như Đức, Hy Lạp thì ở

phân vị cao, tác động bằng cấp đến tiền lương càng giảm. Tuy nhiên, mức độ giảm

rất ít.

141

4.3.2. Về kết quả phân rã chênh lệch tiền lương

4.3.2.1. Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính

Tiền lương thực tế theo giờ năm 2002 của lao động nam cao hơn lao động nữ

ở tất cả các phân vị. Chênh lệch tiền lương theo giới tính ở Việt Nam năm 2002 càng

thấp khi xét ở những phân vị càng cao. Sự khác nhau về đặc điểm lao động giữa nam

và nữ không tham gia giải thích cho sự chênh lệch tiền lương giữa lao động nam và

nữ trong năm 2002. Dấu âm của đại lượng này ở kết quả phân rã còn hàm ý rằng

những đặc điểm lao động tác động đến tiền lương của nữ giới còn ưu việt hơn nam

giới. Toàn bộ phần chênh lệch tiền lương của năm 2002 trở thành phần chênh lệch

tiền lương gây ra do hệ số hồi quy.

Ở khu vực thành thị trong năm 2002, tiền lương thực tế theo giờ của người

lao động nam luôn cao hơn lao động nữ ở tất cả các phân vị. Chênh lệch tiền lương

theo giới tính ở khu vực thành thị năm 2002 không biến đổi nhiều và không có một

xu hướng tăng hay giảm rõ rệt khi phân vị được xét thay đổi. Chênh lệch về đặc điểm

lao động (thể hiện qua các biến độc lập) không hề giải thích cho sự chênh lệch tiền

lương giữa lao động nam và lao động nữ.

Ở khu vực nông thôn trong năm 2002, tiền lương thực tế theo giờ ở khu vực

nông thôn năm 2002 của lao động nam cao hơn lao động nữ ở tất cả các phân vị. Ở

phân vị càng thấp thì mức chênh lệch tiền lương theo giới tính càng cao. Sự chênh

lệch về đặc điểm lao động thể hiện qua các biến độc lập trong mô hình không giải

thích cho sự chênh lệch về tiền lương giữa lao động nam và lao động nữ ở khu vực

nông thôn năm 2002. Toàn bộ chênh lệch tiền lương giữa lao động nam và lao động

nữ ở khu vực nông thôn năm 2002 đều gây ra do chênh lệch về hệ số hồi quy, thể

hiện sự khác nhau trong đãi ngộ tiền lương mà các nhóm lao động được nhận.

Kết quả phân tích năm 2012 cho thấy lao động nam tiếp tục có tiền lương cao

hơn lao động nữ. Ở những phân vị lương càng thấp thì mức chênh lệch tiền lương

càng cao. Phần chênh lệch tiền lương giữa lao động nam và lao động nữ năm 2012

142

đều là chênh lệch gây ra do sự khác nhau về hệ số hồi quy trong hàm tiền lương giữa

hai giới.

Ở khu vực thành thị trong năm 2012, tiền lương thực tế theo giờ của lao động

nam luôn cao hơn lao động nữ ở tất cả các phân vị. Các đặc điểm lao động liên quan

đến các biến độc lập đưa vào mô hình không giải thích cho sự chênh lệch tiền lương

Ở khu vực nông thôn trong năm 2012, sự chênh lệch tiền lương cũng diễn ra

theo hướng là lao động nam nhận được mức tiền lương thực tế theo giờ cao hơn lao

động nữ. Chênh lệch càng lớn ở phân vị càng thấp. Toàn bộ các phần chênh lệch tiền

lương giữa lao động nam và lao động nữ ở khu vực nông thôn cũng đều là do sự khác

nhau về mức độ đãi ngộ mà nam và nữ nhận được,

Trong năm 2002, ở những phân vị thấp (0,1 – 0,25 – 0,5), mức độ chênh lệch

tiền lương theo giới tính ở nông thôn cao hơn rất nhiều so với nông thành thị. Nhưng

ở những phân vị cao (0,75 – 0,9) thì chênh lệch tiền lương ở khu vực thành thị lại cao

hơn so với khu vực nông thôn. Ở cả hai khu vực, toàn bộ chênh lệch tiền lương giữa

nam và nữ đều là chênh lệch tiền lương do hệ số hồi quy gây ra.

Trong năm 2012, chênh lệch tiền lương theo giới tính ở khu vực nông cao hơn

thành thị ở những phân vị đầu (0,1 – 0,25) nhưng thấp hơn ở những phân vị cuối

(0,75 – 0,9). đặc điểm lao động thể hiện qua sự khác nhau của các biến độc lập trong

mô hình không giải thích được sự chênh lệch tiền lương theo giới tính ở cả hai khu

vực thành thị và nông thôn

So sánh chênh lệch tiền lương giới tính ở thành thị theo thời gian, khoảng

chênh lệch tiền lương thực tế theo giờ giữa lao động nam và lao động nữ có xu

hướng giảm theo thời gian ở hầu hết các các phân vị (ngoại trừ phân vị 0,9). Chênh

lệch tiền lương giới tính ở khu vực thành thị gần như không thay đổi theo thời gian

sự khác nhau về đặc điểm lao động giữa hai giới không giải thích được chênh lệch

tiền lương

143

4.3.2.2. Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương theo khu vực

Tiền lương của người lao động năm 2002 ở thành thị cao hơn ở nông thôn trên

tất cả các phân vị. Đặc điểm lao động có tham gia vào giải thích vào chênh lệch tiền

lương giữa hai khu vực năm 2002. Sự khác nhau về đặc điểm lao động giữa hai khu

vực không giải thích được hết toàn bộ chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông

thôn mà chỉ giải thích được một phần của chênh lệch này. Đây có thể xem là một

trong các bằng chứng thống kê cho thấy sự bất bình đẳng trong tiền lương giữa thành

thị và nông thôn.

Cũng trong năm 2002, chênh lệch tiền lương thành thị - nông thôn ở nhóm lao

động nam giới khá tương đồng với xu hướng chênh lệch này trên toàn bộ mẫu số liệu

năm 2002 nhưng nhỏ hơn rõ rệt về mặt giá trị ở những phân vị đầu (0,1 – 0,25). Đặc

điểm lao động có tham gia giải thích chênh lệch tiền lương năm 2002 ở nam giới hai

khu vực. nhưng tỷ lệ phần giải thích của chúng chưa đến 50%. Bên cạnh đó, tiền

lương thực tế theo giờ của lao động nữ ở khu vực thành thị cũng cao hơn ở khu vực

nông thôn ở tất cả các phân vị. Đặc điểm lao động cũng có tham gia giải thích chênh

lệch tiền lương thành thị - nông thôn ở tất cả các phân vị. Tỷ lệ tham gia giải thích

này nhìn chung có xu hướng tăng dần theo phân vị.

Trong năm 2012, người lao động thành thị luôn luôn nhận được tiền lương

cao hơn người lao động ở nông thôn ở tất cả các phân vị. Sự khác nhau về đặc điểm

lao động giữa thành thị và nông thôn năm 2012 giải thích được phần lớn chênh lệch

tiền lương giữa hai khu vực. Tỷ trọng của phần được giải thích bởi sự khác nhau về

đặc điểm lao động này giảm theo phân vị nhưng luôn cao hơn 50%. Phần chênh lệch

do sự khác nhau về hệ số hồi quy trong chênh lệch tiền lương giữa thành thị - nông

thôn năm 2012 chiếm tỷ trọng nhỏ và tăng dần theo phân vị được xét. Ngoài ra, tiền

lương thực tế theo giờ của lao động nam ở thành thị cao hơn lao động nam ở khu vực

nông thôn và mức chênh lệch này tăng dần khi xét phân vị tăng dần. Sự khác nhau về

đặc điểm lao động giữa hai khu vực có tham gia giải thích sự chênh lệch tiền lương

này ở tất cả các phân vị

144

4.3.2.3. Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương theo thời gian

Tiền lương thực tế theo giờ năm 2012 cao hơn năm 2002 ở tất cả các phân vị,

nhưng ở những phân vị khác nhau thì mức độ tăng lương có khác nhau. Khi phân vị

càng cao thì mức độ tăng lương theo thời gian càng thấp. Sự thay đổi do đặc điểm

lao động có tham gia giải thích sự tăng lương theo thời gian nhưng mức độ giải thích

rất khiêm tốn. Phần lớn nguyên nhân của sự tăng lương thực tế theo thời gian là thay

đổi hệ số hồi quy, thể hiện sự thay đổi trong cấu trúc trả lương của Việt Nam sau 10

năm.

Tiền lương ở nhóm lao động nam cũng tăng rõ rệt theo thời gian. Xu hướng

chung là ở phân vị càng cao thì mức tăng tiền lương càng giảm. Đặc điểm lao động

cũng tham gia giải thích thay đổi tiền lương theo thời gian ở nam giới, nhưng mức độ

tham gia giải thích không cao. Phần lớn sự tăng lương ở nam giới theo thời gian là

do sự thay đổi hệ số hồi quy hàm tiền lương theo thời gian.

Tiền lương của nhóm lao động nữ cũng tăng đáng kể theo thời gian nhưng

mức tăng tiền lương khi xét ở phân vị thấp lớn hơn rất nhiều ở phân vị cao Đặc điểm

lao động cũng tham gia giải thích sự tăng lương theo thời gian ở nữ giới và tỷ lệ

tham gia giải thích cao hơn hẳn so với lao động nam, nhưng vẫn chiếm tỷ trọng thấp

hơn 50%. Ở phân vị càng cao thì sự tham gia giải thích của đặc điểm lao động càng

nhiều. Điều này cho thấy rằng các yếu tố tác động đến tiền lương của người lao động

nữ tăng theo chiều hướng tích cực góp phần làm tăng lương của lao động nữ..

Bên cạnh đó, tiền lương thực tế theo giờ ở khu vực thành thị tăng rõ rệt theo

thời gian. sự tăng lương ở khu vực thành thị gần như không xuất phát từ sự cải thiện

đặc điểm lao động theo hướng tích cực theo thời gian mà gần như là do sự thay đổi

về hệ số hồi quy. Sự gia tăng tiền lương thực tế ở khu vực nông thôn cao và rõ rệt

hơn ở khu vực thành thị. Sự cải thiện các đặc điểm lao động ở nông thôn có tham gia

giải thích sự tăng lương trên các phân vị nhưng mức độ tham gia rất ít, phần lớn các

cải thiện tiền lương theo thời gian ở khu vực nông thôn cũng là do sự thay đổi của hệ

số hồi quy

145

4.3.3. So sánh kết quả phân rã chênh lệch tiền lương của luận án với các nghiên

cứu trước

Các kết quả nghiên cứu mà luận án đạt được đều có nét tương đồng với các kết

quả nghiên cứu trên thế giới. Điểm chung của các kết quả này cho thấy rằng, ở đa số

các quốc gia có nghiên cứu về chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn đều

cho thấy rằng thực sự có chênh lệch tiền lương theo giới tính cũng như là chênh lệch

tiền lương giữa khu vực thành thị và nông thôn. Sự khác nhau về đặc điểm lao động

giữa các nhóm lao động (ở nam giới và nữ giới hoặc ở thành thị - nông thôn) chỉ giải

thích được một phần của chênh lệch tiền lương. Phần chênh lệch tiền lương còn lại

chưa được giải thích đều được xem như là dấu hiệu của sự bất bình đẳng trong tiền

lương.

Bảng 4. 2 So sánh kết quả phân rã tiền lương với các nghiên cứu trước trên thế giới

Tác giả Quốc

gia

Phân vị

Thành

phần 0.1 0.25 0.5 0.75 0.9

Magnani E. &

Zhu R. (2011)

Trung

Quốc,

thành thị

- nông

thôn

Chênh lệch

thuần 0.288 0.292 0.426

Phần giải

thích do

đặc điểm

lao động

0.059 0.096 0.175

Bergolo M.

Carbajar F.

(2010)

Uruguay

Thành

thị -

nông

thôn

Chênh lệch

thuần 0.012 0.084 0.169 0.315 0.465

Phần giải

thích do

đặc điểm

lao động

0.188 0.202 0.246 0.305 0.363

Heinze (2010) Đức,

Chênh

Chênh lệch

thuần 0,3203 0,2327 0,2168 0,2303 0,1927

146

lệch theo

giới tính

Phần giải

thích do

đặc điểm

lao động

0,0456 0,0427 0,0418 0,0463 0,0498

Kassenboehmer

(2014)

Mỹ,

chênh

lệch theo

giới tính

Chênh lệch

thuần 0.126 0.086 0.037

Phần giải

thích do

đặc điểm

lao động

0,064 0,046 0,038

Riêng đối với các kết quả nghiên cứu trước ở Việt Nam, chỉ có Hung P.T. et al

(2007a) nghiên cứu và phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính. So sánh kết quả

phân tích chênh lệch tiền lương năm 2002 của luận án này và nghiên cứu năm 2002

của Hung P.T et al rất có sự tương đồng về diễn tiến của chênh lệch tiền lương theo

phân vị, nghĩa là chênh lệch tiền lương theo giới tính trên toàn bộ mẫu số liệu thấp

dần khi xét phân vị càng cao. Kết quả khá trùng khớp ở những phân vị 0,5 – 0,75 và

0,90 nhưng có khác ở phân vị 0,1 và 0,25. Điều này có thể là do tác giả luận án đã

tiến hành xử lý nội sinh và tiến hành hiệu chỉnh tính chệch do chọn mẫu trên kết quả

hồi quy trong khi nghiên cứu của Hung P.T và các cộng sự không xử lý vấn đề này.

Bảng 4. 3 So sánh kết quả hồi quy hàm tiền lương với các nghiên cứu trước trên ở Việt Nam

Tác giả Quốc gia

Phân vị

Thành phần 0.1 0.25 0.5 0.75 0.9

Hung, P. T.

& Reilly B.

(2007)

Việt

Nam,

theo giới

tính

Chênh lệch

thuần 0.2453 0.1934 0.1538 0.109 0.1097

Phần giải thích

do đặc điểm

lao động của

nữ

-0.039 -0.025 -0.040 -0.03 -0.030

147

Phần giải thích

do đặc điểm

lao động của

nam

-0.045 -0.045 -0.056 -0.027 -0.067

Điểm thống nhất giữa nghiên cứu của luận án và các nghiên cứu trước đó ở Việt

Nam về chênh lệch tiền lương theo giới tính đó là mức độ chênh lệch tiền lương theo

giới tính giảm dần theo thời gian và sự khác nhau về đặc điểm lao động giữa lao

động nam và nữ không góp phần giải thích chênh lệch tiền lương theo giới tính. Dấu

âm của phần giải thích của đặc điểm lao động ở cả hai nghiên cứu đều cung cấp bằng

chứng thống kê cho thấy rằng nếu nhận được cùng mức đãi ngộ (thể hiện qua hệ số

hồi quy hàm tiền lương) thì lao động nữ có thể sẽ nhận được mức lương cao hơn lao

động nam. Các nghiên cứu này đều là những bằng chứng thực nghiệm cho thấy hiện

tượng bất bình đẳng trong trả lương theo giới tính có tồn tại ở Việt Nam trong suốt

hai thập kỷ qua.

149

CHƯƠNG 5:

KẾT LUẬN VÀ ĐỀ XUẤT GIẢI PHÁP

5.1. Kết luận

Đề tài áp dụng phương pháp hồi quy phân vị để phân tích chênh lệch tiền

lương ở Việt Nam. Vào thời điểm năm 2010, khi đề tài được bắt đầu thực hiện,

phương pháp hồi quy phân vị gần như là một phương pháp mới ở Việt Nam. Cho đến

nay, đã bắt đầu có những nghiên cứu ban đầu dùng hồi quy phân vị trong kinh tế và

tài chính, nhưng vẫn chưa có một tài liệu tiếp cận và trình bày phương pháp hồi quy

phân vị một cách có hệ thống và đầy đủ. Do đó, với phần lý thuyết về hồi quy phân

vị khá đầy đủ, đề tài có thể trở thành tài liệu tham khảo cho sinh viên, học viên cao

học, nghiên cứu sinh và những nhà nghiên cứu có quan tâm đến hồi quy phân vị ở

Việt Nam. Trong quá trình trình bày phương pháp hồi quy phân vị, đề tài còn liên hệ

và so sánh giữa phương pháp hồi quy phân vị và phương pháp bình phương nhỏ nhất

để cho thấy những ưu và nhược điểm mà hồi quy phân vị mang lại.

Bên cạnh những điểm lý thuyết cơ bản về hồi quy phân vị, đề tài còn cập nhật

những kết quả mới của việc ứng dụng hồi quy phân vị trong xây dựng hàm tiền

lương. Đó là vấn đề hiệu chỉnh tính chệch do chọn mẫu và xử lý hiện tượng nội sinh

đối với hồi quy phân vị. Hàm tiền lương ước lượng bằng phương pháp hồi quy phân

vị sẽ cho thấy được cấu trúc tiền lương trên từng phân vị của biến tiền lương cần

nghiên cứu. Đồng thời, việc hiệu chỉnh tính chệch do chọn mẫu và xử lý hiện tượng

nội sinh làm cho kết quả ước lượng bằng hồi quy phân vị mang tính vững, không

chệch và do đó, trở nên đáng tin cậy hơn.

Ngoài ra, đề tài còn giới thiệu phương pháp phân rã Machado – Mata (2005)

để tiến hành phân rã chênh lệch tiền lương giữa hai nhóm lao động để tìm ra phần

chênh lệch tiền lương được giải thích do đặc điểm lao động thể hiện qua các biến độc

150

lập trong mô hình; đồng thời việc phân rã cũng sẽ cho thấy được phần chênh lệch

tiền lương gây ra do sự khác nhau về hệ số hồi quy, được xem như là dấu hiệu thể

hiện của vấn đề bất bình đẳng trong trả lương. Do hàm tiền lương đã có hiệu chỉnh

tính chệch do chọn mẫu và xử lý nội sinh nên kết quả phân rã chênh lệch cũng đã hạn

chế được hậu quả của việc kết quả phân rã sai lệch do chọn mẫu và nội sinh.

Từ phương pháp xử lý số liệu đã lựa chọn, đề tài tiến hành phân tích chênh

lệch tiền lương ở Việt Nam trên bộ số liệu VHLSS 2002 và 2012. Trước khi tiến

hành hồi quy, đề tài thực hiện một số thống kê mô tả trên bộ số liệu đã có để tóm

lượt về cấu trúc của bộ số liệu có được. Các biến đưa vào đề tài, đặc biệt là tiền

lương, đã được điều chỉnh trượt giá để loại bỏ yếu tố tăng lương do lạm phát. Năm

gốc được lựa chọn là năm 2012. Tiền lương sau khi điều chỉnh trượt giá được đưa

vào hồi quy là tiền lương thực tế theo giờ đã được lấy logarit nepe. Các biến về trình

độ học vấn, tình trạng hôn nhân, ngành nghề, loại hình kinh tế, vùng miền, giới tính

được đưa vào xử lý dưới dạng các biến giả.

Khi tiến hành phân tích sự chênh lệch tiền lương ở Việt Nam giai đoại 2002 –

2012, đề tài chia thành hai mảng công việc chính. Một là, xây dựng hàm tiền lương ở

Việt Nam đối với từng nhóm lao động trong từng thời điểm và xét cụ thể trên từng

phân vị. Hai là, đề tài tiến hành phân rã chênh lệch tiền lương giữa các nhóm lao

động được xét thành hai phần để tìm ra phần chênh lệch gây ra do đặc điểm lao động

và phần chênh lệch gây ra do hệ số hồi quy.

Đối với mảng công việc thứ nhất là xây dựng hàm tiền lương ở Việt Nam, đề

tài đã sử dụng dạng hàm tiền lương Mincer mở rộng để thiết kế hàm tiền lương ở

Việt Nam. Đề tài tiến hành hồi quy hàm tiền lương này bằng phương pháp hồi quy

phân vị. Việc hồi quy được thực hiện trên từng nhóm lao động. Tiêu chí phân nhóm

là giới tính, khu vực thành thị - nông thôn hoặc là kết hợp của hai tiêu chí trên. Dựa

trên cách làm đó, đề tài đã đạt được các kết quả quan trọng sau đây:

Một là, đề tài đã xây dựng và ước lượng được hàm tiền lương ở Việt Nam ở

hai thời điểm nghiên cứu là năm 2002 và 2012 trên từng nhóm lao động cụ thể: lao

151

động nam, lao động nữ, lao động thành thị, lao động nông thôn, lao động nam ở

thành thị, lao động nữ ở thành thị, lao động nam ở nông thôn, lao động nữ ở nông

thôn. Từ kết quả ước lượng hàm tiền lương, có thể thấy được tác động của các biến

độc lập đưa vào mô hình đến tiền lương trên từng phân vị được xét. Phân vị thấp hay

phân vị cao của biến phụ thuộc chính là ứng với mức tiền lương thực tế theo giờ thấp

hay tiền lương thực tế theo giờ cao mà người lao động được nhận.

Hai là, dựa trên kết quả hồi quy đạt được, đề tài khẳng định được tác động

của bằng cấp đến tiền lương. Bằng cấp của người lao động càng cao thì tiền lương

thực tế theo giờ nhận được càng lớn. Điều này đúng ở cả hai thời điểm nghiên cứu, ở

tất cả các nhóm lao động được xét và đúng ở hầu hết các phân vị tiền lương. Đặc

biệt, những bằng cấp cao như Cao đẳng - Đại học hay Sau đại học thực sự đem lại

cho người lao động một mức lương vượt trội hơn những nhóm bằng cấp khác.

Ba là, bằng việc so sánh tác động của bằng cấp đến tiền lương ở các nhóm lao

động với nhau, đề tài cho thấy được sự giống nhau và khác nhau trong mức tác động

này trên từng nhóm lao động, chi tiết đến từng phân vị.

Bốn là, đề tài so sánh tác động này theo thời gian để thấy được sự thay đổi

trong ảnh hưởng của bằng cấp đến tiền lương ở các nhóm lao động được nghiên cứu.

Những phân tích chi tiết này đem lại những kết quả hữu ích. Từ đó, giúp cho những

nhà hoạch định chính sách có thể đề ra các giải pháp thực sự phù hợp với từng nhóm

đối tượng lao động cụ thể để giúp người lao động cải thiện tiền lương thực tế được

nhận.

Đối với mảng công việc thứ hai là phân rã chênh lệch tiền lương ở Việt Nam,

đề tài áp dụng phương pháp Machado – Mata (2005) trên hàm tiền lương đã hiệu

chỉnh tính chệch do chọn mẫu và có xử lý nội sinh để tiến hành phân rã chênh lệch

tiền lương giữa các nhóm lao động ở Việt Nam. Kết quả phân rã đạt được như sau:

Thứ nhất, đề tài khẳng định thực sự có chênh lệch tiền lương giữa lao động

nam và lao động nữ. Lao động nam được nhận mức tiền lương thực tế theo giờ cao

hơn lao động nữ ở tất cả các phân vị tiền lương được xét. Hơn thế nữa, đề tài còn tính

152

toán được cụ thể khoảng cách chênh lệch tiền lương theo giới tính này ở từng khu

vực thành thị, nông thôn trong từng năm 2002 va 2012 trên từng phân vị.

Thứ hai, đề tài cung cấp bằng chứng thực nghiệm cho thấy rằng chênh lệch

tiền lương thực tế giữa lao động nam và lao động nữ hoàn toàn không phải gây ra do

sự khác nhau về đặc điểm lao động, mà là do sự khác nhau về hệ số hồi quy. Giải

thích một cách đầy đủ thì có nghĩa là, giả sử nếu lao động nam và lao động nữ được

nhận cùng một hệ số hồi quy trong hàm tiền lương thì đáng lẽ lao động nữ sẽ nhận

được mức tiền lương cao hơn do có đặc điểm lao động vượt trội hơn, nhưng thực tế

lao động nam lại có mức lương cao hơn. Hơn nữa, nếu giả sử lao động nam và lao

động nữ có cùng đặc điểm lao động, đáng lẽ phải nhận được cùng mức tiền lương thì

chính sự khác nhau về hệ số hồi quy giữa hai giới đã làm tiền lương cho nam cao hơn

nữ. Điều này là dấu hiệu trong bất bình đẳng trả lương theo giới tính.

Thứ ba, đề tài khẳng định thực sự có chênh lệch tiền lương giữa nhóm lao

động thành thị và nông thôn. Đề tài tính toán được chênh lệch tiền lương này cụ thể ở

từng phân vị. Kết quả tính toán của đề tài cho thấy lao động thành thị được nhận mức

tiền lương cao hơn lao động nông thôn ở tất cả các phân vị trong cả hai thời điểm

nghiên cứu.

Thứ tư, so sánh kết quả tính toán chênh lệch tiền lương năm 2002 và 2012, đề

tài cho thấy khoảng cách tiền lương giữa thành thị và nông thôn giảm mạnh theo thời

gian. Mức giảm cao nhất ở phân vị 0,1 ứng với những mức lương thấp. Mức lương

càng cao thì sự cải thiện chênh lệch tiền lương thành thị - nông thôn càng ít rõ nét.

Thứ năm, đề tài cung cấp bằng chứng thực nghiệm cho thấy rằng sự khác

nhau về đặc điểm lao động giữa hai nhóm lao động thành thị - nông thôn là nguyên

nhân dẫn đến chênh lệch tiền lương giữa hai nhóm lao động này. Hay nói một các

khác, đặc điểm lao động có tham gia giải thích sự chênh lệch tiền lương giữa thành

thị - nông thôn. Mức độ tham gia giải thích của đặc điểm lao động đến sự chênh lệch

này khác nhau trên từng phân vị.

153

Thứ sáu, đề tài cung cấp bằng chứng thực nghiệm cho thấy rằng vẫn tồn tại sự

bất bình đẳng trong trả lương giữa người lao động ở khu vực thành thị và nông thôn.

Điều này thể hiện qua phần chênh lệch tiền lương do hệ số hồi quy có hệ số dương

trong kết quả phân rã chênh lệch tiền lương thành thị - nông thôn. Diễn giải một cách

khác, nghĩa là nếu có cùng đặc điểm lao động thì đáng lẽ người lao động ở hai khu

vực được nhận cùng một mức tiền lương, nhưng do sự khác nhau về hệ số hồi quy đã

làm cho nhóm lao động thành thị nhận được mức lương cao hơn ở nông thôn. Đây

chính là dấu hiệu bất bình đẳng tiền lương giữa thành thị - nông thôn.

Nói tóm lại, nhờ áp dụng kỹ thuật hồi quy phân vị, đề tài đạt được những phân

tích và những kết quả chi tiết đối với từng phân vị của biến log-tiền lương theo giờ

thực tế. Những kết quả chi tiết này sẽ là cơ sở để những giải pháp đề xuất chi tiết và

phù hợp với từng nhóm đối tương cụ thể.

5.2. Đề xuất gợi ý một số chính sách về lao động tiền lương

Dựa trên kết quả nghiên cứu, đề tài đề xuất một số gợi ý chính sách có thể áp

dụng trong điều kiện Việt Nam. Những chính sách mà đề tài đề xuất có thể chia

thành hai nhóm giải pháp:

- Thứ nhất, nhóm giải pháp nhằm tăng tiền lương của người lao động. Nhóm

giải pháp này được đề xuất dựa trên cơ sở kết quả hàm hồi quy tiền lương của

người lao động kết hợp với ý kiến của các chuyên gia. Ở từng phân vị, tác

động của các yếu tố là khác nhau nên khi xây dựng chính sách và đề xuất giải

pháp cũng cần chú trọng đến mức độ tác động của các yếu tố này ở từng phân

vị.

- Thứ hai, nhóm giải pháp nhằm cải thiện tình hình chênh lệch tiền lương theo

hướng tích cực. Dựa trên kết quả phân rã chênh lệch tiền lương của người lao

động, kết hợp với ý kiến khảo sát từ các chuyên gia, đề tài đề xuất các giải

pháp nhằm hoàn thiện cơ chế tiền lương ở Việt Nam, khai thác những tác

động tích cực của chênh lệch tiền lương và hạn chế tình trạng bất bình đẳng

trong trả lương người lao động.

154

5.2.1. Nhóm giải pháp tăng tiền lương của người lao động

Theo kết quả phân tích hàm tiền lương với số liệu VHLSS 2002 và 2012, ở

hầu hết các nhóm lao động và trên tất cả các phân vị được nghiên cứu, bằng cấp càng

cao thì tiền lương nhận được cũng càng cao. Đây là bằng chứng thống kê mạnh mẽ

cho thấy vai trò của học vấn, cụ thể là bằng cấp đối với tiền lương. Do đó, đề tài cho

rằng việc các giải pháp thúc đẩy cải thiện trình độ học vấn của người lao động là phù

hợp và cần thiết ở Việt Nam. Những giải pháp mà đề tài đề xuất giúp cải thiện trình

độ học vấn cho người lao động có thể tiếp cận từ hai phía.

- Đối với bản thân người lao động, khi tham gia hoặc chuẩn bị tham gia thị

trường lao động, người lao động cần nhận thấy tầm quan trọng của trình độ

học vấn đối với mức độ đãi ngộ mình sẽ được nhận. Từ đó, người lao động có

chiến lược và kế hoạch phù hợp để nâng cao trình độ học vấn cho bản thân.

Tuy nhiên, việc bằng cấp cao chỉ thực sự có ý nghĩa khi bằng cấp đó gắn liền

với năng lực cá nhân của người lao động. Những kiến thức thu được trong quá

trình học tập để có được bằng cấp đó gắn liền với công việc và người lao động

biết cách vận dụng hiệu quả những tri thức đó để cải tiến công việc. Việc chạy

theo bằng cấp mà không quan tâm đến việc gắn liền bằng cấp với năng lực cá

nhân và hiệu quả công việc có thể dẫn đến những hiệu ứng tiêu cực cho xã

hội, như là lãng phí các nguồn nhân lực và vật lực, tình trạng học giả bằng giả,

học giả bằng thật.

- Đối với nhà nước và các cấp quản lý cũng như những người sử dụng lao

động, cần tạo điều kiện để người lao động nâng cao trình độ học vấn, thông

qua đó nâng cao năng suất lao động. Đối với doanh nghiệp, việc nâng cao

trình độ người lao động cũng đồng thời góp phần nâng cao khả năng cạnh

tranh và hiệu quả đầu tư của doanh nghiệp. Đối với nhà nước, nâng cao trình

độ người lao động cũng là nâng cao trình độ nguồn nhân lực, nâng cao vị thế

của đất nước trong tiến trình hội nhập với kinh tế thế giới. Không phải chỉ

nâng cao trình độ học vấn của những người đang tham gia lao động, nhà nước

cũng cần những chính sách đầu tư cho giáo dục ở tất cả các cấp học từ mầm

155

non đến đại học cũng như sau đại học. Đầu tư cho giáo dục là đầu tư cho phát

triển, phương châm này vốn đã được các nhà làm chính sách ở Việt Nam xác

định từ rất lâu, nhưng cách thức mà Việt Nam đầu tư cho giáo dục chưa thực

sự đạt hiệu quả như mong đợi. Nội dung giáo dục chưa toàn diện, phương

pháp chưa hoàn thiện cũng như chất lượng đội ngũ giáo viên chưa thực sự đáp

ứng nhu cầu xã hội là những điểm yếu cần được khắc phục. Ngay cả bản thân

người học cũng đôi khi chưa thực sự chú trọng đến những kiến thức phục vụ

cho tương lai, cho công việc hoặc vận dụng những kiến thức đó mà đôi khi chỉ

chú trọng đến việc đạt được bằng cấp rồi thôi.

- Khi xét theo từng phân vị, tác động của những bằng cấp như Tiểu học, Trung

học cơ sở thì tiền lương tăng thêm ở nhóm lao động tiền lương thấp (ứng với

phân vị 0,1 và 0,25) cao hơn so với nhóm tiền lương cao (nhóm lao động nữ

giới). Do vậy, chính sách khuyến học như phổ cập tiểu học hay phổ cập trung

học cơ sở rất có ý nghĩa với với nhóm tiền lương thấp hơn là nhóm tiền lương

cao. Bên cạnh đó, ở nhóm tiền lương cao thì việc đạt được những bằng cấp

cao như đại học hay sau đại học lại làm gia tăng tiền lương nhanh hơn nhóm

tiền lương thấp. Từ đó, luận án khuyến nghị rằng, các chính sách khuyến học

khuyến tài mà nhà nước đưa ra cần chú trọng đến sự tác động khác nhau ở các

phân vị tiền lương này để các chính sách thiết thực hơn, đến đúng đối tượng

hơn và cũng sẽ đạt được kết quả mỹ mãn hơn.

Nhìn chung, các chính sách cải thiện giáo dục đem lại lợi ích trên nhiều

phương diện. Một mặt, nó giúp người lao động cải thiện tiền lương. Mặt khác, nó

vừa tốt cho tăng trưởng kinh tế trong dài hạn. Việc này có thể không làm tăng tiền

lương của người lao động ngay lập tức, nhưng sẽ giúp nâng cao chất lượng nguồn

nhân lực và mặt bằng tiền lương chung của toàn xã hội.

5.2.2. Nhóm giải pháp giảm bất bình đẳng tiền lương giữa các nhóm lao động

Theo dự báo của các chuyên gia về lao động – tiền lương, khi Việt Nam gia

nhập vào các sân chơi lớn như Cộng đồng Kinh tế ASEAN thì sức ép hội nhập càng

156

lớn, phân hóa tiền lương càng cao. Các chuyên gia cũng nhận định rằng bên cạnh

nguy cơ phân hóa xã hội sâu sắc do chênh lệch tiền lương khi hội nhập, cũng phải

ghi nhận mặt tích cực của chênh lệch tiền lương khi nó góp phần tạo động lực để

thúc đẩy người lao động ngày càng phải nâng cao năng lực cá nhân. Dựa vào những

kết quả phân tích định lượng mà luận án đạt được trong chương 4 và kết hợp với ý

kiến khảo sát từ các chuyên gia, luận án đề xuất một số gợi ý chính sách để giảm

chênh lệch tiền lương ở Việt Nam theo hướng tích cực.

5.2.2.1. Đối với vấn đề chênh lệch tiền lương theo giới tính

Đề tài khẳng định có sự chênh lệch tiền lương theo giới tính và có những dấu

hiệu của bất bình đẳng trong tiền lương giữa lao động nam và lao động nữ. Theo các

kết quả nghiên cứu đã công bố, không phải chỉ riêng ở Việt Nam mà vấn đề bất bình

đẳng giới trong tiền lương xảy ra ở hầu hết các quốc gia, đặc biệt là ở các nước đang

phát triển.

Trong tình huống của Việt Nam, đề tài cho thấy sự chênh lệch tiền lương giữa

nam và nữ không phải gây ra do chênh lệch đặc điểm lao động giữa hai giới mà là do

chênh lệch hệ số hồi quy thể hiện mức độ đãi ngộ khác nhau giữa lao động nam và

lao động nữ. Nguyên nhân của tình trạng này trước hết bắt nguồn từ những quan

điểm truyền thống và những tư tưởng trọng nam khinh nữ, vốn đã tồn tại từ rất lâu

trong xã hội. Nhiều chuyên gia về lao động tiền lương nhận định rằng định kiến xã

hội đối với phụ nữ đã ngăn cản họ có được những cơ hội nâng cao trình độ chuyên

môn kỹ thuật để có một mức lương cao hơn. Đặc biệt, chính vì người sử dụng lao

động thường tin rằng năng suất lao động của nam cao hơn nữ nên nam giới thường

nhận được mức lương trung bình cao hơn nữ.

Ngoài ra, sự chênh lệch này còn phụ thuộc vào nỗ lực của nhà nước trong việc

cải thiện sự bất bình đẳng giới. Những con số tính toán được cho thấy chênh lệch tiền

lương theo giới tính ở Việt Nam có giảm theo thời gian nhưng sự giảm này không

đáng kể. Luật bình đẳng giới ở Việt Nam được Quốc hội thông qua năm 2006, quy

định rất rõ về việc đối xử bình đẳng giữa nam và nữ; nhưng trên thực tế, sự bất bình

157

đẳng giữa nam và nữ có thể không thể hiện cụ thể thành những hành động trái pháp

luật mà chính là trên định kiến, trên cách cư xử và trong tư tưởng của nhà tuyển

dụng.

Từ những phân tích trên, kết hợp với kết quả hồi quy có được. Đề tài đề xuất

một số giải pháp sau:

Theo kết quả phân rã chênh lệch về tiền lương, tình chênh lệch tiền lương

giữa nam – nữ ở nhóm lao động tiền lương thấp ở nông thôn là nặng nề nhất. Do đó,

việc cải thiện tình trạng phân biệt đối xử tiền lương giữa nam và cũng cần chú trọng

trước hết đến nhóm lao động này. Theo đó, nhà nước cần hoàn thiện các văn bản quy

phạm pháp luật để giảm thiểu những bất bình đẳng trong trả lương giữa lao động

nam và lao động nữ. Mặc dù luật pháp không thể quy định về những định kiến,

những tư tưởng phân biệt đối xử giữa nam và nữ; nhưng những quy định chặt chẽ

của pháp luật sẽ hạn chế việc những tư tưởng phân biệt đối xử này hiện thực hóa

thành những bất công trong trả lương cho nữ giới. Khi hoạch định chính sách, nhà

nước cần chú ý đến những nhóm phân vị tiền lương khác nhau. Nhóm lao động có

tiền lương càng thấp mức độ chênh lệch tiền lương theo giới tính càng lớn. Do vậy,

những quy định của nhà nước đưa ra cần thiết thực và chú trọng nhiều hơn vào nhóm

lao động có tiền lương thấp, đặc biệt là ở khu vực nông thôn vì khu vực này chênh

lệch tiền lương nam – nữ ở những phân vị thấp rất cao so với thành thị.

Nhà nước cần tăng cường nhận thức giới cho người dân, đặc biệt cho các

người làm cha mẹ, cho các nhà tuyển dụng lao động và cho các nhà hoạch định chính

sách. Ngoài việc tuyên truyền về bình đẳng giới đến tất cả mọi người, cũng cần quan

tâm đến phân khúc thị trường lao động cũng những công việc có mức lương thấp

này; cần khuyến khích phụ nữ tham gia nhiều hơn vào các ngành nghề phi truyền

thống với những yêu cầu về năng lực cao hơn và mức đãi ngộ cao hơn. Trong dài

hạn, những nội dung bình đẳng giới có thể được lồng ghép vào những buổi học của

các bậc học thông qua những câu chuyện kể, những bức tranh, những trò chơi, những

sinh hoạt ngoại khóa để giúp giảm nhẹ tư tưởng trọng nam khinh nữ.

158

Nhà nước cần xem xét nhu cầu thị trường lao động trong dài hạn và có những

điều tiết bằng chính sách phù hợp để cân bằng thị trường lao động trong tương lai,

tránh tình trạng mất cân bằng trong tuyển dụng. Nhà nước cũng có thể tổ chức,

khuyến khích hoặc tài trợ các nghiên cứu xã hội học về thực trạng phân biệt đối xử

về giới tính ở nơi làm việc, đặc biệt là trong tuyển dụng, thăng tiến và tăng lương.

5.2.2.2. Đối với vấn đề chênh lệch tiền lương theo thành thị - nông thôn

Tiền lương của người lao động ở khu vực thành thị cao hơn nông thôn. Đây là

một kết quả hợp lý. Cơ sở hạ tầng kỹ thuật, khoa học công nghệ ở nông thôn rất hạn

chế so với thành thị. Lao động chủ yếu là lao động giản đơn, hàm lượng kỹ thuật

thấp, năng suất lao động thấp. Do đó, mức tiền lương trả cho người lao động ở nông

thôn cũng thấp. Bên cạnh đó, do mức sống ở nông thôn thấp hơn, cơ hội tìm việc

khó khăn hơn, nguồn lao động dồi dào hơn, nên với cùng một công việc như ở thành

thị, nhưng ở nông thôn, người lao động sẵn sàng chấp nhận làm việc với một mức

lương thấp hơn. Đây cũng là một nguyên nhân làm cho hệ số hồi quy của hàm tiền

lương của nông thôn khác với thành thị.

Tiền lương của người lao động ở khu vực thành thị cao hơn nông thôn. Do

vậy, lao động luôn luôn có xu hướng dịch chuyển từ nông thôn ra thành thị. Người

lao động ở thành thị vừa có cơ hội tìm việc làm với mức lương cao hơn đồng thời

vừa có cơ hội học tập nâng cao trình độ nhiều hơn. Việc di cư lao động từ thành thị

ra nông thôn, đặc biệt là những lao động trình độ cao là một xu hướng tự nhiên trong

kinh tế. Nhưng sự dịch chuyển này vô tình tạo ra một vòng luẩn quẩn trong phát

triển mà khu vực nông thôn luôn gặp phải. Làm việc ở nông thôn có mức lương

không cao, đãi ngộ không xứng đáng, lao động có trình độ di cư ra thành thị, khu

vực nông thôn còn lại đội ngũ với năng suất lao động thấp, hiệu quả kinh tế thấp,

dẫn đến kinh tế tăng trưởng thấp, tiền trả lương không nhiều, người lao động lại di

cư ra thành thị.

Từ những kết quả phân tích, để cải thiện mức độ chênh lệch tiền lương thành

thị - nông thôn theo hướng tích cực, một số giải pháp mà đề tài đề xuất như sau

159

- Tiếp tục thực hiện những chính sách phát triển kinh tế nông thôn mà nhà nước

đã thực hiện trong những năm qua như chính sách xóa đói giảm nghèo, cho

vay từ nguồn vốn chính sách xã hội. Những phân tích của đề tài cho thấy

chênh lệch tiền lương thành thị - nông thôn giảm rõ rệt theo thời gian. Đây có

thể là thành quả to lớn của những chính sách khuyến khích phát triển kinh tế

nông thôn mà nhà nước ta thực thi những năm qua.

- Tăng cường các biện pháp kinh tế để giữ chân người lao động có trình độ lại

với khu vực nông thôn. Giữ chân người lao động có trình độ ở lại với nông

thôn bằng các biện pháp kinh tế chứ không phải bằng cách biện pháp hành

chính. Các biện pháp kinh tế có thể áp dụng là: nâng cao mức đãi ngộ ở khu

vực nông thôn; tạo nhiều cơ hội nâng cao trình độ, cơ hội thăng tiến, cơ hội

cải thiện thu nhập. Thực hiện quá trình đô thị hóa một cách hợp lý sẽ giúp giữ

chân những lao động trình độ cao ở lại với nông thôn, đồng thời có thể thu hút

cả nguồn lao động có trình độ cao nhưng chưa tìm được việc làm tốt thành thị

đến với nông thôn. Dần dần, việc đô thị hóa nông thôn là thực chất về kinh tế

và xã hội, chứ không phải chỉ đô thị hóa nông thôn về mặt hành chính.

- Đối với nông thôn, không chỉ cải thiện trình độ lao động, ngành nghề (là

những yếu tố trực tiếp tác động đến tiền lương) mà còn cần cải thiện cơ sở hạ

tầng, cải thiện chính sách tiền lương, cải thiện chế độ trả lương để thông qua

đó cải thiện hàm tiền lương ở nông thôn, giảm mức khác biệt về chính sách trả

lương ở nông thôn so với thành thị.

5.3. Các kết quả chính của luận án

Với những kết quả phân tích trong những phần trước, những kết quả chính của luận

án có thể được tóm tắt như sau.

5.3.1. Về mặt lý thuyết

Luận án đã giới thiệu tóm tắt về cơ sở lý thuyết của phương pháp hồi quy

phân vị vốn còn khá mới mẻ và chưa được ứng dụng nhiều trong các nghiên cứu

thực nghiệm ở Việt Nam. Mặc dù đã có một vài nghiên cứu tại Việt Nam ứng

160

dụng phương pháp hồi quy phân vị nhưng phương pháp này cho đến nay vẫn

chưa được giới thiệu đầy đủ về mặt khái niệm, tính chất và thực hành. Do vậy,

với việc hệ thống lý thuyết, trình bày chi tiết các tính chất của hồi quy phân vị,

luận án có thể trở thành tài liệu tham khảo phù hợp cho các nhà nghiên cứu, các

học viên, sinh viên quan tâm đến hồi quy phân vị.

Bên cạnh đó, luận án đã giới thiệu tổng quan xu hướng phát triển theo

hướng ngày càng hoàn thiện dần của phương pháp phân rã chênh lệch tiền lương,

đặt biệt là phương pháp phân rã Machado – Mata.

Hơn nữa, luận án cũng đã tóm tắt các kết quả nghiên cứu quan trọng về

xây dựng hàm tiền lương và phân rã chênh lệch tiền lương trên thế giới cũng như

ở Việt Nam. Từ đó, xây dựng được khung lý thuyết để xây dựng hàm tiền lương

và phân rã chênh lệch tiền lương ở Việt Nam.

5.3.2. Về mặt thực tiễn

Bên cạnh những đóng góp về mặt lý thuyết, ý nghĩa của đề tài chủ yếu thể hiện ở

các kết quả thực nghiệm.

Một là, luận án đã xây dựng hàm hồi quy tiền lương ở Việt Nam giai đoạn

2002 – 2012 bằng phương pháp hồi quy phân vị, qua đó cho thấy sự tác động của

các yếu tố bằng cấp, ngành nghề, dân tộc, vùng miền… đến tiền lương của người

lao động. Luận án cũng so sánh kết quả hồi quy hàm tiền lương của thành thị với

nông thôn, của lao động nam so với lao động nữ, của năm 2002 so với năm 2012

để thấy sự khác nhau trong hàm tiền lương giữa các nhóm lao động cũng như để

thấy được sự thay đổi của hàm tiền lương ở Việt Nam theo thời gian.

Hai là, luận án cung cấp bằng chứng thực nghiệm về sự chênh lệch tiền

lương giữa lao động nam và lao động nữ, giữa khu vực thành thị và nông thôn.

Đồng thời, so sánh mức chênh lệch tiền lương năm 2002 và 2012 để làm rõ rằng

chênh lệch tiền lương theo giới tính cũng như theo khu vực thành thị - nông thôn

là giảm dần theo thời gian.

161

Ba là, luận án ứng dụng phương pháp phân rã Machado-Mata để phân rã

chênh lệch tiền lương theo giới tính, chênh lệch tiền lương thành thị - nông thôn ở

Việt Nam để cho thấy tỷ trọng phần chênh lệch tiền lương được thể hiện qua sự

chênh lệch về các yếu tố đặc điểm lao động (là các biến độc lập trong hàm hồi

quy) và tỷ trọng phần chênh lệch tiền lương thể hiện qua sự khác biệt về hệ số hồi

quy giữa các hàm tiền lương của các đối tượng. Qua đó, cho thấy bằng chứng

thực nghiệm cho sự bất bình đẳng trong tiền lương giữa nam và nữ, giữa thành thị

và nông thôn. Hơn nữa, luận án cũng tiến hành phân rã chênh lệch tiền lương

giữa năm 2012 với năm 2002 để thấy được tỷ trọng phần thay đổi tiền lương do

sự thay đổi của đặc điểm lao động, đồng thời cũng thấy rõ tỷ trọng phần thay đổi

tiền lương là do sự cải tiến hàm tiền lương ở Việt Nam theo thời gian

Bốn là, từ kết quả phân tích số liệu thực nghiệm, luận án đưa ra một số gợi

ý về giải pháp để cải thiện tiền lương người lao động ở Việt Nam, đồng thời cải

thiện chênh lệch tiền lương khu vực thành thị - nông thôn, chênh lệch tiền lương

nam – nữ theo hướng tích cực.

5.4. Những hạn chế của luận án

Bên cạnh những đóng góp của luận án vào việc phân tích và trình bày các bằng

chứng thực nghiệm về vấn đề chênh lệch tiền lương hiện nay ở Việt Nam bằng kỹ

thuật hồi qui phân vị, về mặt phương pháp luận và thực tiễn, vấn đề nghiên cứu của

luận án cần phải được bổ sung và hoàn thiện ở những điểm sau đây:

Thứ nhất, những nghiên cứu định lượng hiện nay chỉ mới đo lường mức chênh

lệch tiền lương bằng con số tiền lương cụ thể nhưng chưa đo lường được sự chênh

lệch về những cơ hội trong nghề nghiệp (cơ hội thăng tiến, cơ hội học tập, cơ hội có

điều kiện công việc tốt hơn …) giữa lao động nam và nữ. Sự phân biệt đối xử hoặc

định kiến kỳ thị giữa lao động nam và nữ không phải chỉ thể hiện qua chênh lệch

mức lương mà còn qua các cơ hội tích lũy vốn nhân lực của cá nhân và các vấn đề

khác của công việc.

162

Thứ hai, khi phân tích hàm tiền lương ở Việt Nam, đề tài chỉ mới chú trọng

trong phân tích tác động của bằng cấp đến tiền lương nhưng chưa chú trọng phân tích

đến các yếu tố khác như ngành nghề, vùng miền, loại hình kinh tế, tình trạng hôn

nhân. Hoặc có thể, vẫn còn những yếu tố khác tác động đến tiền lương nhưng đề tài

chưa xét đến và chưa đưa vào hàm hồi quy.

Thứ ba, hồi quy phân vị hiện nay đã được mở rộng và phát triển thêm nhiều kỹ

thuật để việc tính toán và phân tích đáng tin cậy hơn như hồi quy phân vị trên số liệu

dạng bảng (panel data), hồi quy phân vị với chuỗi thời gian (time series)… chứ

không phải chỉ áp dụng cho số liệu chéo (cross sectional data). Do đó, có thể mở

rộng dạng số liệu hoặc áp dụng các kỹ thuật mới của hồi quy phân vị để phương

pháp nghiên cứu được cập nhật hơn và kết quả đáng tin cậy hơn.

Thứ tư, phần chênh lệch tiền lươngchưa được giải thích trong các nghiên cứu

trước đó đã được xem là dấu hiệu của một phân biệt đối xử hoặc là sự bất bình đẳng

trong trả lương. Tuy nhiên, vẫn còn hơi khiên cưỡng khi đồng nhất hai phạm trù này

trong phân tích chênh lệch tiền lương. Do vậy cần phải có thêm những lập luận chặt

chẽ và minh chứng thuyết phục hơn để có thể làm rõ vai trò của phần chênh lệch tiền

lương chưa được giải thích, xem đây là bằng chứng thống kê cho thấy một sự bất

bình đẳng trong trả lương, đặc biệt là trong việc trả lương theo giới tính.

Thứ năm, sau những kết quả nghiên cứu mà đề tài đạt được và phân tích, vẫn

còn những câu hỏi có thể đặt ra nhưng chưa được giải quyết chặt chẽ. Cụ thể:

- Trong phần giải thích tác dụng của các biến độc lập đối với chênh lệch tiền

lương, nhóm biến biểu thị tác dụng của bằng cấp tham gia được bao nhiêu %,

biến mô tả vùng kinh tế hay các biến thể hiện đặc điểm ngành nghề giải thích

được bao nhiêu % của sự chênh lệch tiền lương này?

- Làm thế nào để tìm bằng chứng thống kê cho nhận định cơ hội cải thiện trình

độ hoặc cơ hội thăng tiến trong công việc của nữ giới là hạn chế hơn nam

giới?

163

- Khi xét khía cạnh tiền lương thực tế theo giờ tăng theo thời gian, ngoài phần

chênh lệch tiền lương được giải thích bởi sự thay đổi đặc điểm lao động, phần

chênh lệch còn lại được kết luận là do thay đổi hệ số hồi quy. Vậy, câu hỏi

nghiên cứu đặt ra là sự thay đổi hệ số hồi quy này mang tính tích cực hay tiêu

cực? Liệu sự thay đổi này có tốt cho việc cải thiện tiền lương của người lao

động hay không?

Hiện nay, ở Việt Nam, vấn đề bất bình đẳng giữa thành thị - nông thôn đang

chuyển dần thành bất bình đẳng giữa người Kinh, người Hoa và và người

thuộc các dân tộc thiểu số khác. Đây là mảng đề tài mà luận án chưa đề cập

đến trong phạm vi nghiên cứu của mình.

165

KẾT LUẬN CHUNG

Với số liệu VHLSS năm 2002 và 2012, đề tài đã ứng dụng phương pháp

hồi quy phân vị và phương pháp Machado – Mata để xây dựng hàm tiền lương ở

Việt Nam, xác định mức chênh lệch tiền lương và tiến hành phân rã chênh lệch

tiền lương giữa các nhóm lao động nam – lao động nữ, giữa lao động thành thị -

nông thôn. Kết quả nghiên cứu của luận án cho thấy rằng yếu tố bằng cấp thực sự

tác động đến tiền lương, bằng cấp càng cao thì tiền lương người lao động nhận

được cũng càng cao. Điều này thể hiện trên kết quả hồi quy của tất cả các phân vị

trong toàn bộ mẫu số liệu cũng như trong từng nhóm lao động nam, lao động nữ,

lao động thành thị, lao động nông thôn. Đề tài nhận thấy thực sự có chênh lệch

tiền lương giữa lao động nam và lao động nữ, giữa thành thị và nông thôn; ở

những phân vị tiền lương khác nhau mức chênh lệch cũng khác nhau. Nhìn

chung, mức chênh lệch tiền lương giữa các đối tượng nghiên cứu giảm đáng kể

theo thời gian.

Khi phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính, đề tài nhận thấy sự chênh

lệch tiền lương giữa nam và nữ hoàn toàn không phải do chênh lệch về vốn nhân

lực hoặc do đặc điểm lao động giữa hai nhóm giới tính mà là do hệ số hồi quy

trong hàm tiền lương. Đây là bằng chứng thống kê chứng tỏ sự tồn tại về bất bình

đẳng trong tiền lương giữa nam và nữ.

Ngược lại, khi phân rã chênh lệch tiền lương theo khu vực thành thị và

nông thôn, ở các phân vị được xét, đề tài đã chỉ ra rằng khoảng 50% chênh lệch

tiền lương giữa hai khu vực là do chênh lệch về vốn con người và đặc điểm lao

động. Mặc dù vậy, kết quả nghiên cứu cũng cho thấy vẫn tồn tại bất bình đẳng

tiền lương giữa hai khu vực này.

Do tài đi sâu, nghiên cứu và phân tích tỉ mỉ mức chênh lệch tiền lương cho

từng nhóm đối tượng và thuộc các phân vị tiền lương khác nhau trong từng giai

đoạn cụ thể và đạt được những kết quả khác nhau nên khi đề ra các chính sách

hướng đến giảm bất bình đẳng tiền lương, các nhà hoạch định chính sách không

nên đề xuất những giải pháp chung chung cho mọi đối tượng, mà cần chú ý và

166

quan tâm đến đặc điểm của từng nhóm đối tượng riêng trên từng phân vị tiền

lương để việc thực thi chính sách được phù hợp hơn và đạt được những kết quả

mong muốn.

Mặc dù mô hình và phương pháp nghiên cứu còn một số hạn chế, cần phải

được hoàn thiện, nhưng hy vọng rằng những kết quả của đề tài cũng có thể là tài

liệu tham khảo hữu ích cho các nhà nghiên cứu tiếp theo và cho các cơ quan lập

chính sách về lao động tiền lương trong tương lai.

167

DANH MỤC CÁC CÔNG TRÌNH ĐÃ CÔNG

BỐ LIÊN QUAN ĐẾN LUẬN ÁN

TẠP CHÍ KHOA HỌC

1. Trần Thị Tuấn Anh. (2013). Phân tích chênh lệch thu nhập theo giới tính ở

thành phố Hồ Chí Minh bằng hồi quy phân vị. Tạp chí Phát triển Kinh tế

(277), 21-37

2. Trần Thị Tuấn Anh. (2014). Ước lượng hàm hồi quy tiền lương ở Việt Nam

giai đoạn 2002 – 2010 bằng thủ tục Heckman 2 bước. Tạp chí Phát triển Kinh

tế (DS), tháng 6-2014, 137-150

3. Trần Thị Tuấn Anh. (2015). Phân tích tác động của bằng cấp đến tiền lương ở

VN bằng phương pháp hồi quy phân vị. Tạp chí Phát triển Kinh Tế, tháng 1-

2015, 137-150.

4. Trần Thị Tuấn Anh. (2015). Phân rã chênh lệch tiền lương thành thị - nông

thôn ở Việt Nam bằng phương pháp hồi quy phân vị. Tạp chí Kinh tế và Phát

triển, Trường Đại học Kinh tế Quốc dân Hà Nội, số 219, tháng 9-2015, 20-29.

5. Trần Thị Tuấn Anh. (2015). Tác động của bằng cấp đến tiền lương tại thành

thị - nông thôn ở Việt Nam: tiếp cận bằng phương pháp hồi quy phân vị. Tạp

chí Khoa học Kinh tế - Đại học Kinh tế - Đại học Đà Nẵng, Năm 2015(3), 11-

20.

169

TÀI LIỆU THAM KHẢO

[1.] Ajwad I. A. & Kurukulasuriya P.(2002). Ethnic and gender wage disparities

in Sri Lanka, Policy Research Working Papers, 2859

[2.] Albrecht, J., Bjorklund, A., & Vroman, S. (2003). Is there a glass ceiling in

Sweden? Journal of Labor Economics, 21(1), 145-145.

[3.] Amemiya, T., (1982). Two Stage Least Absolute Deviations Estimators,

Econometrica, 50, 689-711.

[4.] Arulampalam, W., Booth, A. L., & Bryan, M. L. (2007). Is there a glass

ceiling over Europe? Exploring the gender pay gap across the wage

distribution. Industrial & Labor Relations Review, 60(2), 163-186.

[5.] Asplund R.& Napari S., (2011). Intangibles and the gender wage gap: An

analysis of gender wage gaps across occupations in the Finnish private

sector, Discussion Papers 1243, The Research Institute of the Finnish

Economy

[6.] Baker, M., & Fortin, N. M. (1999). Topics in labor economics--women's

wages in women's work: A U. S. /Canada comparison of the roles of unions

and "public goods" sector jobs. The American Economic Review, 89(2), 198-

203

[7.] Becker, G.S., (1957). The Economics of Discrimination, Chicago: Univ.

Chicago Press.

[8.] Becker, G. (1971). The Economics of Discrimination, 2nd edition. Chicago:

University of Chicago Press.

[9.] Cain, G. (1986). The economic analysis of labor market discrimination: a

survey. In Ashenfelter, O. and Layard, R. (eds) Handbook of Labor

Economics, vol I. Amsterdam: North-Holland.

[10.] Bender K. A and Elliot, R (1999). Relative Earnings in the UK Public

Sector: The Impact of pay Reform on Pay Structure. Public Sector Pay

170

Determination in the European Union, ed. by Elliot, R, Lucifora, C and

Meurs, D, Macmillan.

[11.] Bettio, F. (2002). The pros and cons of occupational gender segregation in

Europe. Canadian Public Policy, 28, S65-S84.

[12.] Binh N. T., Albrecht, J. W., Vroman, S. and Westbrook, M. D. (2006). A

quan-tile regression decomposition of urban-rural inequality in Vietnam.

Journal của Development Economics 83, 466-490.

[13.] Blackaby, D., Booth, A. L., & Frank, J. (2005). Outside offers and the

gender pay gap: Empirical evidence from the UK academic labour market.

The Economic Journal, 115(501), F81-F107.

[14.] Blau, F. D., & Kahn, L. M. (2000). Gender differences in pay. The Journal

of Economic Perspectives, 14(4), 75-99.

[15.] Blinder, A. S., (1973). Wage Discrimination: Reduced Form and Structural

Variables. Journal of Human Resources, 8, 436-455.

[16.] Bronars, S. G., & Famulari, M. (1997). Wage, tenure, and wage growth

variation within and across establishments. Journal of Labor Economics,

15(2), 285-317.

[17.] Bronars, S. G., Bingley P., Famulari M., & Westargard-Nielsen N. (1999).

Employer Wage Differentials in the United States and Denmark. In The

Creation and Analysis of Employer-Employee Matched Data, edited by John

C. Haltiwanger, Julia I. Lane, James R. Spletzer, Jules J.M. Theeuwes, and

Kenneth R. Troske, North-Holland Press, pp. 205-229.

[18.] Buchinsky, M. (1994). Changes in the U. S. wage structure 19631987:

Application of quantile regression. Econometrica (1986-1998), 62(2), 405-

405

[19.] Buchinsky, M. (1998a). The dynamics of changes in the female wage

distribution in the USA: A quantile regression approach, Journal of Applied

Econometrics, 13, 1–30.

171

[20.] Buchinsky, M. (1998b). Recent advances in quantile regression models: A

practical guidline for empirical research, The Journal of Human Resources,

33, 88–126

[21.] Buchinsky, M., (2001). Quantile regression with sample selection:

Estimating women's return to education in the US, Empirical Economics,

26(1): 87-113.

[22.] Bui, Q., Cao, N., Nguyen, D., Tran, P., Haughton, D., and Haughton, J.,

(2001). Education and Income in Haughton, Haughton, and Nguyen, eds.,

Living standards during an economic boom; the case of Vietnam, Statistical

Publishing House, Hanoi.

[23.] Burgess, S and Metcalfe, D (1999). The Use of Incentive Schemes in the

public and private sectors: evidence from British Establishments. CMPO

Working Paper 99/015

[24.] Card, D. (1995). The wage curve: A review. Journal of Economic

Literature, 33(2), 785-785.

[25.] Chen, S. & Khan, S. (2003). Semiparametric estimation of a heteroskedastic

sample selection model, Econometric Theory, 19, 1040-1064.

[26.] Chen, L. A. & Portnoy, S, (1996). Two-Stage Regression Quantiles and

Two-Stage Trimmed Least Squares Estimators for Structural Equation

Models, Commun. Statist Theory Meth. 25, 1005-1032

[27.] Chevapatrakul, T., Kim T. & Mizen P., (2009). The Taylor Principle and

Monetary Policy Approaching a Zero Bound on Nominal Rates: Quantile

Regression Results for the United States and Japan, Journal of Money,

Credit and Banking, 41, 1705-1723.

[28.] Coelho, D., Veszteg, R., & Soares, F. V. (2008). Quantile Regression with

Sample Selection: Estimating Married Women´s Return of Education and

Racial Wage Differential in Brazil. Working Paper Retrieved at 18-03-2012

from

172

(http://virtualbib.fgv.br/ocs/index.php/sbe/EBE08/paper/download/504/36)

No. 1,pp: 85-102.

[29.] Cosslett, S.R. (1991). Semiparametric estimation of a regression model with

sample selectivity, Nonparametric and Semiparametric Methods in

Econometrics and Statistics, ed. Barnett, W.A., Powell, J. and Tauchen, G.,

175 - 197, Cambridge: Cambridge University Press

[30.] Cullen, D. (1956). The Interindustry Wage Structure, 1899-1950. American

Economic Review. Vol. 46, No. 3, June.

[31.] Dalton, J. A., & Ford, E. J., JR. (1977). Concentration and labor earnings in

manufacturing and utilities. Industrial & Labor Relations Review, 31(1), 45-

45.

[32.] Del Río, C., Gradín, C., & Cantó, O. (2011). The measurement of gender

wage discrimination: The distributional approach revisited. Journal of

Economic Inequality, 9(1), 57-86.

[33.] Dickens, W.T & Katz, L.F, (1987). Inter-Industry Wage Differences and

Industry Characteristics’, in K. Lang and J. Leonard (eds.), Unemployment

and the Structure của Labor Markets, Basil Blackwell

[34.] Fortin, N. M., Lemieux, T. & DiNardo, J.,(1996).Labor market institutions

and the distribution of wages, 1973-1992: A semiparametric approach.

Econometrica, 64(5), 1001-1044.

[35.] Donald, S. G., Green, D. A., & Paarsch, H. J. (1995). Differences in wage

distributions between canada and the united states: An application of a

flexible estimator of distribution functions in the presence of covariates. The

Review of Economic Studies, 67(233), 609-633.

[36.] Drolet, M. (2002). The male-female wage gap. Perspectives on Labour and

Income, 14(1), 29-37.

[37.] Dunlop J. T. (1957). The task of contemporary wage theory. The Theory of

Wage Determination. Dunlop J. T (ed.). Macmillan: London; 3 ± 27.

173

[38.] Dunn, L. F. (1986). Work disutility and compensating differentials:

Estimation of factors in the link between wages and firm size. The Review of

Economics and Statistics, 68(1), 67-67.

[39.] Edgeworth F. Y. (1922). Equal Pay to Men and Women for Equal Work.

The Economic Journal 32, p. 431-457.

[40.] Ferber, M. A., & Green, C. A. (1982). Traditional or reverse sex

discrimination? A case study of a large public university. Industrial & Labor

Relations Review, 35(4), 550-550.

[41.] Fortin, N. M., & Huberman, M. (2002). Occupational gender segregation:

Public policies and economic forces - introduction and overview. Canadian

Public Policy, 28, S1-S10.

[42.] Freeman, R. B., & Medoff, J. L. (1981). The impact of the percentage

organized on union and nonunion wages. The Review of Economics and

Statistics, 63(4), 561-561.

[43.] Gallant, A. R. & Nychka D. W., (1987). Semi-Nonparametric Maximum

Likelihood Estimation, Econometrica, 55, 363-390.

[44.] Gallup J.L., (2004). The wage labour market and inequality in Vietnam. In:

Glewwe P, Agarwal N, Dollar D(eds) Economic growth, poverty, and

household welfare in Vietnam. The World Bank, Washington DC pp 53–93

[45.] Gourieroux, C., Monfort, A. (1996): “Simulation based econometric

methods”, Oxford University Press.

[46.] Ginther, D. K., & Hayes, K. J. (2003). Gender difference in salary and

promotion for faculty in the humanities 1977-95. The Journal of Human

Resources, 38(1), 34-73.

[47.] Glewwe, Paul & Gragnolati, Michele & Zaman, Hassan, (2007). Who

Gained from Vietnam's Boom in the 1990s?, Economic Development and

Cultural Change, University of Chicago Press, vol. 50(4), pages 773-92,

July

[48.] Green H. W., (2011), Analysis Econometrics, New York University.

174

[49.] Groshen, E. L. (1991). Sources of intra-industry wage dispersion: How

much do employers matter? The Quarterly Journal of Economics, 106(3),

869-869.

[50.] Groshen, E. L. (1991). The structure of the Female/Male wage differential.

The Journal of Human Resources, 26(3), 457-457.

[51.] Gunawardena, D. (2006), Exploring Gender Wage Gaps in Sri Lanka: A

Quantile Regression Approach Paper presented during the 5th PEP Research

Network General Meeting, June 18-22, Addis Ababa, Ethiopia

[52.] Gunderson, M. (2006). Viewpoint: Male-female wage differentials: How

can that be? The Canadian Journal of Economics, 39(1), 1-21.

[53.] Hao L. & Naiman D. Q., (2007). Quantile Regression, Sage Publications,

Thousand Oaks.

[54.] Hay, J.W., 1979. An Analysis of Occupational Choice and Income, PhD

dissertation thesis, Yale University.

[55.] Heckman J., (1979). Sample Selection Bias as a Specification Error,

Econometrica 47(1): 153-161.

[56.] Heinze, A. (2010), Beyond the mean gender wage gap: Decomposition of

differences in wage distributions using quantile regression, ZEW Discussion

Papers 10-043, Center for European Economic Research, Mannheim

[57.] Hendricks, W., and R. Koenker (1991): Hierarchical spline models for

conditional quantiles and the demand for electricity, Journal of American

Statistical Association, 87, 58-68.

[58.] Hoang., K., Baulch, B., Le, D., Nguyen, D., Ngo, G., and Nguyen, K., 2001.

Determinants of earned income, in Haughton, J., Haughton, D., and Nguyen,

P., eds., Living standards during an economic boom: the case of Vietnam,

UNDP and Statistical Publishing House, Hanoi.

[59.] Huber, M., & Melly, B. (2011). Quantile Regression in the Presence of

Sample Selection. School of Economics and Political Science. University of

St. Gallen. Economics Working Paper No. 2011-09.

175

[60.] Hung, P. T. and Reilly, B. (2007a). The gender gap in Vietnam, 1993-2002:

A quantile regression approach. Poverty Research Unit at Sussex Working

Paper 34.

[61.] Hung, P. T. and Reilly, B. (2007b). Ethnic wage inequality in Vietnam,

International Journal of Manpower, forthcoming.

[62.] Hyder A. & Reilly B., (2005). The Public Sector Pay Gap in Pakistan: A

Quantile Regression Analysis, PRUS Working Papers 33, Poverty Research

Unit at Sussex, University of Sussex

[63.] Ichimura, H., (1993) Semiparametric least squares (SLS) and weighted SLS

estimation of single index models, Journal of Econometrics, 58, 71-120.

[64.] Jenkins, S. P. (1994). Earnings discrimination measurement. Journal of

Econometrics, 61(1), 81-81.

[65.] Juhn, C., Murphy, K. M., & Pierce, B. (1993). Wage inequality and the rise

in returns to skill. The Journal of Political Economy, 101(3), 410-410

[66.] Kassenboehmer C. S. & Mathias G. Sinning, (2014). Distributional Changes

in the Gender Wage Gap, Industrial and Labor Relations Review, ILR

Review, Cornell University, ILR School, vol. 67(2), pages 335-361, April.

[67.] Kim, T. & Muller. C., (2004). Two-Stage Quantile Regressions when the

First Stage is Based on Quantile Regressions, The Econometrics Journal,

18-46

[68.] Klein, R. & Spady R., (1993). An Efficient Semiparametric Estimator for

the Binary Response Model, Econometrica, 61(2), 387-421.

[69.] Koenker R., & Bassett, J. R. (1978). Regression quantiles. Econometrica

(Pre-1986), 46(1), 33.

[70.] Koenker R., (2005). Quantile Regression, Cambridge

[71.] Koenker, R., & Machado J.(1999): Goodness of fit and related inference

processes for quantile regression, J. of Am. Stat. Assoc., 94, 1296 - 1310

[72.] Krueger, A. B., & Summers, L. H. (1988). Efficiency wages and the inter-

industry wage structure. Econometrica (1986-1998), 56(2), 259-259.

https://ideas.repec.org/p/pru/wpaper/33.html

https://ideas.repec.org/p/pru/wpaper/33.html

https://ideas.repec.org/s/pru/wpaper.html

https://ideas.repec.org/a/ilr/articl/v67y2014i2p335-361.html

https://ideas.repec.org/a/ilr/articl/v67y2014i2p335-361.html

https://ideas.repec.org/s/ilr/articl.html

176

[73.] Lee L.F.,(1983). Generalized Econometric Models with Selectivity,

Econometrica, vol. 51, 507-512.

[74.] Lemieux, T. (1998). Postsecondary education and increasing wage

inequality. The American Economic Review, 96(2), 195-199.

[75.] Lindley, J. T., Fish, M., & Jackson, J. (1992). Gender differences in salaries:

An application to academe. Southern Economic Journal, 59(2), 241-241.

[76.] Litchfield, Julie and Justino, Patricia (2004) Welfare in Vietnam during the

1990s: Poverty, inequality and poverty dynamics. Journal of the Asia

Pacific Economy, 9 (2). pp. 145-169. ISSN 1354-7860

[77.] Liu, A. Y. C. (2004). Gender wage gap in vietnam: 1993 to 1998. Journal of

Comparative Economics, 32(3), 586-596

[78.] Long, J. E., & Link, A. N. (1983). The impact of market structure on wages,

fringe benefits, and turnover. Industrial & Labor Relations Review, 36(2),

239-239.

[79.] Machado J, and Mata J (2005). Counterfactual decomposition of changes in

wage distributions using quantile regression. J Appl Econom 20:445–46

[80.] Martins, P.S. and P.T. Pereira (2004). Does Education Reduce Wage

Inequality? Quantile Regressions Evidence from Fifteen European

Countries, Labour Economics, 11(3), 355- 371.

[81.] McDowell, J. M., Singell, Larry D., Jr, & Ziliak, J. P. (1999). Cracks in the

glass ceiling: Gender and promotion in the economics profession. The

American Economic Review, 89(2), 392-396.

[82.] Melly, B. (2006). Estimation of counterfactual distributions using quantile

regression. Mimeo, Swiss Institute for International Economics and Applied

Economic Research (SIAW), University of St. Gallen.

[83.] Meurs, D., & Edon, C. (2007). France: A limited effect of regions on public

wage differentials?*. The Manchester School, 75(4), 479.

177

[84.] Mincer A. J., (1974). Introduction to Schooling, Experience, and Earnings,

NBER Chapters, in: Schooling, Experience, and Earnings, pages 1-4

National Bureau of Economic Research, Inc.

[85.] Mizala, Alejandra & Romaguera, Pilar (1998). Wage Differentials and

Occupational Wage Premia: Firm-Level Evidence for Brazil and Chile.

Review of Income and Wealth, International Association for Research in

Income and Wealth. vol. 44(2). pages 239-57

[86.] Molini, V. and Wan, G. (2008), Discovering Sources of Inequality in

Transition Economies: A Case Study of Rural Vietnam, Economic Change

and Restructuring, 41(1), pp. 75-96

[87.] Neumark, D., (1988). Employers’ Discriminatory Behavior and the

Estimation of WageDiscrimination, The Journal of Human Resources 23:

279–295.

[88.] Newey, W., (1991). Two-step series estimation of sample selection model,

Mimeo, Department of Economics, Massachusetts Institute of Technology.

[89.] Nestic D. (2010). The Gender Wage Gap in Croatia - Estimating the Impact

of Differing Rewards by Means of Counterfactual Distributions. Croatian

Economic Survey, 12(1), pp. 83-119.

[90.] Nguyen, B. T., Albrecht, J. W., Vroman, S. B., & Westbrook, M. D. (2007).

A quantile regression decomposition of urban-rural inequality in vietnam.

Journal of Development Economics, 83(2), 466.

[91.] Nguyen, D. H. L. (2006). Public-private sector wage differentials for males

in females in Vietnam. Vietnam-Netherlands project for Master degree on

Economics of Development, Hanoi

[92.] Nguyen T. N. và các cộng sự (2005). Bất bình đẳng giới về thu nhập của

người lao động ở Việt Nam và một số gợi ý giải pháp chính sách, đề tài

khoa học cấp bộ.

[93.] Oaxaca, R. (1973), Male-Female Wage Differentials in Urban Labor

Markets, International Economic Review 14, 693–709

http://ideas.repec.org/h/nbr/nberch/1762.html

http://ideas.repec.org/s/nbr/nberch.html

178

[94.] O'Shaughnessy, K. C., Levine, D. I., & Cappelli, P. (2001). Changes in

managerial pay structures 1986-1992 and rising returns to skill. Oxford

Economic Papers, 53(3), 482-507.

[95.] Powell, J., (1983). The Asymptotic Normality of Two-Stage Least Absolute

Deviations Estimators, Econometrica, 51, 1569-1575

[96.] Powell, J., (1987). Semiparametric Estimation of Bivariate Latent Variable

Models, working paper #8704, Social Systems Research Institute, University

of Wisconsin Madison

[97.] Slichter, S. H., (1950). Notes on the Structure of Wages. Review of

Economics and Statistics. 32. 80-91.

[98.] Thomas G. M., & Leonard, A. R. (1967). Dismissal pay and flexible wage

adjustments: A theoretical analysis. Southern Economic Journal (Pre-1986),

34(1), 101-101.

[99.] Thu Le, H. and Booth, A. L. (2013), Inequality in Vietnamese Urban–Rural

Living Standards, 1993–2006. Review of Income and Wealth.

[100.] VASS (Viet Nam Academy of Social Science), (2007), Poverty Update,

VASS, Hanoi.

[101.] Wahlberg, R. (2008): The Part-time Penalty for Natives and Immigrants,

Working Paper in Economics No. 314, School of Business, Economics and

Law, University of Gothenburg.

[102.] Yu, K. Vam Kerm, P. and Zhang, J. (2005). Bayesian Quantile Regression:

An Application to the Wage Distribution in 1990s Britain. The Indian

Journal of Statistics 67(2); 359-377.

180

PHỤ LỤC A: THỐNG KÊ MÔ TẢ

Bảng A 1: Danh sách các biến

STT Tên biến Diễn giải

1 LnTienLuong Logarit của tiền lương thực tế theo giờ

2 GioiTinh Biến giả về giới tính, =1 nếu là lao động nam, =0 nếu là lao động nữ

3 Tuoi Tuổi

4 KinhNghiem Số năm kinh nghiệm tiềm năng của người lao động

5 KinhNghiem_sq Bình phương của số năm kinh nghiệm tiềm năng

6 HonNhan Biến giả về hôn nhân, = 1 nếu đang hoặc đã từng kết hôn, = 0 nếu

chưa từng lập gia đình

7 SoNamDiHoc Số năm đi học

8 KhongCoBangCap Biến giả về bằng cấp, = 1 nếu người lao động không có bằng cấp

9 TieuHoc Biến giả về bằng cấp, = 1 nếu bằng cấp cao nhất là bằng tốt nghiệp

tiểu học

10 THCS Biến giả về bằng cấp, = 1 nếu bằng cấp cao nhất là bằng trung học cơ

sở

11 THPT Biến giả về bằng cấp, = 1 nếu bằng cấp cao nhất là bằng trung học

phổ thông

12 HocNghe Biến giả về bằng cấp, = 1 nếu bằng cấp cao nhất là bằng học nghề

13 SauDaiHoc Biến giả về bằng cấp, = 1 nếu bằng cấp cao nhất là bằng sau đại học

14 DaiHoc_SauDaiHoc Biến giả về bằng cấp, = 1 nếu bằng cấp cao nhất là bằng đại học hoặc

sau đại học

15 CaoDang_DaiHoc Biến giả về bằng cấp, = 1 nếu bằng cấp cao nhất là bằng đại học hoặc

cao đẳng

16 SucKhoe Biến giả về sức khỏe, = 1 nếu chưa phải điều trị bệnh nội trú lần nào

18 ChuyenMonKyThuat Biến giả về nghề nghiệp, = 1 nếu nghề nghiệp chính là chuyên môn

kỹ thuật

19 NhanVienVanPhong Biến giả về nghề nghiệp, = 1 nếu nghề nghiệp chính là nhân viên văn

phòng

20 DichVu_BanHang Biến giả về nghề nghiệp, = 1 nếu nghề nghiệp chính liên quan đến

dịch vụ, bán hàng

21 LaoDongKyThuat Biến giả về nghề nghiệp, = 1 nếu nghề nghiệp chính liên quan đến

lao động kỹ thuật

22 LaoDongGianDon Biến giả về nghề nghiệp, = 1 nếu nghề nghiệp chính liên quan đến

lao động giản đơn

23 QuanDoi_LanhDao Biến giả về nghề nghiệp, = 1 nếu nghề nghiệp chính liên quan đến

quân đội hoặc lãnh đạo các cấp

25 NongLamNgu Biến giả về ngành, = 1 nếu hoạt động trong lĩnh vực nông lâm ngư

nghiệp

26 CongNghiep Biến giả về ngành, = 1 nếu hoạt động trong lĩnh vực công nghiệp

27 DichVu Biến giả về ngành, = 1 nếu hoạt động trong lĩnh vực dịch vụ

181

28 TuNhan Biến giả về loại hình kinh tế, = 1 nếu làm việc trong khu vực kinh tế

tư nhân

29 NhaNuoc Biến giả về loại hình kinh tế, = 1 nếu làm việc trong khu vực kinh tế

nhà nước

30 CoVonDauTuNuocNgoai Biến giả về loại hình kinh tế, = 1 nếu làm việc trong khu vực kinh tế

có vốn đầu tư nước ngoài

31 Kinh_Hoa Biến giả về dân tộc, = 1 nếu là người dân tộc Kinh/Hoa, = 0 nếu là

các dân tộc khác

32 ThanhThi Biến giả về thành thị/nông thôn, = 1 nếu là khu vực thành thị, = 0

nếu là khu vực nông thôn

39 DongBangSongHong Biến giả về khu vực sinh sống, = 1 nếu là khu vực đồng bằng Sông

Hồng

40 DongBac Biến giả về khu vực sinh sống, = 1 nếu là khu vực Đông Bắc

41 TayBac Biến giả về khu vực sinh sống, = 1 nếu là khu vực Tây Bắc

42 BacTrungBo Biến giả về khu vực sinh sống, = 1 nếu là khu vực Bắc Trung Bộ

43 DuyenHaiNamTrungBo Biến giả về khu vực sinh sống, = 1 nếu là khu vực Duyên Hải Nam

Trung Bộ

44 TayNguyen Biến giả về khu vực sinh sống, = 1 nếu là khu vực Tây Nguyên

45 DongNamBo Biến giả về khu vực sinh sống, = 1 nếu là khu vực Đông Nam Bộ

46 DongBangSongCuuLong Biến giả về khu vực sinh sống, = 1 nếu là khu vực đồng bằng Sông

Cửu Long

182

Bảng A 2: Thống kê mô tả giá trị trung bình các biến - năm 2002

Tên biến Tất

cả

Giới tính Khu vực Kết hợp giới tính và khu vực

Thành thị Nông thôn

Nam

giới

Nữ

giới

Thành

thị

Nông

thôn

Nam

giới

Nữ

giới

Nam

giới

Nữ

giới

Lương thực tế theo giờ 10590 11011 9879 15309 8533 16315 13875 8906 7853

Log lương thực tế theo

giời 8.834 8.899 8.726 9.303 8.630 9.377 9.198 8.709 8.486

Giới tính 0.628 1.000 0.000 0.588 0.646 1.000 0.000 1.000 0.000

Hôn nhân 0.726 0.730 0.720 0.722 0.728 0.716 0.730 0.736 0.714

Kinh - Hoa 0.888 0.888 0.887 0.953 0.859 0.956 0.950 0.861 0.856

Kinh nghiệm (tiềm năng) 19.670 20.050 19.020 21.340 18.940 21.860 20.580 19.330 18.230

KinhNghiem_sq 492.1 509.3 462.9 558.3 463.2 584.9 520.5 479.3 433.8

Tiểu học 0.248 0.259 0.229 0.166 0.284 0.178 0.148 0.291 0.270

Trung học cơ sở 0.242 0.269 0.196 0.203 0.258 0.213 0.188 0.291 0.199

Trung học phổ thông 0.108 0.107 0.109 0.161 0.085 0.155 0.170 0.088 0.078

Học nghề 0.098 0.085 0.120 0.184 0.061 0.167 0.208 0.053 0.075

Cao đẳng - Đại học 0.086 0.078 0.099 0.197 0.038 0.195 0.199 0.032 0.049

Sau đại học 0.002 0.003 0.002 0.007 0.000 0.009 0.004 0.000 0.000

Chuyên môn - Kỹ thuật 0.136 0.096 0.204 0.247 0.088 0.193 0.323 0.057 0.144

Dịch vụ - Bán hàng 0.025 0.027 0.021 0.047 0.016 0.051 0.042 0.018 0.011

Lao động kỹ thuật 0.226 0.261 0.168 0.278 0.204 0.334 0.197 0.232 0.153

Lao động giản đơn 0.529 0.521 0.543 0.302 0.628 0.292 0.318 0.612 0.657

Quân đội - Lãnh đạo 0.049 0.066 0.021 0.061 0.045 0.084 0.027 0.060 0.018

Tư nhân 0.006 0.007 0.005 0.001 0.008 0.001 0.001 0.009 0.007

Nhà nước 0.120 0.109 0.138 0.228 0.073 0.226 0.230 0.063 0.091

Có vốn đầu tư

nước ngoài 0.021 0.013 0.034 0.034 0.015 0.026 0.046 0.008 0.027

Thành thị 0.304 0.284 0.336 1.000 0.000 1.000 1.000 0.000 0.000

Trung du - Miền

núi phía Bắc 0.144 0.152 0.129 0.161 0.136 0.158 0.165 0.150 0.111

Đồng bằng sông Hồng 0.201 0.208 0.191 0.180 0.211 0.172 0.192 0.222 0.190

Bắc trung bộ - Duyên

hải miền Trung 0.175 0.190 0.150 0.189 0.169 0.199 0.175 0.186 0.138

Tây Nguyên 0.068 0.061 0.080 0.069 0.068 0.066 0.073 0.059 0.083

Đông nam bộ 0.171 0.156 0.198 0.245 0.139 0.240 0.252 0.122 0.170

Đồng bằng sông

Cửu Long 0.240 0.233 0.252 0.156 0.277 0.165 0.143 0.260 0.308

Sức khỏe 0.051 0.044 0.062 0.050 0.051 0.041 0.063 0.045 0.062

Hôn nhân 0.726 0.730 0.720 0.722 0.728 0.716 0.730 0.736 0.714

Tuổi trên 55 0.010 0.017 0.000 0.013 0.009 0.023 0.000 0.014 0.000

Số quan sát 24948 15667 9281 7574 17374 4452 3122 11215 6159

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

183

Bảng A 3: Thống kê mô tả giá trị trung bình các biến - năm 2012

Tên biến Tất

cả

Giới tính Khu vực Kết hợp giới tính và khu vực

Thành thị Nông thôn

Nam

giới

Nữ

giới

Thành

thị

Nông

thôn

Nam

giới

Nữ

giới

Nam

giới

Nữ

giới

Lương thực tế theo giờ 21730 22890 19986 27057 18169 29040 24435 19124 16603

Log lương thực tế theo

giời 9.782 9.843 9.691 9.981 9.649 10.050 9.889 9.716 9.540

Giới tính 0.601 1.000 0.000 0.569 0.621 1.000 0.000 1.000 0.000

Hôn nhân 0.764 0.747 0.789 0.786 0.749 0.773 0.804 0.731 0.777

Kinh - Hoa 0.919 0.915 0.925 0.952 0.897 0.954 0.948 0.892 0.907

Kinh nghiệm (tiềm năng) 21.04 21.92 19.71 22.59 20.00 23.63 21.23 20.87 18.56

KinhNghiem_sq 561.2 607.0 492.3 624.0 519.2 679.9 550.1 562.4 448.4

Tiểu học 0.193 0.201 0.180 0.130 0.235 0.133 0.126 0.243 0.220

Trung học cơ sở 0.216 0.229 0.195 0.142 0.264 0.145 0.139 0.281 0.237

Trung học phổ thông 0.113 0.113 0.114 0.111 0.115 0.106 0.118 0.118 0.110

Học nghề 0.185 0.193 0.173 0.241 0.148 0.261 0.216 0.152 0.141

Cao đẳng - Đại học 0.186 0.159 0.227 0.303 0.108 0.280 0.332 0.084 0.147

Sau đại học 0.010 0.009 0.011 0.022 0.002 0.022 0.021 0.002 0.003

Chuyên môn - Kỹ thuật 0.218 0.170 0.289 0.349 0.130 0.299 0.415 0.091 0.193

Dịch vụ - Bán hàng 0.082 0.080 0.085 0.107 0.065 0.103 0.113 0.066 0.063

Lao động kỹ thuật 0.364 0.419 0.280 0.279 0.420 0.339 0.200 0.469 0.341

Lao động giản đơn 0.257 0.247 0.271 0.162 0.320 0.150 0.179 0.306 0.341

Quân đội - Lãnh đạo 0.036 0.048 0.018 0.045 0.031 0.062 0.021 0.040 0.016

Tư nhân 0.229 0.224 0.237 0.271 0.201 0.283 0.254 0.187 0.223

Nhà nước 0.278 0.249 0.320 0.404 0.193 0.381 0.434 0.168 0.234

Có vốn đầu tư

nước ngoài 0.072 0.042 0.118 0.062 0.079 0.041 0.090 0.042 0.139

Thành thị 0.401 0.380 0.432 1.000 0.000 1.000 1.000 0.000 0.000

Trung du - Miền

núi phía Bắc 0.114 0.113 0.115 0.105 0.120 0.096 0.118 0.124 0.114

Đồng bằng sông Hồng 0.239 0.235 0.246 0.218 0.254 0.206 0.233 0.253 0.257

Bắc trung bộ - Duyên

hải miền Trung 0.224 0.235 0.206 0.236 0.216 0.248 0.219 0.228 0.196

Tây Nguyên 0.045 0.045 0.045 0.055 0.038 0.060 0.050 0.037 0.041

Đông nam bộ 0.178 0.165 0.196 0.230 0.143 0.222 0.241 0.131 0.162

Đồng bằng sông

Cửu Long 0.200 0.206 0.192 0.157 0.230 0.169 0.140 0.228 0.232

Sức khỏe 0.007 0.007 0.008 0.009 0.006 0.008 0.010 0.006 0.006

Hôn nhân 0.764 0.747 0.789 0.786 0.749 0.773 0.804 0.731 0.777

Tuổi trên 55 0.025 0.042 0.000 0.028 0.024 0.049 0.000 0.038 0.000

Số quan sát 7299 4384 2915 2924 4375 1665 1259 2719 1656


184

Bảng A 4: Số lao động theo giới tính ở thành thị và nông thôn

Năm 2002

Khu vực Giới tính

Tổng cộng Nữ giới Nam giới

Nông thôn 6159 11215 17374

Thành thị 3122 4452 7574

Tổng cộng 9281 15667 24948

Năm 2012

Nông thôn 1656 2719 4375

Thành thị 1259 1665 2924

Tổng cộng 2915 4384 7299


Bảng A 5: Số lao động ở từng nhóm lao động theo nhóm tuổi - năm 2002

Nhóm tuổi

2002

Nữ giới Nam giới Tổng

cộng

năm

2002

Nông

thôn

Thành

thị

Tổng

cộng

nữ giới

Nông

thôn

Thành

thị

Tổng cộng

nam giới

Từ 18 đến dưới 24 tuổi 1738 572 2310 2657 685 3342 5652

Từ 25 đến dưới 34 tuổi 1896 981 2877 3548 1390 4938 7815

Từ 35 đến dưới 44 tuổi 1713 1012 2725 3307 1420 4727 7452

Từ 45 đến dưới 54 tuổi 786 546 1332 1492 820 2312 3644

Trên 55 tuổi 26 11 37 211 137 348 385

Tổng cộng 6159 3122 9281 11215 4452 15667 24948


185

Bảng A 6: Số lao động ở từng nhóm lao động theo nhóm tuổi - năm 2012

Nhóm tuổi

2012

Nữ giới Nam giới Tổng

cộng

năm

2012

Nông

thôn

Thành

thị

Tổng cộng

nữ giới

Nông

thôn

Thành

thị

Tổng cộng

nam giới

Từ 18 đến dưới 24 tuổi 418 193 611 567 202 769 1380

Từ 25 đến dưới 34 tuổi 602 443 1045 864 528 1392 2437

Từ 35 đến dưới 44 tuổi 378 367 745 685 455 1140 1885

Từ 45 đến dưới 54 tuổi 245 244 489 474 377 851 1340

Trên 55 tuổi 13 12 25 129 103 232 257

Tổng cộng 1656 1259 2915 2719 1665 4384 7299

Bảng A 7: Thống kê số quan sát ở từng nhóm lao động theo bằng cấp năm 2002 và

2012

Năm 2002

Bằng cấp

Theo khu vực Theo giới tính Khu vực - giới tính

Nông

thôn

Thành

thị

Nông

thôn

Thành

thị

Nông thôn Thành thị

Nữ

giới

Nam

giới

Nữ

giới

Nam

giới

Không có bằng cấp 4767 627 2275 3119 2020 2747 255 372

Tiểu học 4931 1254 2129 4056 1666 3265 463 791

Trung học cơ sở 4491 1536 1816 4211 1228 3263 588 948

Trung học phổ thông 1470 1220 1011 1679 479 991 532 688

Học nghề 1056 1395 1114 1337 464 592 650 745

Cao đẳng / Đại học 654 1489 921 1222 301 353 620 869

Sau đại học 5 53 15 43 1 4 14 39

Năm 2012 Không có bằng cấp 561 149 294 416 235 326 59 90

Tiểu học 1026 380 524 882 365 661 159 221

Trung học cơ sở 1157 416 568 1005 393 764 175 241

Trung học phổ thông 502 325 331 496 182 320 149 176

Học nghề 647 706 505 848 233 414 272 434

Cao đẳng / Đại học 472 885 661 696 243 229 418 467

Sau đại học 10 63 32 41 5 5 27 36


186

Bảng A 8: Thống kê mô tả biến log - tiền lương thực tế theo từng nhóm tuổi

Năm 2002

Nhóm tuổi

Log tiền lương thực tế theo giờ

Trung

bình

Phân vị

0.05

Phân vị

0.25

Phân vị

0.5

Phân

vị 0.75

Phân vị

0.95

Từ 18 đến dưới 24 tuổi 7.73 6.21 7.40 7.82 8.18 8.87

Từ 25 đến dưới 34 tuổi 7.89 6.21 7.54 7.99 8.39 9.11

Từ 35 đến dưới 44 tuổi 7.91 6.10 7.47 8.01 8.52 9.24

Từ 45 đến dưới 54 tuổi 8.00 6.21 7.50 8.09 8.63 9.37

Trên 55 tuổi 7.97 6.21 7.46 8.05 8.67 9.38

Năm 2012

Từ 18 đến dưới 24 tuổi 9.55 8.74 9.29 9.57 9.83 10.31

Từ 25 đến dưới 34 tuổi 9.82 8.96 9.50 9.81 10.13 10.77

Từ 35 đến dưới 44 tuổi 9.83 8.95 9.47 9.82 10.16 10.82

Từ 45 đến dưới 54 tuổi 9.87 8.74 9.48 9.84 10.27 10.96

Trên 55 tuổi 9.80 8.57 9.25 9.75 10.33 11.19


187

Bảng A 9: Thống kê mô tả biến log - tiền lương theo từng nhóm lao động

Năm 2002


Trung

bình

Phân vị

0.05

Phân

vị 0.25

Phân vị

0.5

Phân vị

0.75

Phân

vị 0.95

Khu vực Nông thôn 7.67 5.95 7.27 7.82 8.23 8.87

Thành thị 8.35 7.21 7.89 8.33 8.76 9.55

Giới tính Nữ giới 7.77 5.93 7.34 7.85 8.36 9.10

Nam giới 7.94 6.35 7.54 8.01 8.45 9.21

Khu vực

Nông

thôn

Nữ giới 7.53 5.63 7.07 7.68 8.14 8.82

Nam

giới

7.75 6.17 7.37 7.85 8.25 8.90

Thành

thị

Nữ giới 8.24 7.11 7.80 8.24 8.65 9.46

Nam

giới

8.42 7.31 7.97 8.41 8.83 9.60

Năm 2012

Khu vực Nông thôn 9.65 8.74 9.37 9.65 9.95 10.52

Thành thị 9.98 9.03 9.58 9.95 10.35 11.01

Giới tính Nữ giới 9.69 8.67 9.33 9.68 10.06 10.69

Nam giới 9.84 8.96 9.50 9.81 10.14 10.86

Khu vực

Nông

thôn

Nữ giới 9.54 8.52 9.21 9.57 9.88 10.44

Nam

giới

9.72 8.89 9.43 9.71 9.99 10.54

Thành

thị

Nữ giới 9.89 8.95 9.49 9.87 10.27 10.88

Nam

giới

10.05 9.08 9.65 10.00 10.42 11.13


188

Bảng A 10: Thống kê mô tả biến log - tiền lương theo từng nhóm bằng cấp

Năm 2002

Bằng cấp


Số quan sát Trung

bình

Phân

vị 0.05

Phân

vị 0.25

Phân

vị

0.5

Phân

vị 0.75

Phân

vị 0.95

Không có bằng cấp 5394 7.54 5.74 7.12 7.71 8.11 8.73

Tiểu học 6185 7.70 6.04 7.33 7.82 8.23 8.83

Trung học cơ sở 6027 7.75 6.17 7.37 7.84 8.24 8.89

Trung học phổ thông 2690 8.07 6.73 7.64 8.09 8.56 9.31

Học nghề 2451 8.39 7.35 8.03 8.41 8.74 9.33

Cao đẳng / Đại học 2143 8.74 7.74 8.35 8.70 9.10 9.85

Sau đại học 58 9.24 8.31 8.77 9.35 9.60 10.29

Năm 2012

Không có bằng cấp 710 9.42 8.49 9.15 9.46 9.73 10.16

Tiểu học 1406 9.55 8.74 9.32 9.61 9.84 10.16

Trung học cơ sở 1573 9.61 8.81 9.37 9.64 9.89 10.27

Trung học phổ thông 827 9.72 8.80 9.42 9.72 10.03 10.65

Học nghề 1353 9.91 9.03 9.58 9.92 10.26 10.76

Cao đẳng / Đại học 1357 10.27 9.37 9.89 10.26 10.63 11.27


Bảng A 11 : Kết quả kiểm định phương sai thay đổi

Kiểm định Kết quả kiểm định

Kiểm định White 2015.42***

Kiểm định Breusch – Pagan 1478.08***

*,**,*** : có ý nghĩa thống kê với 1%, 5% và 10%

Nguồn: tác giả tính toán từ số liệu thu thập được

189

PHỤ LỤC B: KẾT QUẢ HỒI QUY PHÂN VỊ

Bảng B 1: Kết quả hồi quy phân vị hàm tiền lương ở nhóm lao động nam giới và nữ giới năm 2002

Hồi quy hàm tiền lương ở nam giới năm 2002 Hàm hồi quy tiền lương nữ giới năm 2002

Biến độc lập 2SLS 2SQR - Hồi quy phân vị hai bước

2SLS 2SQR - Hồi quy phân vị hai bước

10% 25% 50% 75% 90% 10% 25% 50% 75% 90%

HonNhan 0.0281 -0.0273 0.0352 0.0444** 0.0440** 0.0350 0.0183 -0.00133 0.0498 0.0457** 0.0454** 0.0221

[1.463] [-0.663] [1.301] [2.271] [2.360] [1.172] [0.787] [-0.024] [1.350] [2.125] [2.113] [0.738]

Kinh_Hoa 0.310*** 0.559*** 0.531*** 0.283*** 0.160*** 0.158*** 0.250*** 0.473*** 0.395*** 0.186*** 0.132*** 0.0704*

[14.346] [12.078] [17.454] [12.868] [7.626] [4.715] [8.568] [6.921] [8.542] [6.880] [4.912] [1.877]

KinhNghiem 0.00974*** 0.0106* 0.00899** 0.0114*** 0.00916*** 0.0116** 0.00131 -0.00839 -0.00663 -0.00142 0.00322 0.0106**

[3.283] [1.661] [2.153] [3.779] [3.183] [2.519] [0.337] [-0.923] [-1.077] [-0.395] [0.897] [2.128]

KinhNghiem_sq -0.000199*** -0.000267** -0.000203** -0.000210*** -0.000146** -0.000173* 0.0000437 0.000215 0.000223* 0.000142* 0.0000506 -0.000122

[-3.274] [-2.051] [-2.383] [-3.404] [-2.482] [-1.834] [0.515] [1.078] [1.653] [1.812] [0.644] [-1.114]

TieuHoc 0.0847*** 0.0570 0.0826*** 0.0785*** 0.0824*** 0.114*** 0.0853*** 0.0241 0.0930** 0.0894*** 0.0978*** 0.130***

[4.771] [1.497] [3.305] [4.342] [4.785] [4.130] [3.470] [0.417] [2.380] [3.925] [4.301] [4.096]

THCS 0.116*** 0.0788* 0.127*** 0.114*** 0.105*** 0.0999*** 0.167*** 0.103 0.197*** 0.180*** 0.142*** 0.129***

[5.965] [1.897] [4.651] [5.786] [5.583] [3.317] [5.850] [1.536] [4.353] [6.825] [5.379] [3.513]

THPT 0.257*** 0.239*** 0.242*** 0.209*** 0.237*** 0.293*** 0.326*** 0.277*** 0.352*** 0.296*** 0.243*** 0.310***

[10.342] [4.494] [6.929] [8.274] [9.827] [7.584] [9.069] [3.289] [6.163] [8.904] [7.316] [6.698]

HocNghe 0.454*** 0.515*** 0.484*** 0.405*** 0.371*** 0.337*** 0.526*** 0.577*** 0.590*** 0.423*** 0.324*** 0.320***

[15.655] [8.284] [11.850] [13.703] [13.182] [7.462] [12.222] [5.718] [8.634] [10.623] [8.135] [5.770]

CaoDang_DaiHoc 0.715*** 0.792*** 0.759*** 0.699*** 0.608*** 0.573*** 0.701*** 0.729*** 0.765*** 0.614*** 0.548*** 0.563***

[20.227] [10.457] [15.281] [19.431] [17.728] [10.434] [14.587] [6.467] [10.018] [13.792] [12.331] [9.093]

ChuyenMonKyThuat -0.389** -0.492 -0.416* -0.502*** -0.362** -0.597** 0.268** -0.0260 0.0573 0.0580 0.242** 0.465***

[-2.506] [-1.481] [-1.905] [-3.178] [-2.405] [-2.478] [2.256] [-0.094] [0.304] [0.528] [2.208] [3.046]

DichVu_BanHang -0.797*** -0.877** -0.849*** -0.829*** -0.717*** -1.013*** -0.0795 -0.204 -0.242 -0.332*** -0.0922 0.107

[-4.965] [-2.550] [-3.759] [-5.073] [-4.606] [-4.061] [-0.599] [-0.655] [-1.149] [-2.699] [-0.751] [0.626]

LaoDongKyThuat -0.390** -0.276 -0.294 -0.488*** -0.498*** -0.789*** -0.0812 -0.189 -0.156 -0.327*** -0.212* -0.0424

190

[-2.460] [-0.814] [-1.321] [-3.030] [-3.240] [-3.204] [-0.642] [-0.638] [-0.774] [-2.793] [-1.810] [-0.260]

LaoDongGianDon -0.654*** -0.692** -0.574** -0.709*** -0.687*** -0.979*** -0.308** -0.680** -0.427** -0.478*** -0.335*** -0.0816

[-4.115] [-2.033] [-2.569] [-4.383] [-4.455] [-3.964] [-2.424] [-2.284] [-2.119] [-4.067] [-2.849] [-0.499]

QuanDoi_LanhDao -0.558*** -0.641* -0.594*** -0.666*** -0.463*** -0.747*** 0.113 -0.199 -0.0788 -0.105 0.170 0.379**

[-3.537] [-1.894] [-2.678] [-4.145] [-3.022] [-3.044] [0.855] [-0.644] [-0.377] [-0.861] [1.397] [2.233]

NhaNuoc 0.222*** 0.247*** 0.191*** 0.200*** 0.178*** 0.237*** 0.292*** 0.406*** 0.309*** 0.246*** 0.193*** 0.220***

[11.191] [5.814] [6.862] [9.912] [9.271] [7.706] [11.788] [6.987] [7.853] [10.724] [8.413] [6.883]

CoVonDauTuNuocNgoai 0.367*** 0.412*** 0.261*** 0.291*** 0.316*** 0.313*** 0.390*** 0.536*** 0.431*** 0.359*** 0.254*** 0.150**

[7.191] [3.766] [3.632] [5.600] [6.384] [3.948] [8.290] [4.862] [5.766] [8.246] [5.835] [2.481]

ThanhThi 0.335*** 0.428*** 0.312*** 0.262*** 0.257*** 0.269*** 0.328*** 0.432*** 0.325*** 0.227*** 0.206*** 0.239***

[23.079] [13.764] [15.305] [17.776] [18.297] [11.928] [17.023] [9.558] [10.612] [12.695] [11.562] [9.638]

DBSH 0.123*** 0.209*** 0.146*** 0.103*** 0.0500** -0.00379 -0.0319 -0.0568 -0.0398 -0.0647** -0.0369 -0.0136

[5.781] [4.584] [4.881] [4.732] [2.420] [-0.115] [-1.029] [-0.783] [-0.810] [-2.258] [-1.289] [-0.342]

BTB_DHMT 0.217*** 0.321*** 0.221*** 0.168*** 0.138*** 0.0839** 0.170*** 0.330*** 0.169*** 0.112*** 0.0925*** 0.0673

[10.090] [6.969] [7.317] [7.710] [6.647] [2.515] [5.262] [4.372] [3.304] [3.763] [3.104] [1.621]

TayNguyen -0.162*** -0.325*** -0.290*** -0.102*** -0.0621** -0.0488 -0.0642* -0.140 -0.122** -0.115*** -0.0219 -0.0685

[-5.809] [-5.453] [-7.402] [-3.607] [-2.301] [-1.127] [-1.741] [-1.623] [-2.080] [-3.367] [-0.641] [-1.441]

DNB 0.467*** 0.563*** 0.498*** 0.437*** 0.426*** 0.355*** 0.550*** 0.712*** 0.557*** 0.449*** 0.437*** 0.428***

[20.512] [11.533] [15.541] [18.861] [19.298] [10.033] [17.497] [9.651] [11.144] [15.416] [15.017] [10.555]

DBSCL 0.459*** 0.529*** 0.457*** 0.412*** 0.370*** 0.344*** 0.577*** 0.736*** 0.585*** 0.430*** 0.371*** 0.388***

[21.375] [11.501] [15.116] [18.830] [17.773] [10.288] [18.462] [10.042] [11.785] [14.847] [12.817] [9.625]

lambda -0.266*** -0.316* -0.281*** -0.300*** -0.252*** -0.386*** 0.00203 -0.136 -0.0979 -0.102* 0.0413 0.135

[-3.522] [-1.948] [-2.645] [-3.903] [-3.433] [-3.279] [0.031] [-0.894] [-0.954] [-1.709] [0.690] [1.623]

_cons 8.527*** 7.405*** 7.914*** 8.710*** 9.184*** 9.800*** 7.916*** 7.067*** 7.552*** 8.376*** 8.645*** 8.738***

[51.558] [20.897] [34.021] [51.751] [57.246] [38.128] [57.943] [22.062] [34.798] [66.218] [68.403] [49.649]

N 15521 15521 15521 15521 15521 15521 9266 9266 9266 9266 9266 9266

t-stat trong ngoặc [] *, **, ***: có ý nghĩa với 10%, 5%, 1%


191

Bảng B 2: Kết quả hồi quy phân vị hàm tiền lương ở nhóm lao động nam giới và nữ giới năm 2012

Hồi quy hàm tiền lương ở Nam giới năm 2012 Hàm hồi quy tiền lương nữ giới năm 2012


2SLS 2SQR - Hồi quy phân vị

10% 25% 50% 75% 90% 10% 25% 50% 75% 90%

HonNhan 0.0720*** 0.108** 0.110*** 0.0622*** 0.0598** 0.00190 0.0454 -0.0286 0.0862*** 0.0489* 0.0662** 0.0677

[3.061] [2.548] [3.447] [2.594] [2.174] [0.049] [1.622] [-0.449] [2.594] [1.818] [2.244] [1.517]

Kinh_Hoa 0.111*** 0.0495 0.0755* 0.119*** 0.159*** 0.155*** -0.0598 -0.0870 -0.0703 -0.0253 -0.00175 -0.0437

[3.319] [0.817] [1.659] [3.493] [4.043] [2.838] [-1.450] [-0.930] [-1.437] [-0.639] [-0.040] [-0.666]

KinhNghiem 0.0258*** 0.0398*** 0.0255*** 0.0213*** 0.0191*** 0.0220*** 0.0164*** 0.0293*** 0.0138*** 0.0111*** 0.00806* 0.0105

[7.980] [6.805] [5.796] [6.441] [5.046] [4.170] [4.034] [3.175] [2.850] [2.831] [1.881] [1.624]

KinhNghiem_sq -0.000471*** -0.000769*** -0.000476*** -0.000367*** -0.000355*** -0.000362*** -0.000231** -0.000502** -0.000172 -0.0000884 -0.0000876 -0.000168

[-6.997] [-6.320] [-5.210] [-5.349] [-4.510] [-3.292] [-2.514] [-2.414] [-1.581] [-1.004] [-0.908] [-1.150]

TieuHoc 0.0788*** 0.126** 0.0780** 0.0797*** 0.0116 0.0273 0.138*** 0.0948 0.141*** 0.166*** 0.155*** 0.0524

[2.690] [2.385] [1.963] [2.672] [0.338] [0.572] [3.631] [1.102] [3.128] [4.568] [3.871] [0.869]

THCS 0.121*** 0.169*** 0.132*** 0.107*** 0.0475 0.0845* 0.179*** 0.169* 0.194*** 0.183*** 0.175*** 0.122*

[4.013] [3.099] [3.238] [3.488] [1.349] [1.719] [4.497] [1.878] [4.110] [4.800] [4.174] [1.925]

THPT 0.212*** 0.233*** 0.199*** 0.172*** 0.148*** 0.203*** 0.294*** 0.198* 0.242*** 0.268*** 0.259*** 0.310***

[5.884] [3.588] [4.072] [4.678] [3.519] [3.461] [6.285] [1.869] [4.373] [5.971] [5.257] [4.167]

HocNghe 0.306*** 0.275*** 0.233*** 0.251*** 0.283*** 0.404*** 0.288*** 0.218* 0.274*** 0.305*** 0.340*** 0.296***

[9.123] [4.533] [5.106] [7.340] [7.213] [7.375] [5.843] [1.949] [4.690] [6.449] [6.564] [3.782]

CaoDang_DaiHoc 0.636*** 0.580*** 0.542*** 0.530*** 0.562*** 0.700*** 0.532*** 0.476*** 0.537*** 0.511*** 0.547*** 0.576***

[15.590] [7.862] [9.785] [12.748] [11.776] [10.513] [9.823] [3.878] [8.365] [9.836] [9.593] [6.680]

SauDaiHoc 1.047*** 0.934*** 0.969*** 0.925*** 1.066*** 1.193*** 0.778*** 0.888*** 0.816*** 0.757*** 0.735*** 0.649***

[12.302] [6.074] [8.384] [10.661] [10.705] [8.589] [7.424] [3.733] [6.564] [7.519] [6.663] [3.889]

ChuyenMonKyThuat 0.00232 -0.0254 0.0521 0.0974 0.0778 -0.0337 0.145** 0.177 0.148* 0.114* 0.0601 0.182*

[0.031] [-0.187] [0.511] [1.273] [0.886] [-0.275] [2.190] [1.178] [1.888] [1.803] [0.863] [1.726]

DichVu_BanHang -0.234*** -0.285*** -0.183** -0.160*** -0.259*** -0.261*** -0.0793 0.0596 -0.0379 -0.147*** -0.252*** -0.176**

[-4.171] [-2.806] [-2.400] [-2.787] [-3.937] [-2.847] [-1.411] [0.467] [-0.568] [-2.726] [-4.259] [-1.972]

LaoDongKyThuat -0.0210 -0.0252 0.0525 0.0288 -0.0813 -0.168* -0.106* 0.0342 -0.0100 -0.148** -0.224*** -0.164*

192

[-0.338] [-0.225] [0.621] [0.453] [-1.116] [-1.653] [-1.748] [0.249] [-0.140] [-2.541] [-3.508] [-1.703]

LaoDongGianDon -0.118** -0.179* -0.0737 -0.0767 -0.212*** -0.242*** -0.139** -0.0224 -0.0532 -0.183*** -0.284*** -0.230**

[-2.213] [-1.851] [-1.014] [-1.406] [-3.382] [-2.774] [-2.449] [-0.174] [-0.789] [-3.362] [-4.752] [-2.536]

QuanDoi_LanhDao -0.0114 -0.266* -0.00982 0.0687 0.138 0.0498 0.272*** 0.136 0.0857 0.274*** 0.281*** 0.627***

[-0.139] [-1.792] [-0.088] [0.822] [1.440] [0.372] [2.836] [0.626] [0.754] [2.977] [2.786] [4.115]

TuNhan -0.0220 -0.162** -0.0702 -0.00574 0.0911* 0.0994 0.128*** 0.187* 0.173*** 0.0875* 0.0644 0.0597

[-0.532] [-2.169] [-1.253] [-0.136] [1.885] [1.476] [2.583] [1.664] [2.941] [1.843] [1.238] [0.758]

NhaNuoc -0.0700** -0.280*** -0.146*** -0.0162 0.0524 0.0434 0.159*** 0.204** 0.176*** 0.119*** 0.162*** 0.111*

[-2.546] [-5.635] [-3.918] [-0.577] [1.630] [0.968] [4.200] [2.380] [3.937] [3.281] [4.078] [1.850]

CoVonDauTuNuocNgoai 0.124*** 0.109 0.110** 0.0769* 0.113** 0.0819 0.293*** 0.503*** 0.378*** 0.267*** 0.157*** 0.0490

[3.185] [1.556] [2.082] [1.938] [2.472] [1.289] [7.873] [5.968] [8.567] [7.467] [4.018] [0.828]

ThanhThi 0.103*** 0.0623** 0.0678*** 0.0836*** 0.0989*** 0.139*** 0.0951*** 0.158*** 0.0799*** 0.0299 0.0599*** 0.0928***

[6.142] [2.049] [2.966] [4.869] [5.019] [5.069] [4.478] [3.279] [3.170] [1.469] [2.681] [2.744]

DBSH 0.0565* 0.0117 0.0578 0.0970*** 0.0795** -0.0241 0.0289 -0.0393 0.0105 0.0397 0.0543 0.0290

[1.960] [0.225] [1.479] [3.302] [2.357] [-0.513] [0.797] [-0.477] [0.244] [1.140] [1.420] [0.501]

BTB_DHMT -0.0422 -0.0669 -0.0246 0.00153 -0.0115 -0.132*** -0.0477 -0.0585 -0.0906** -0.0619* -0.0391 -0.0714

[-1.483] [-1.302] [-0.636] [0.053] [-0.344] [-2.836] [-1.286] [-0.695] [-2.062] [-1.740] [-1.001] [-1.210]

TayNguyen -0.0199 -0.0221 0.0496 0.0464 0.0312 -0.0742 -0.0163 -0.106 0.0239 0.0331 0.000316 -0.0914

[-0.485] [-0.298] [0.892] [1.111] [0.649] [-1.109] [-0.306] [-0.875] [0.379] [0.647] [0.006] [-1.077]

DNB 0.196*** 0.172*** 0.204*** 0.207*** 0.190*** 0.129** 0.241*** 0.214** 0.211*** 0.223*** 0.216*** 0.282***

[6.366] [3.090] [4.872] [6.590] [5.277] [2.566] [6.221] [2.441] [4.604] [6.012] [5.297] [4.572]

DBSCL -0.0225 -0.0404 0.00578 0.00723 -0.0138 -0.112** -0.0725* -0.127 -0.103** -0.0598 0.0149 0.0353

[-0.758] [-0.754] [0.143] [0.239] [-0.398] [-2.316] [-1.873] [-1.450] [-2.235] [-1.609] [0.365] [0.573]

lambda -0.138*** -0.259*** -0.181*** -0.0978* 0.0225 -0.00507 -0.0454 -0.134 -0.0589 -0.0424 -0.00958 0.0810

[-2.799] [-2.901] [-2.693] [-1.942] [0.389] [-0.063] [-1.060] [-1.376] [-1.160] [-1.032] [-0.213] [1.189]

_cons 9.274*** 8.864*** 9.059*** 9.224*** 9.491*** 9.828*** 9.110*** 8.483*** 8.811*** 9.217*** 9.531*** 9.712***

[82.413] [43.616] [59.330] [80.418] [72.097] [53.522] [79.176] [32.504] [64.568] [83.460] [78.699] [53.033]

N 4384 4384 4384 4384 4384 4384 2915 2915 2915 2915 2915 2915

t-stat trong ngoặc [] *, **, ***: có ý nghĩa với 10%, 5%, 1%


193

Bảng B 3: Kết quả hồi quy phân vị hàm tiền lương ở nhóm lao động thành thị và nông thôn năm 2002

Hồi quy hàm tiền lương ở thành thị năm 2002 Hàm hồi quy tiền lương nông thôn năm 2002


2SLS 2SQR - Hồi quy phân vị hai bước

10% 25% 50% 75% 90% 10% 25% 50% 75% 90%

GioiTinh 0.219*** 0.196*** 0.190*** 0.227*** 0.213*** 0.235*** 0.297*** 0.387*** 0.324*** 0.265*** 0.223*** 0.229***

[14.328] [7.300] [11.405] [15.100] [12.183] [9.163] [23.084] [12.917] [16.025] [19.510] [19.165] [13.325]

HonNhan 0.0702*** 0.0739* 0.0729*** 0.0432** 0.0808*** 0.0682* -0.00566 -0.0939** -0.0218 0.0251 0.0206 0.0362

[3.271] [1.955] [3.105] [2.040] [3.279] [1.894] [-0.296] [-2.115] [-0.726] [1.243] [1.191] [1.419]

Kinh_Hoa 0.0864** 0.0669 0.0750* 0.0670* 0.0449 0.0107 0.288*** 0.461*** 0.460*** 0.226*** 0.188*** 0.166***

[2.300] [1.012] [1.827] [1.806] [1.041] [0.170] [13.978] [9.615] [14.203] [10.403] [10.066] [6.047]

KinhNghiem 0.0162*** 0.0149** 0.0235*** 0.0212*** 0.0131*** 0.0146** 0.0107*** 0.00736 0.00951** 0.0108*** 0.0105*** 0.0155***

[4.672] [2.431] [6.185] [6.170] [3.288] [2.506] [3.600] [1.065] [2.039] [3.456] [3.914] [3.908]

KinhNghiem_sq

-

0.000219***

-

0.000180

-

0.000383***

-

0.000306***

-

0.000157*

-

0.000182

-

0.000248***

-

0.000260*

-

0.000261***

-

0.000222***

-

0.000180***

-

0.000287***

[-2.797] [-1.305] [-4.486] [-3.970] [-1.746] [-1.386] [-4.047] [-1.825] [-2.718] [-3.442] [-3.252] [-3.511]

TieuHoc 0.132*** 0.179*** 0.128*** 0.104*** 0.0745** 0.140*** 0.0696*** -0.000859 0.0886*** 0.0889*** 0.0924*** 0.101***

[4.339] [3.348] [3.857] [3.474] [2.140] [2.748] [4.164] [-0.022] [3.378] [5.041] [6.112] [4.551]

THCS 0.180*** 0.183*** 0.148*** 0.129*** 0.132*** 0.195*** 0.125*** 0.0805* 0.164*** 0.140*** 0.115*** 0.0816***

[5.832] [3.362] [4.382] [4.238] [3.738] [3.774] [6.505] [1.802] [5.446] [6.896] [6.640] [3.184]

THPT 0.314*** 0.304*** 0.281*** 0.240*** 0.294*** 0.435*** 0.237*** 0.180*** 0.250*** 0.218*** 0.185*** 0.262***

[9.472] [5.207] [7.757] [7.331] [7.713] [7.806] [8.679] [2.834] [5.820] [7.540] [7.484] [7.177]

HocNghe 0.366*** 0.384*** 0.341*** 0.301*** 0.329*** 0.384*** 0.569*** 0.653*** 0.589*** 0.492*** 0.382*** 0.399***

[10.029] [5.979] [8.535] [8.340] [7.855] [6.274] [16.500] [8.147] [10.883] [13.520] [12.238] [8.670]

CaoDang_DaiHoc 0.597*** 0.541*** 0.529*** 0.509*** 0.624*** 0.732*** 0.692*** 0.867*** 0.792*** 0.619*** 0.465*** 0.398***

[14.484] [7.462] [11.726] [12.491] [13.189] [10.589] [16.023] [8.644] [11.686] [13.599] [11.912] [6.911]

ChuyenMonKyThuat -0.0769 -0.439** -0.185* -0.0151 0.0875 0.177 0.123 -0.0448 -0.241 -0.290 -0.0138 0.358

[-0.776] [-2.517] [-1.710] [-0.154] [0.769] [1.065] [0.528] [-0.083] [-0.660] [-1.183] [-0.066] [1.154]

DichVu_BanHang -0.453***

-

0.927*** -0.564*** -0.366*** -0.227* -0.0931

[-4.190] [-4.874] [-4.770] [-3.428] [-1.826] [-0.514]

194

LaoDongKyThuat -0.273***

-

0.584*** -0.341*** -0.210** -0.126 -0.0242 -0.0639 0.0592 -0.231 -0.522** -0.381* -0.0697

[-2.593] [-3.154] [-2.966] [-2.023] [-1.044] [-0.137] [-0.271] [0.108] [-0.625] [-2.101] [-1.790] [-0.222]

LaoDongGianDon -0.475*** -0.890*** -0.551*** -0.377*** -0.259** -0.183 -0.361 -0.459 -0.564 -0.766*** -0.562*** -0.212

[-4.448] [-4.735] [-4.717] [-3.577] [-2.110] [-1.023] [-1.533] [-0.839] [-1.526] [-3.084] [-2.642] [-0.676]

o.QuanDoi_LanhDao

-0.238 -0.314 -0.592 -0.782*** -0.355* 0.0635

[-1.014] [-0.577] [-1.607] [-3.162] [-1.674] [0.203]

o.TuNhan -0.428*** -0.338** -0.510*** -0.482*** -0.363*** -0.330***

[-6.533] [-2.222] [-4.966] [-6.974] [-6.133] [-3.784]

NhaNuoc 0.221*** 0.195*** 0.221*** 0.207*** 0.222*** 0.220*** 0.231*** 0.285*** 0.225*** 0.177*** 0.152*** 0.182***

[12.140] [6.083] [11.143] [11.515] [10.633] [7.201] [9.588] [5.087] [5.953] [6.967] [6.988] [5.645]

CoVonDauTuNuocNgoai 0.319*** 0.430*** 0.339*** 0.285*** 0.274*** 0.192*** 0.408*** 0.476*** 0.388*** 0.331*** 0.274*** 0.223***

[7.894] [6.036] [7.657] [7.135] [5.900] [2.825] [8.035] [4.033] [4.865] [6.180] [5.963] [3.297]

DBSH 0.0165 -0.00821 -0.0672** -0.0293 0.0213 0.129*** 0.115*** 0.236*** 0.232*** 0.141*** 0.0280 -0.0492

[0.627] [-0.177] [-2.327] [-1.125] [0.702] [2.911] [5.002] [4.406] [6.438] [5.797] [1.345] [-1.603]

BTB_DHMT -0.0372 -0.0338 -0.0502* -0.0509** -0.0156 -0.00163 0.331*** 0.557*** 0.428*** 0.304*** 0.193*** 0.125***

[-1.424] [-0.735] [-1.755] [-1.971] [-0.521] [-0.037] [13.969] [10.112] [11.502] [12.159] [9.019] [3.948]

TayNguyen -0.0541 -0.153** -0.0906** -0.0506 0.0106 0.0896 -0.143*** -0.194*** -0.258*** -0.195*** -0.0724*** -0.114***

[-1.603] [-2.570] [-2.456] [-1.518] [0.274] [1.583] [-5.043] [-2.934] [-5.785] [-6.497] [-2.817] [-3.014]

DNB 0.436*** 0.329*** 0.314*** 0.388*** 0.523*** 0.613*** 0.525*** 0.779*** 0.686*** 0.509*** 0.384*** 0.284***

[17.061] [7.306] [11.239] [15.367] [17.796] [14.293] [20.884] [13.330] [17.398] [19.186] [16.901] [8.461]

DBSCL 0.159*** 0.121** 0.110*** 0.131*** 0.205*** 0.258*** 0.623*** 0.859*** 0.732*** 0.564*** 0.418*** 0.377***

[5.618] [2.419] [3.567] [4.694] [6.296] [5.431] [27.513] [16.332] [20.598] [23.637] [20.406] [12.478]

lambda -0.0978 -0.369*** -0.162** -0.0351 0.0483 0.0529 -0.127 -0.188 -0.268* -0.311*** -0.191** -0.0269

[-1.633] [-3.504] [-2.469] [-0.594] [0.703] [0.527] [-1.274] [-0.814] [-1.716] [-2.962] [-2.130] [-0.203]

_cons 8.627*** 8.400*** 8.421*** 8.606*** 8.824*** 8.964*** 7.891*** 6.752*** 7.488*** 8.469*** 8.797*** 8.799***

[71.704] [39.669] [64.012] [72.440] [63.873] [44.411] [32.736] [12.052] [19.794] [33.304] [40.357] [27.370]

N 7061 7061 7061 7061 7061 7061 17100 17100 17100 17100 17100 17100

t-stat trong ngoặc [] ; *, **, ***: có ý nghĩa với 10%, 5%, 1%


195

Bảng B 4: Kết quả hồi quy phân vị hàm tiền lương ở nhóm lao động thành thị và nông thôn năm 2012

Hồi quy hàm tiền lương ở thành thị năm 2012 Hàm hồi quy tiền lương nông thôn năm 2012

Biến độc lập 2SLS Hồi quy phân vị

2SLS Hồi quy phân vị

10% 25% 50% 75% 90% 10% 25% 50% 75% 90%

GioiTinh 0.183*** 0.143*** 0.168*** 0.206*** 0.214*** 0.226*** 0.199*** 0.259*** 0.208*** 0.170*** 0.162*** 0.184***

[9.374] [3.949] [6.742] [9.593] [8.543] [5.900] [11.429] [6.967] [9.062] [10.026] [8.592] [7.160]

HonNhan 0.0480* 0.0459 0.0464 0.0572* 0.0410 0.0628 0.0649*** 0.0805* 0.120*** 0.0621*** 0.0701*** 0.0319

[1.729] [0.892] [1.306] [1.877] [1.152] [1.156] [2.850] [1.652] [4.003] [2.796] [2.845] [0.950]

Kinh_Hoa 0.0675 0.0153 0.0344 0.103* 0.0242 0.0432 0.0247 0.0578 0.00283 0.0574* 0.0386 0.0946**

[1.403] [0.171] [0.558] [1.946] [0.393] [0.458] [0.798] [0.874] [0.069] [1.901] [1.152] [2.071]

KinhNghiem 0.0235*** 0.0353*** 0.0261*** 0.0198*** 0.0131** 0.00512 0.0269*** 0.0322*** 0.0214*** 0.0180*** 0.0177*** 0.0231***

[5.905] [4.777] [5.120] [4.515] [2.568] [0.657] [8.738] [4.909] [5.292] [6.012] [5.338] [5.086]

KinhNghiem_sq -0.000369*** -0.000663*** -0.000430*** -0.000262*** -0.000168 0.0000108 -0.000504*** -0.000623*** -0.000421*** -0.000306*** -0.000310*** -0.000437***

[-4.137] [-4.019] [-3.772] [-2.673] [-1.474] [0.062] [-7.815] [-4.515] [-4.955] [-4.856] [-4.445] [-4.587]

TieuHoc 0.000577 -0.0693 0.0173 0.0761 0.000257 -0.0479 0.148*** 0.176*** 0.183*** 0.143*** 0.102*** 0.0604

[0.012] [-0.773] [0.280] [1.431] [0.004] [-0.506] [5.585] [3.113] [5.242] [5.535] [3.558] [1.544]

THCS 0.0556 0.0402 0.0755 0.116** 0.0509 0.0308 0.190*** 0.294*** 0.227*** 0.153*** 0.148*** 0.101**

[1.125] [0.440] [1.196] [2.132] [0.805] [0.318] [6.878] [4.972] [6.236] [5.665] [4.953] [2.467]

THPT 0.176*** 0.0512 0.159** 0.218*** 0.137** 0.235** 0.301*** 0.343*** 0.290*** 0.217*** 0.245*** 0.279***

[3.317] [0.521] [2.345] [3.735] [2.017] [2.264] [8.732] [4.656] [6.394] [6.462] [6.568] [5.495]

HocNghe 0.242*** 0.0799 0.153** 0.269*** 0.328*** 0.394*** 0.345*** 0.331*** 0.326*** 0.282*** 0.313*** 0.355***

[4.636] [0.826] [2.297] [4.680] [4.908] [3.856] [10.249] [4.606] [7.347] [8.597] [8.605] [7.149]

CaoDang_DaiHoc 0.484*** 0.349*** 0.380*** 0.431*** 0.518*** 0.765*** 0.591*** 0.577*** 0.569*** 0.479*** 0.530*** 0.574***

[8.419] [3.278] [5.162] [6.831] [7.033] [6.795] [14.053] [6.416] [10.271] [11.687] [11.650] [9.257]

SauDaiHoc 0.766*** 0.736*** 0.656*** 0.686*** 0.851*** 0.994***

[8.911] [4.622] [5.974] [7.265] [7.729] [5.909]

ChuyenMonKyThuat 0.162** 0.184 0.197** 0.124 0.258*** 0.138 -0.0866 -0.176 -0.0682 0.00667 -0.0425 0.00616

[2.186] [1.342] [2.083] [1.523] [2.721] [0.954] [-1.213] [-1.153] [-0.726] [0.096] [-0.551] [0.058]

DichVu_BanHang -0.172*** -0.117 -0.131* -0.203***

-

0.205*** -0.232** -0.186*** -0.228** -0.152** -0.174*** -0.232*** -0.205***

196

[-3.222] [-1.184] [-1.918] [-3.454] [-2.991] [-2.221] [-3.447] [-1.981] [-2.137] [-3.314] [-3.988] [-2.583]

LaoDongKyThuat -0.0104 0.0735 0.0744 -0.0675 -0.0562 -0.0736 -0.116** -0.153 -0.0642 -0.0883 -0.153** -0.176**

[-0.164] [0.624] [0.917] [-0.968] [-0.690] [-0.592] [-2.038] [-1.254] [-0.855] [-1.587] [-2.483] [-2.089]

LaoDongGianDon -0.157** -0.0747 -0.109 -0.201*** -0.205*** -0.181 -0.172*** -0.193* -0.130* -0.158*** -0.223*** -0.274***

[-2.533] [-0.651] [-1.377] [-2.954] [-2.584] [-1.491] [-3.380] [-1.772] [-1.941] [-3.177] [-4.045] [-3.653]

QuanDoi_LanhDao 0.378*** 0.369** 0.414*** 0.368*** 0.516*** 0.452*** -0.341*** -0.541*** -0.308*** -0.266*** -0.270*** -0.0998

[4.749] [2.500] [4.070] [4.213] [5.063] [2.900] [-3.979] [-2.960] [-2.729] [-3.188] [-2.913] [-0.791]

TuNhan 0.0766* 0.0439 0.0673 0.0563 0.142** 0.0963 -0.101** -0.273*** -0.169*** -0.0675 -0.0687 0.0893

[1.693] [0.524] [1.164] [1.133] [2.459] [1.087] [-2.343] [-2.961] [-2.972] [-1.604] [-1.474] [1.403]

NhaNuoc 0.0818** 0.0142 0.0992** 0.117*** 0.106** 0.0401 -0.0603* -0.286*** -0.176*** -0.0418 0.0695** 0.0922**

[2.536] [0.238] [2.405] [3.294] [2.565] [0.634] [-1.898] [-4.214] [-4.207] [-1.348] [2.022] [1.967]

CoVonDauTuNuocNgoai 0.212*** 0.281*** 0.254*** 0.229*** 0.152*** 0.00547 0.141*** 0.173*** 0.150*** 0.135*** 0.0973*** 0.0782*

[4.824] [3.452] [4.509] [4.727] [2.692] [0.063] [4.590] [2.642] [3.703] [4.518] [2.930] [1.726]

DBSH 0.165*** 0.107 0.182*** 0.179*** 0.200*** 0.174** -0.0368 -0.0527 0.0135 -0.00417 0.00999 -0.0701*

[4.363] [1.531] [3.752] [4.296] [4.127] [2.350] [-1.310] [-0.879] [0.365] [-0.152] [0.329] [-1.693]

BTB_DHMT -0.0123 -0.0338 0.0318 -0.0206 0.0405 -0.0282 -0.0587** -0.0871 -0.0283 -0.0340 -0.0358 -0.126***

[-0.327] [-0.487] [0.664] [-0.500] [0.843] [-0.384] [-2.071] [-1.438] [-0.760] [-1.231] [-1.167] [-3.003]

TayNguyen -0.0380 -0.0705 0.0141 -0.0569 0.0122 -0.0604 0.00796 0.0456 0.0970* 0.0954** 0.0180 -0.0790

[-0.763] [-0.763] [0.221] [-1.040] [0.191] [-0.619] [0.182] [0.489] [1.687] [2.240] [0.382] [-1.226]

DNB 0.295*** 0.300*** 0.328*** 0.255*** 0.295*** 0.319*** 0.155*** 0.117* 0.159*** 0.152*** 0.178*** 0.147***

[7.606] [4.176] [6.607] [5.972] [5.923] [4.193] [4.975] [1.747] [3.875] [4.993] [5.277] [3.188]

DBSCL 0.0202 -0.0159 0.0722 0.0314 0.105** 0.0544 -0.0877*** -0.134** -0.0682* -0.0617** -0.0315 -0.0871**

[0.509] [-0.215] [1.419] [0.718] [2.060] [0.698] [-3.018] [-2.162] [-1.782] [-2.177] [-1.001] [-2.031]

lambda_ThanhThi2012 -0.0604 -0.220** -0.0981 -0.0754 0.128* 0.134 -0.200*** -0.367*** -0.247*** -0.155*** -0.119*** 0.0159

[-1.094] [-2.157] [-1.391] [-1.244] [1.812] [1.245] [-4.873] [-4.194] [-4.577] [-3.887] [-2.689] [0.263]

_cons 9.081*** 8.698*** 8.792*** 9.074*** 9.310*** 9.632*** 9.285*** 8.857*** 9.064*** 9.315*** 9.589*** 9.683***

[70.943] [36.675] [53.706] [64.529] [56.766] [38.422] [91.451] [40.810] [67.769] [94.061] [87.342] [64.648]

N 2924 2924 2924 2924 2924 2924 4365 4365 4365 4365 4365 4365

t-stat trong ngoặc [ ] *, **, ***: có ý nghĩa với 10%, 5%, 1%


197

Bảng B 5: Kết quả hồi quy phân vị hàm tiền lương ở nhóm lao động nam giới và nữ giới ở thành thị năm 2002

Hồi quy hàm tiền lương nam giới ở thành thị năm 2002 Hàm hồi quy tiền lương nữ giới ở thành thị năm 2002



10% 25% 50% 75% 90% 10% 25% 50% 75% 90%

HonNhan 0.0643** 0.0344 0.0709** 0.0500* 0.0796** 0.0428 0.0789** 0.0833 0.1000*** 0.0554** 0.0634* 0.138***

[2.173] [0.691] [2.056] [1.662] [2.220] [0.792] [2.475] [1.628] [2.830] [1.984] [1.815] [2.660]

Kinh_Hoa 0.0984* 0.212** 0.0912 0.0954* 0.103* -0.0518 0.0691 -0.0805 -0.000849 0.0225 0.0328 0.0294

[1.942] [2.494] [1.544] [1.854] [1.678] [-0.560] [1.241] [-0.902] [-0.014] [0.462] [0.538] [0.326]

KinhNghiem 0.0212*** 0.0247*** 0.0256*** 0.0254*** 0.0169*** 0.0166* 0.00739 0.00417 0.0153*** 0.0104** 0.00396 0.00238

[4.439] [3.076] [4.612] [5.246] [2.928] [1.914] [1.393] [0.489] [2.605] [2.243] [0.680] [0.276]

KinhNghiem_sq -0.000329*** -0.000375** -0.000433*** -0.000417*** -0.000252** -0.000218 -0.00000248 0.000138 -0.000174 -0.0000500 0.0000720 0.000123

[-3.156] [-2.143] [-3.567] [-3.945] [-1.998] [-1.149] [-0.020] [0.687] [-1.256] [-0.457] [0.527] [0.607]

TieuHoc 0.134*** 0.199*** 0.114** 0.0993** 0.0801* 0.166** 0.134*** 0.237*** 0.170*** 0.105** 0.0861 0.119

[3.500] [3.101] [2.568] [2.558] [1.731] [2.383] [2.707] [2.998] [3.107] [2.422] [1.590] [1.479]

THCS 0.157*** 0.199*** 0.0855* 0.103*** 0.125*** 0.235*** 0.222*** 0.288*** 0.269*** 0.202*** 0.204*** 0.107

[4.015] [3.030] [1.876] [2.593] [2.649] [3.292] [4.458] [3.604] [4.858] [4.616] [3.724] [1.318]

THPT 0.286*** 0.339*** 0.215*** 0.206*** 0.268*** 0.446*** 0.356*** 0.363*** 0.384*** 0.325*** 0.358*** 0.440***

[6.701] [4.737] [4.333] [4.762] [5.188] [5.734] [6.713] [4.265] [6.528] [6.997] [6.166] [5.116]

HocNghe 0.370*** 0.426*** 0.344*** 0.311*** 0.318*** 0.423*** 0.318*** 0.424*** 0.379*** 0.294*** 0.315*** 0.259***

[8.129] [5.562] [6.484] [6.725] [5.754] [5.090] [5.226] [4.337] [5.612] [5.502] [4.722] [2.625]

CaoDang_DaiHoc 0.638*** 0.635*** 0.552*** 0.567*** 0.613*** 0.833*** 0.561*** 0.602*** 0.595*** 0.516*** 0.642*** 0.630***

[11.796] [6.985] [8.753] [10.319] [9.355] [8.454] [8.539] [5.711] [8.177] [8.951] [8.922] [5.911]

ChuyenMonKyThuat -0.343* -0.402 -0.290 -0.266 -0.246 -0.439 0.0723 -0.223 -0.0859 0.110 0.194 0.400**

[-1.945] [-1.358] [-1.410] [-1.486] [-1.153] [-1.367] [0.612] [-1.178] [-0.656] [1.064] [1.501] [2.084]

DichVu_BanHang -0.668*** -0.853*** -0.638*** -0.554*** -0.557** -0.668** -0.290** -0.600*** -0.389*** -0.217* -0.0919 0.0969

[-3.584] [-2.725] [-2.940] [-2.927] [-2.471] [-1.967] [-2.149] [-2.771] [-2.604] [-1.832] [-0.621] [0.442]

LaoDongKyThuat -0.385** -0.409 -0.311 -0.308* -0.324 -0.455 -0.332** -0.507** -0.401*** -0.274** -0.226 -0.0703

[-2.093] [-1.322] [-1.449] [-1.646] [-1.454] [-1.356] [-2.540] [-2.419] [-2.773] [-2.396] [-1.579] [-0.332]

LaoDongGianDon -0.604*** -0.679** -0.533** -0.501*** -0.474** -0.623* -0.462*** -0.852*** -0.542*** -0.345*** -0.240* -0.115

198

[-3.244] [-2.171] [-2.458] [-2.650] [-2.102] [-1.835] [-3.485] [-4.006] [-3.689] [-2.965] [-1.650] [-0.535]

NhaNuoc 0.250*** 0.261*** 0.243*** 0.227*** 0.243*** 0.266*** 0.215*** 0.176*** 0.201*** 0.211*** 0.199*** 0.230***

[10.499] [6.525] [8.763] [9.412] [8.454] [6.144] [7.587] [3.877] [6.411] [8.482] [6.407] [4.999]

CoVonDauTuNuocNgoai 0.392*** 0.452*** 0.305*** 0.293*** 0.398*** 0.368*** 0.314*** 0.494*** 0.444*** 0.324*** 0.214*** 0.201**

[6.650] [4.567] [4.446] [4.901] [5.571] [3.423] [5.535] [5.425] [7.062] [6.517] [3.443] [2.178]

DBSH 0.0300 -0.0295 -0.0704* -0.0375 0.00862 0.184*** 0.00809 -0.0255 -0.0351 -0.0237 0.0163 0.149**

[0.858] [-0.502] [-1.728] [-1.057] [0.204] [2.883] [0.201] [-0.395] [-0.788] [-0.671] [0.370] [2.282]

BTB_DHMT -0.0274 -0.00533 -0.0320 -0.0819** -0.0342 0.0267 -0.0509 -0.105 -0.0683 -0.0330 -0.00246 0.00347

[-0.808] [-0.094] [-0.811] [-2.379] [-0.833] [0.432] [-1.246] [-1.605] [-1.509] [-0.922] [-0.055] [0.052]

TayNguyen -0.0476 -0.0643 -0.112** -0.0663 -0.0304 0.108 -0.0599 -0.234*** -0.0728 -0.0246 0.0640 0.0869

[-1.062] [-0.854] [-2.139] [-1.455] [-0.560] [1.316] [-1.176] [-2.867] [-1.290] [-0.551] [1.147] [1.051]

DNB 0.462*** 0.356*** 0.350*** 0.415*** 0.500*** 0.608*** 0.413*** 0.264*** 0.290*** 0.368*** 0.527*** 0.669***

[13.813] [6.336] [8.984] [12.226] [12.345] [9.973] [10.431] [4.164] [6.610] [10.591] [12.156] [10.415]

DBSCL 0.174*** 0.150** 0.0993** 0.146*** 0.196*** 0.269*** 0.148*** 0.142** 0.146*** 0.121*** 0.185*** 0.283***

[4.776] [2.450] [2.335] [3.938] [4.435] [4.051] [3.292] [1.975] [2.925] [3.070] [3.750] [3.876]

lambda -0.209** -0.324* -0.217* -0.136 -0.0855 -0.232 -0.0441 -0.223* -0.103 0.0222 0.0866 0.115

[-2.042] [-1.885] [-1.820] [-1.305] [-0.690] [-1.244] [-0.585] [-1.848] [-1.237] [0.335] [1.048] [0.943]

_cons 8.934*** 8.178*** 8.611*** 8.916*** 9.205*** 9.649*** 8.662*** 8.438*** 8.422*** 8.638*** 8.857*** 8.920***

[44.152] [24.053] [36.504] [43.368] [37.565] [26.155] [55.535] [33.733] [48.726] [63.172] [51.825] [35.250]

N 4041 4041 4041 4041 4041 4041 3020 3020 3020 3020 3020 3020

t-stat trong ngoặc [ ]

*, **, ***: có ý nghĩa với 10%, 5%, 1%


199

Bảng B 6: Kết quả hồi quy phân vị hàm tiền lương ở nhóm lao động nam giới và nữ giới ở thành thị năm 2012

Hồi quy hàm tiền lương nam giới ở thành thị năm 2012 Hàm hồi quy tiền lương nữ giới ở thành thị năm 2012



10% 25% 50% 75% 90% 10% 25% 50% 75% 90%

HonNhan 0.0588 0.102* 0.0957* 0.0492 0.0582 0.0418 0.0497 -0.0404 0.0692 0.0368 0.0291 0.107

[1.524] [1.717] [1.881] [1.195] [1.166] [0.540] [1.218] [-0.549] [1.554] [0.833] [0.563] [1.543]

Kinh_Hoa 0.206*** 0.0397 0.139 0.188*** 0.280*** 0.170 -0.0887 -0.0682 -0.0996 -0.0652 -0.0472 -0.0880

[3.080] [0.386] [1.574] [2.630] [3.237] [1.269] [-1.295] [-0.552] [-1.333] [-0.879] [-0.545] [-0.758]

KinhNghiem 0.0284*** 0.0450*** 0.0250*** 0.0279*** 0.0219*** 0.00410 0.0114* 0.0206* 0.0117* 0.00994 0.00184 0.00182

[5.090] [5.247] [3.399] [4.684] [3.042] [0.367] [1.872] [1.872] [1.760] [1.503] [0.238] [0.175]

KinhNghiem_sq -0.000509*** -0.000876*** -0.000425*** -0.000476*** -0.000432*** 0.0000276 -0.0000138 -0.000151 0.00000416 0.0000548 0.000141 0.0000776

[-4.198] [-4.688] [-2.657] [-3.671] [-2.753] [0.114] [-0.095] [-0.578] [0.026] [0.349] [0.765] [0.316]

TieuHoc 0.0329 -0.0341 0.0510 0.0929 -0.0889 -0.134 -0.0238 -0.121 0.0401 0.129 0.0133 0.00598

[0.517] [-0.348] [0.607] [1.366] [-1.079] [-1.048] [-0.323] [-0.912] [0.498] [1.620] [0.143] [0.048]

THCS 0.0807 0.0423 0.0887 0.0898 -0.0467 -0.0687 0.0502 -0.0789 0.0782 0.163** 0.0951 0.160

[1.237] [0.421] [1.031] [1.289] [-0.553] [-0.525] [0.665] [-0.580] [0.951] [2.001] [0.996] [1.250]

THPT 0.188*** 0.155 0.170* 0.238*** 0.0530 0.112 0.177** 0.0462 0.195** 0.218** 0.120 0.388***

[2.631] [1.413] [1.808] [3.126] [0.574] [0.778] [2.223] [0.322] [2.248] [2.527] [1.192] [2.882]

HocNghe 0.258*** 0.0397 0.128 0.273*** 0.247*** 0.345** 0.209** 0.0411 0.195** 0.304*** 0.290*** 0.491***

[3.866] [0.386] [1.454] [3.829] [2.862] [2.578] [2.495] [0.273] [2.140] [3.360] [2.742] [3.468]

CaoDang_DaiHoc 0.540*** 0.361*** 0.390*** 0.422*** 0.508*** 0.681*** 0.435*** 0.235 0.420*** 0.538*** 0.488*** 0.836***

[7.223] [3.135] [3.958] [5.291] [5.247] [4.543] [4.874] [1.461] [4.320] [5.571] [4.325] [5.528]

SauDaiHoc 0.880*** 0.622*** 0.700*** 0.790*** 0.870*** 1.145*** 0.632*** 0.588** 0.667*** 0.731*** 0.640*** 0.868***

[7.677] [3.524] [4.630] [6.460] [5.868] [4.981] [4.882] [2.520] [4.719] [5.214] [3.908] [3.958]

ChuyenMonKyThuat 0.252** 0.133 0.239 0.304** 0.521*** 0.136 0.148 0.324* 0.185* 0.0180 0.0864 0.192

[2.166] [0.743] [1.551] [2.445] [3.452] [0.581] [1.563] [1.900] [1.795] [0.176] [0.722] [1.202]

DichVu_BanHang -0.178** -0.314** -0.140 -0.141 -0.0700 -0.213 -0.0825 0.0889 -0.0364 -0.156** -0.221** -0.236*

[-2.089] [-2.399] [-1.251] [-1.553] [-0.636] [-1.251] [-1.150] [0.687] [-0.465] [-2.015] [-2.435] [-1.938]

LaoDongKyThuat 0.0958 -0.0211 0.175 0.120 0.169 -0.0938 -0.0842 0.148 -0.0106 -0.168* -0.196* -0.0679

200

[0.987] [-0.141] [1.367] [1.159] [1.347] [-0.482] [-0.965] [0.943] [-0.111] [-1.779] [-1.778] [-0.459]

LaoDongGianDon -0.0374 -0.236* 0.00830 -0.0374 -0.0108 -0.180 -0.222*** -0.0539 -0.171* -0.298*** -0.331*** -0.158

[-0.403] [-1.650] [0.068] [-0.377] [-0.090] [-0.965] [-2.630] [-0.354] [-1.854] [-3.258] [-3.100] [-1.108]

QuanDoi_LanhDao 0.416*** 0.272 0.422*** 0.478*** 0.699*** 0.424* 0.566*** 0.758*** 0.594*** 0.421*** 0.525*** 0.712***

[3.542] [1.504] [2.725] [3.812] [4.600] [1.801] [4.495] [3.338] [4.323] [3.089] [3.291] [3.338]

TuNhan 0.0960 -0.0364 -0.00447 0.0898 0.285*** 0.146 0.168** 0.294** 0.221*** 0.150** 0.0903 0.134

[1.516] [-0.373] [-0.054] [1.327] [3.473] [1.148] [2.449] [2.378] [2.945] [2.016] [1.039] [1.154]

NhaNuoc 0.0532 -0.216*** 0.0340 0.110** 0.112** 0.0486 0.202*** 0.307*** 0.223*** 0.198*** 0.160** 0.0381

[1.257] [-3.316] [0.608] [2.442] [2.044] [0.572] [3.955] [3.328] [3.995] [3.573] [2.480] [0.440]

CoVonDauTuNuocNgoai 0.222*** 0.180* 0.190** 0.156** 0.0921 0.220 0.308*** 0.508*** 0.439*** 0.329*** 0.197** -0.0303

[3.220] [1.698] [2.087] [2.118] [1.034] [1.594] [5.074] [4.652] [6.633] [5.006] [2.571] [-0.295]

DBSH 0.216*** 0.132 0.222*** 0.308*** 0.208*** 0.181* 0.105** 0.0274 0.0246 0.113* 0.119* 0.140

[4.088] [1.618] [3.181] [5.461] [3.042] [1.712] [1.972] [0.285] [0.423] [1.955] [1.771] [1.556]

BTB_DHMT 0.0228 -0.0226 0.0745 0.0708 0.0335 -0.0226 -0.0605 -0.0709 -0.0848 -0.109* -0.0321 -0.0297

[0.441] [-0.284] [1.092] [1.282] [0.500] [-0.217] [-1.125] [-0.732] [-1.446] [-1.873] [-0.473] [-0.326]

TayNguyen 0.0182 0.0407 0.0902 0.0406 0.0936 -0.0172 -0.118 -0.184 -0.0445 -0.148* -0.124 -0.171

[0.273] [0.397] [1.026] [0.571] [1.086] [-0.129] [-1.575] [-1.368] [-0.546] [-1.834] [-1.314] [-1.352]

DNB 0.329*** 0.304*** 0.367*** 0.307*** 0.290*** 0.318*** 0.258*** 0.206** 0.203*** 0.220*** 0.241*** 0.346***

[6.103] [3.663] [5.166] [5.336] [4.157] [2.942] [4.674] [2.067] [3.368] [3.681] [3.442] [3.690]

DBSCL 0.0679 0.0722 0.105 0.111* 0.0840 0.0267 -0.0368 -0.186* -0.0816 -0.0545 0.0742 0.0964

[1.255] [0.866] [1.464] [1.918] [1.199] [0.245] [-0.631] [-1.765] [-1.281] [-0.862] [1.004] [0.974]

lambda -0.00540 -0.248* -0.203* 0.0102 0.359*** 0.207 -0.0427 -0.0122 -0.0389 -0.0629 -0.0217 0.145

[-0.061] [-1.823] [-1.744] [0.108] [3.138] [1.166] [-0.601] [-0.095] [-0.502] [-0.817] [-0.242] [1.207]

_cons 8.928*** 8.889*** 8.836*** 8.876*** 8.914*** 9.787*** 9.292*** 8.643*** 8.953*** 9.296*** 9.711*** 9.641***

[47.015] [30.394] [35.269] [43.783] [36.269] [25.686] [53.174] [27.431] [46.953] [49.140] [43.904] [32.554]

N 1665 1665 1665 1665 1665 1665 1259 1259 1259 1259 1259 1259


*, **, ***: có ý nghĩa với 10%, 5%, 1%


201

Bảng B 7: Kết quả hồi quy phân vị hàm tiền lương ở nhóm lao động nam giới và nữ giới ở nông thôn năm 2002

Hồi quy hàm tiền lương nam giới ở nông thôn năm 2002 Hàm hồi quy tiền lương nữ giới ở nông thôn năm 2002



10% 25% 50% 75% 90% 10% 25% 50% 75% 90%

HonNhan -0.00872 -0.109* -0.0266 0.0110 0.0110 0.0606 -0.0211 -0.133* 0.00624 0.0636* 0.0385 -0.0314

[-0.351] [-1.842] [-0.725] [0.441] [0.468] [1.645] [-0.587] [-1.690] [0.104] [1.725] [1.149] [-0.711]

Kinh_Hoa 0.318*** 0.515*** 0.488*** 0.294*** 0.174*** 0.219*** 0.246*** 0.296*** 0.294*** 0.139*** 0.152*** 0.106**

[12.401] [8.476] [12.927] [11.450] [7.201] [5.783] [6.556] [3.616] [4.722] [3.630] [4.344] [2.308]

KinhNghiem 0.0138*** 0.0155* 0.0157*** 0.0153*** 0.0133*** 0.0143** 0.00669 0.00454 -0.00136 -0.00554 0.00290 0.0161**

[3.623] [1.712] [2.794] [4.020] [3.714] [2.532] [1.145] [0.355] [-0.140] [-0.926] [0.533] [2.253]

KinhNghiem_sq -0.000350*** -0.000485*** -0.000452*** -0.000356*** -0.000273*** -0.000276** -0.000102 -0.0000879 0.0000540 0.000187 0.0000310

-

0.000272*

[-4.511] [-2.634] [-3.951] [-4.580] [-3.729] [-2.401] [-0.817] [-0.324] [0.262] [1.466] [0.268] [-1.788]

TieuHoc 0.0674*** 0.0498 0.0798*** 0.0849*** 0.0723*** 0.0891*** 0.0656** -0.0154 0.0422 0.0826** 0.0777*** 0.0783**

[3.337] [1.040] [2.682] [4.196] [3.795] [2.980] [2.045] [-0.219] [0.793] [2.512] [2.599] [1.991]

THCS 0.0911*** 0.0784 0.111*** 0.115*** 0.0919*** 0.0402 0.185*** 0.0665 0.209*** 0.203*** 0.173*** 0.110**

[4.014] [1.457] [3.319] [5.044] [4.291] [1.197] [4.528] [0.744] [3.080] [4.843] [4.536] [2.189]

THPT 0.183*** 0.177** 0.166*** 0.187*** 0.160*** 0.226*** 0.372*** 0.286** 0.506*** 0.464*** 0.245*** 0.211***

[5.651] [2.298] [3.468] [5.748] [5.208] [4.697] [5.884] [2.066] [4.823] [7.166] [4.166] [2.723]

HocNghe 0.452*** 0.519*** 0.488*** 0.399*** 0.373*** 0.390*** 0.817*** 0.905*** 0.993*** 0.819*** 0.448*** 0.271***

[10.101] [4.885] [7.393] [8.891] [8.823] [5.880] [11.178] [5.663] [8.188] [10.946] [6.591] [3.030]

CaoDang_DaiHoc 0.702*** 0.715*** 0.646*** 0.674*** 0.597*** 0.403*** 0.957*** 1.077*** 1.190*** 0.958*** 0.525*** 0.406***

[8.586] [3.686] [5.364] [8.224] [7.745] [3.325] [11.989] [6.169] [8.979] [11.711] [7.059] [4.152]

o.ChuyenMonKyThuat 0.991*** 0.614 1.124** 0.781** 0.932*** 0.652

[2.965] [0.841] [2.027] [2.283] [2.998] [1.595]

LaoDongKyThuat -0.349 -0.773 -0.687 -0.660** -0.491 -0.623

[-1.101] [-1.029] [-1.471] [-2.080] [-1.642] [-1.329]

LaoDongGianDon -0.636** -1.260* -0.999** -0.891*** -0.676** -0.808* 0.470 0.0722 0.783 0.391 0.334 0.0161

[-2.011] [-1.679] [-2.142] [-2.809] [-2.264] [-1.724] [1.355] [0.095] [1.361] [1.101] [1.035] [0.038]

QuanDoi_LanhDao -0.555* -1.199 -1.087** -0.958*** -0.529* -0.583 0.880** 0.510 1.039* 0.672* 0.839*** 0.602

202

[-1.764] [-1.605] [-2.342] [-3.033] [-1.781] [-1.250] [2.552] [0.676] [1.816] [1.902] [2.613] [1.427]

o.TuNhan -0.361** -0.0343 -0.488**

-

0.703*** -0.353** -0.124

[-2.428] [-0.105] [-1.975] [-4.610] [-2.544] [-0.681]

NhaNuoc 0.201*** 0.157** 0.134*** 0.157*** 0.152*** 0.184*** 0.285*** 0.456*** 0.321*** 0.222*** 0.176*** 0.232***

[6.132] [2.016] [2.769] [4.770] [4.920] [3.794] [5.642] [4.125] [3.821] [4.292] [3.732] [3.739]

CoVonDauTuNuocNgoai 0.336*** 0.320 0.260** 0.276*** 0.233*** 0.321*** 0.682*** 1.084*** 0.777*** 0.572*** 0.464*** 0.287**

[4.086] [1.639] [2.142] [3.350] [3.003] [2.636] [6.266] [4.554] [4.302] [5.126] [4.575] [2.149]

DBSH 0.192*** 0.327*** 0.305*** 0.209*** 0.110*** -0.0441 0.0219 0.144 0.0664 0.0166 -0.0541 -0.0694

[7.000] [5.034] [7.557] [7.623] [4.250] [-1.086] [0.454] [1.362] [0.828] [0.335] [-1.202] [-1.173]

BTB_DHMT 0.359*** 0.537*** 0.424*** 0.330*** 0.254*** 0.154*** 0.329*** 0.640*** 0.469*** 0.294*** 0.148*** 0.0524

[12.774] [8.057] [10.226] [11.704] [9.585] [3.702] [6.514] [5.802] [5.595] [5.684] [3.147] [0.848]

TayNguyen -0.237*** -0.319*** -0.424*** -0.207*** -0.0870*** -0.147*** 0.0200 -0.0583 0.00847 -0.127** -0.0513 -0.124*

[-6.686] [-3.795] [-8.114] [-5.818] [-2.599] [-2.794] [0.381] [-0.508] [0.097] [-2.359] [-1.049] [-1.930]

DNB 0.459*** 0.604*** 0.580*** 0.455*** 0.415*** 0.243*** 0.676*** 0.996*** 0.896*** 0.641*** 0.355*** 0.328***

[14.903] [8.255] [12.769] [14.709] [14.278] [5.325] [13.478] [9.081] [10.764] [12.469] [7.611] [5.336]

DBSCL 0.557*** 0.697*** 0.621*** 0.539*** 0.445*** 0.343*** 0.837*** 1.225*** 1.072*** 0.717*** 0.479*** 0.419***

[20.454] [10.782] [15.450] [19.717] [17.318] [8.493] [18.215] [12.197] [14.054] [15.237] [11.211] [7.456]

lambda -0.262* -0.570* -0.456** -0.362*** -0.268** -0.334* 0.256* 0.0743 0.319 0.152 0.228* 0.182

[-1.918] [-1.757] [-2.262] [-2.640] [-2.074] [-1.646] [1.773] [0.236] [1.334] [1.026] [1.695] [1.028]

_cons 8.478*** 7.967*** 8.295*** 8.805*** 9.127*** 9.611*** 6.955*** 6.121*** 6.086*** 7.347*** 7.922*** 8.634***

[26.138] [10.354] [17.348] [27.071] [29.817] [19.997] [19.630] [7.904] [10.350] [20.242] [24.019] [19.900]

N 10276 10276 10276 10276 10276 10276 5148 5148 5148 5148 5148 5148


*, **, ***: có ý nghĩa với 10%, 5%, 1%


203

Bảng B 8: Kết quả hồi quy phân vị hàm tiền lương ở nhóm lao động nam giới và nữ giới ở nông thôn năm 2012

Hồi quy hàm tiền lương nam giới ở nông thôn năm 2012 Hàm hồi quy tiền lương nữ giới ở nông thôn năm 2012



10% 25% 50% 75% 90% 10% 25% 50% 75% 90%

HonNhan 0.0833*** 0.0921 0.130*** 0.0702** 0.0702** 0.0565 0.0349 0.0164 0.0639 0.0410 0.0316 0.0162

[2.858] [1.615] [3.421] [2.433] [2.242] [1.209] [0.915] [0.157] [1.281] [1.097] [0.790] [0.286]

Kinh_Hoa 0.0452 0.0243 -0.000998 0.0577 0.0607 0.140** -0.0461 -0.0148 -0.0400 0.0537 -0.0211 -0.0752

[1.146] [0.314] [-0.019] [1.476] [1.430] [2.211] [-0.885] [-0.103] [-0.587] [1.051] [-0.388] [-0.971]

KinhNghiem 0.0262*** 0.0328*** 0.0220*** 0.0195*** 0.0182*** 0.0251*** 0.0234*** 0.0264* 0.0248*** 0.0147*** 0.0159*** 0.0156*

[6.690] [4.276] [4.284] [5.034] [4.326] [3.989] [4.328] [1.775] [3.507] [2.777] [2.802] [1.934]

KinhNghiem_sq -0.000480*** -0.000570*** -0.000407*** -0.000328*** -0.000310*** -0.000459*** -0.000455*** -0.000585* -0.000561*** -0.000245** -0.000259** -0.000325*

[-5.893] [-3.578] [-3.823] [-4.067] [-3.546] [-3.514] [-3.776] [-1.768] [-3.557] [-2.074] [-2.054] [-1.814]

TieuHoc 0.105*** 0.153** 0.142*** 0.0991*** 0.0424 0.0701 0.190*** 0.289** 0.225*** 0.172*** 0.175*** 0.0905

[3.281] [2.429] [3.374] [3.121] [1.231] [1.361] [4.183] [2.329] [3.800] [3.879] [3.686] [1.344]

Trung học cơ sở 0.145*** 0.201*** 0.182*** 0.116*** 0.0973*** 0.125** 0.227*** 0.329** 0.228*** 0.177*** 0.213*** 0.0959

[4.406] [3.113] [4.225] [3.555] [2.748] [2.366] [4.694] [2.478] [3.601] [3.723] [4.207] [1.332]

Trung học phổ thông 0.245*** 0.288*** 0.242*** 0.167*** 0.195*** 0.215*** 0.340*** 0.337** 0.272*** 0.259*** 0.330*** 0.345***

[5.949] [3.570] [4.482] [4.086] [4.394] [3.253] [5.544] [2.004] [3.388] [4.304] [5.139] [3.778]

HocNghe 0.351*** 0.349*** 0.332*** 0.249*** 0.293*** 0.438*** 0.233*** 0.267 0.196** 0.265*** 0.280*** 0.142

[8.998] [4.567] [6.505] [6.460] [6.990] [6.986] [3.544] [1.475] [2.278] [4.110] [4.057] [1.452]

CaoDang_DaiHoc 0.636*** 0.609*** 0.547*** 0.592*** 0.589*** 0.685*** 0.471*** 0.552*** 0.520*** 0.407*** 0.472*** 0.399***

[12.013] [5.881] [7.892] [11.304] [10.365] [8.058] [6.420] [2.743] [5.427] [5.669] [6.149] [3.661]

ChuyenMonKyThuat -0.277*** -0.338 -0.220 -0.304*** -0.202* -0.0669 0.0880 0.0267 0.235* 0.157 -0.0361 0.0562

[-2.639] [-1.644] [-1.601] [-2.927] [-1.788] [-0.396] [0.880] [0.097] [1.798] [1.605] [-0.345] [0.378]

DichVu_BanHang -0.295*** -0.360** -0.240** -0.275*** -0.254*** -0.229* -0.0675 0.0355 0.00857 -0.106 -0.191** -0.128

[-3.953] [-2.463] [-2.459] [-3.720] [-3.162] [-1.908] [-0.776] [0.149] [0.075] [-1.242] [-2.096] [-0.991]

LaoDongKyThuat -0.173** -0.201 -0.122 -0.182** -0.171* -0.168 -0.177** -0.159 0.0218 -0.121 -0.244*** -0.300**

[-2.121] [-1.256] [-1.144] [-2.247] [-1.949] [-1.281] [-2.028] [-0.667] [0.191] [-1.413] [-2.679] [-2.318]

LaoDongGianDon -0.220*** -0.241* -0.193** -0.220*** -0.214*** -0.244** -0.153* -0.145 0.0192 -0.122 -0.277*** -0.303**

204

[-3.205] [-1.794] [-2.144] [-3.226] [-2.893] [-2.208] [-1.845] [-0.639] [0.177] [-1.504] [-3.198] [-2.459]

QuanDoi_LanhDao -0.473*** -0.719*** -0.534*** -0.417*** -0.405*** -0.159 -0.128 -0.0719 0.0293 -0.119 -0.244 -0.128

[-3.855] [-2.992] [-3.324] [-3.434] [-3.071] [-0.805] [-0.850] [-0.175] [0.150] [-0.807] [-1.552] [-0.572]

TuNhan -0.159*** -0.392*** -0.236*** -0.145** -0.0850 0.0770 0.0547 0.0937 0.132 0.0493 -0.0817 0.0163

[-2.718] [-3.422] [-3.081] [-2.506] [-1.355] [0.820] [0.742] [0.463] [1.367] [0.682] [-1.059] [0.149]

NhaNuoc -0.138*** -0.365*** -0.218*** -0.109*** 0.0211 0.0131 0.129** 0.129 0.0691 0.104* 0.148** 0.216**

[-3.602] [-4.870] [-4.350] [-2.868] [0.513] [0.213] [2.270] [0.829] [0.929] [1.859] [2.478] [2.554]

CoVonDauTu 0.0774* 0.0319 0.0680 0.0289 0.0753 0.0874 0.289*** 0.470*** 0.323*** 0.229*** 0.133*** 0.0967

NuocNgoai [1.687] [0.355] [1.132] [0.636] [1.527] [1.185] [6.133] [3.632] [5.239] [4.956] [2.691] [1.380]

DBSH -0.0177 -0.0338 0.0490 0.00690 -0.00395 -0.105* -0.0514 -0.139 -0.00381 -0.0253 -0.0566 -0.0578

[-0.531] [-0.517] [1.121] [0.209] [-0.110] [-1.954] [-1.048] [-1.033] [-0.059] [-0.526] [-1.104] [-0.793]

BTB_DHMT -0.0543 -0.0573 -0.00778 -0.0249 -0.0624* -0.145*** -0.0601 -0.0921 -0.107 -0.0696 -0.0628 -0.153**

[-1.625] [-0.876] [-0.178] [-0.754] [-1.739] [-2.699] [-1.185] [-0.662] [-1.617] [-1.400] [-1.183] [-2.035]

TayNguyen -0.0124 0.0188 0.0762 0.0658 -0.0225 -0.107 0.0400 0.103 0.0623 0.129* 0.00357 -0.167

[-0.236] [0.183] [1.109] [1.266] [-0.399] [-1.271] [0.531] [0.500] [0.634] [1.753] [0.045] [-1.498]

DNB 0.130*** 0.113 0.171*** 0.134*** 0.113*** 0.0964 0.214*** 0.156 0.196*** 0.179*** 0.182*** 0.214***

[3.458] [1.542] [3.474] [3.604] [2.805] [1.598] [3.948] [1.053] [2.777] [3.374] [3.212] [2.659]

DBSCL -0.0595* -0.0915 -0.0117 -0.0499 -0.0710* -0.134** -0.125** -0.159 -0.142** -0.119** -0.0289 -0.0577

[-1.726] [-1.355] [-0.259] [-1.462] [-1.918] [-2.415] [-2.425] [-1.122] [-2.102] [-2.362] [-0.535] [-0.753]

Lambda -0.287*** -0.460*** -0.299*** -0.275*** -0.227*** -0.0698 -0.101* -0.191 -0.0623 -0.0595 -0.100* 0.00690

[-4.517] [-3.695] [-3.586] [-4.372] [-3.324] [-0.684] [-1.747] [-1.208] [-0.826] [-1.051] [-1.664] [0.080]

_cons 9.634*** 9.292*** 9.388*** 9.699*** 9.900*** 9.866*** 9.212*** 8.619*** 8.756*** 9.201*** 9.682*** 10.00***

[67.827] [33.421] [50.499] [68.986] [64.881] [43.257] [58.979] [20.122] [42.904] [60.120] [59.258] [43.086]

N 2714 2714 2714 2714 2714 2714 1651 1651 1651 1651 1651 1651


*, **, ***: có ý nghĩa với 10%, 5%, 1%


205

PHỤ LỤC C:

KẾT QUẢ PHÂN RÃ CHÊNH LỆCH TIỀN LƯƠNG

Bảng C. 1: Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa lao động nam và nữ

Thành phần

Toàn bộ mẫu Theo vùng thành thị/nông thôn

Năm 2002 Năm 2012 Ở thành thị Ở nông thôn

năm 2002 năm 2012 năm 2002 năm 2012

Phân vị 0.1

Chênh lệch thuần 0.2947*** 0.2173*** 0.1760*** 0.1516*** 0.3941*** 0.2854***

[18.04] [17.48] [8.87] [7.45] [22.98] [13.44]

Chênh lệch do đặc điểm lao động -0.0858*** -0.0703*** -0.0348 -0.0503** -0.0714*** -0.0610**

[-3.16] [-2.92] [-1.46] [-1.52] [-2.88] [-1.16]

Chênh lệch do hệ số hồi quy 0.3805*** 0.287*** 0.2109*** 0.2046*** 0.4655*** 0.3465***

[14.22] [21.81] [8.83] [8.61] [20.82] [12.77]

Phân vị 0.25

Chênh lệch thuần 0.2306*** 0.1690*** 0.1595*** 0.1589*** 0.3312*** 0.2071***

[30.73] [19.89] [11.65] [9.29] [29.21] [18.20]

Chênh lệch do đặc điểm lao động -0.0753*** -0.0762*** -0.0460*** -

0.0512*** -0.0645*** -0.0684***

[-5.51] [-5.11] [-2.77] [-2.44] [-4.91] [-2.75]


[23.49] [33.98] [11.65] [12.19] [29.70] [16.96]

Phân vị 0.5

Chênh lệch thuần 0.1569*** 0.121*** 0.1565*** 0.1477*** 0.2167*** 0.1471***

[30.37] [15.70] [14.18] [8.10] [35.87] [19.48]

Chênh lệch do đặc điểm lao động -0.0847*** -0.085*** -0.0730*** -0.0335* -0.0535*** -0.0635***

[-8.000] [-5.81] [-4.47] [-1.70] [-6.27] [-4.01]


[22.81] [23.65] [15.58] [9.57] [35.91] [14.34]

Phân vị 0.75

Chênh lệch thuần 0.0912*** 0.086*** 0.1590*** 0.1413*** 0.1287*** 0.1076***

[17.30] [9.10] [11.30] [7.05] [16.75] [9.46]

Chênh lệch do đặc điểm lao động -0.1195*** -0.0989*** -0.0714*** -0.0049 -0.0678*** -0.0954***

[-9.36] [-5.73] [-4.07] [-0.23] [-6.32] [-4.28]


[16.24] [10.66] [17.31] [7.28] [23.80] [11.95]

Phân vị 0.9

Chênh lệch thuần 0.0726*** 0.089*** 0.1314*** 0.1760*** 0.0590*** 0.0569***

206

[8.31] [4.73] [6.05] [5.87] [4.21] [3.11]

Chênh lệch do đặc điểm lao động -0.1147*** -0.0792*** -0.0637*** 0.029 -0.1014*** -0.1281***

[-6.57] [-2.98] [-2.89] [0.81] [-5.56] [-3.5]


[12.20] [6.25] [11.07] [4.66] [10.12] [7.63]

t-stat trong ngoặc []

*, **, ***: có ý nghĩa với 10%, 5%, 1%


Bảng C. 2: Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa lao động thành thị và nông thôn

Thành phần

Toàn bộ mẫu Theo giới tính

Năm 2002 Năm

2012

Nam giới Nữ giới

năm 2002 năm 2012 năm 2002 năm 2012

Phân vị 0.1

Chênh lệch thuần 0.9817*** 0.2113*** 0.9089*** 0.1629*** 1.1145*** 0.2992***

[102.45] [12.41] [45.48] [7.67] [56.19] [12.01]

Chênh lệch do đặc điểm lao

động 0.3786*** 0.1579*** 0.3460*** 0.1354** 0.4248*** 0.1999***

[19.40] [7.66] [16.29] [8.16] [18.56] [5.11]

Chênh lệch do hệ số hồi quy 0.6031*** 0.0533*** 0.5628*** 0.0274 0.6897*** 0.0992***

[39.30] [4.18] [23.88] [1.60] [24.41] [3.34]

Phân vị 0.25

Chênh lệch thuần 0.6692*** 0.2199*** 0.6314*** 0.2148*** 0.7770*** 0.2638***

[87.32] [21.4] [45.48] [11.88] [79.26] [12.15]


động 0.2974*** 0.1520*** 0.2681*** 0.1466*** 0.3671*** 0.1922***

[26.48] [11.04] [22.70] [10.41] [16.11] [7.11]

Chênh lệch do hệ số hồi quy 0.3717*** 0.0678*** 0.36.33*** 0.0681*** 0.4099*** 0.0715***

[41.86] [6.13] [21.73] [5.86] [19.97] [3.64]

Phân vị 0.5

Chênh lệch thuần 0.5373*** 0.2973*** 0.5486*** 0.3113*** 0.5800*** 0.3117***

[80.77] [23.81] [51.85] [17.93] [45.82] [13.87]


động 0.2726*** 0.1807*** 0.2486*** 0.1719*** 0.3377*** 0.2133***

[37.58] [16.66] [28.44] [11.91] [18.70] [10.88]


[52.12] [15.13] [43.80] [16.31] [26.28] [8.02]

Phân vị 0.75

Chênh lệch thuần 0.5523*** 0.4176*** 0.5883*** 0.4455*** 0.5342*** 0.4101***

207

[52.05] [20.02] [46.82] [21.25] [27.09] [17.94]


động 0.3134*** 0.2468*** 0.2917*** 0.2483*** 0.3729*** 0.2642***

[29.13] [18.00] [25.96] [13.82] [20.40] [9.46]

Chênh lệch do hệ số hồi quy 0.23.88*** 0.1707*** 0.2966*** 0.1463*** 0.1613*** 0.1459***

[41.43] [24.50] [49.37] [17.80] [13.84] [10.51]

Phân vị 0.9

Chênh lệch thuần 0.6083*** 0.5014*** 0.6531*** 0.5534*** 0.5400*** 0.4345***

[32.25] [20.95] [34.37] [19.29] [19.04] [18.19]


động 0.3231*** 0.2827*** 0.3100*** 0.3170*** 0.3488*** 0.2352***

[18.50] [13.25] [24.17] [9.33] [13.80] [7.41]


[34.02] [20.53] [44.68] [18.53] [11.13] [8.94]


*, **, ***: có ý nghĩa với 10%, 5%, 1%


Bảng C. 3: Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa năm 2002 và 2012

Thành phần Toàn bộ

mẫu

Theo vùng giới tính

Giới tính Khu vực

Nam giới Nữ giới Thành thị Nông

thôn

Phân vị 0.1

Chênh lệch thuần 1.367*** 1.342*** 1.428*** 0.777*** 1.548***

[145.577] [101.656] [61.42] [42.271] [103.601]


động 0.123*** 0.119*** 0.373***

-

0.244*** 0.211***

[3.672] [3.238] [14.528] [-1.734] [4.353]

Chênh lệch do hệ số hồi quy 1.244*** 1.223*** 1.055*** 1.021*** 1.337***

[91.118] [77.006] [60.778] [71.903] [101.6]

Phân vị 0.25

Chênh lệch thuần 1.057*** 1.038*** 1.103*** 0.719*** 1.165***

[178.314] [104.586] [69.949] [51.248] [140.305]


động 0.071*** 0.073*** 0.302***

-

0.098*** 0.115***

[3.759] [2.433] [16.807] [-1.073] [3.244]


[132.765] [125.565] [70.197] [79.79] [140.38]

Phân vị 0.5

Chênh lệch thuần 0.867*** 0.861*** 0.892*** 0.673*** 0.914***

[127.94] [101.255] [68.769] [62.444] [112.226]


động 0.117*** 0.102*** 0.273*** 0.008*** 0.105***

208

[10.341] [4.914] [19.941] [0.137] [6.152]


[176.573] [190.854] [129.139] [102.848] [230.859]

Phân vị 0.75

Chênh lệch thuần 0.747*** 0.746*** 0.749*** 0.643*** 0.779***

[92.739] [61.825] [56.869] [63.457] [95.239]


động 0.179*** 0.158*** 0.28*** 0.089*** 0.139***

[14.015] [7.758] [18.286] [1.296] [8.655]


[117.008] [106.025] [80.697] [58.209] [138.61]

Phân vị 0.9

Chênh lệch thuần 0.684*** 0.692*** 0.679*** 0.582*** 0.69***

[53.736] [31.866] [44.782] [34.397] [41.903]


động 0.216*** 0.208*** 0.281*** 0.134*** 0.159***

[10.547] [8.581] [13.077] [2.147] [7.091]


[58.661] [42.468] [38.794] [30.975] [76.635]


*, **, ***: có ý nghĩa với 10%, 5%, 1%


209

PHỤ LỤC D:

DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ CHƯƠNG 3


Hình 3. 2 Kích thước mẫu theo từng nhóm giới tính năm 2012

1 2

Thành thị 1259 1665

Nông thôn 1656 2719

0

500

1000

1500

2000

2500

3000

3500

4000

4500

5000

Số q

uan

sát

Năm 2012

43,19%

56,81%

37,98%

62,02%

Nữ giới Nam giới

Thành thị 3122 4452

Nông thôn 6159 11215

0

2000

4000

6000

8000

10000

12000

14000

16000

18000

Số q

uan

sát

Năm 2002

33,63%

66,36%

28,41%

71,58%

Hình 3. 1 Kích thước mẫu theo từng nhóm giới tính năm 2002

210

Hình 3. 3 Tỷ lệ các nhóm tuổi trong mẫu số liệu

Hình 3. 4 Tỷ lệ các nhóm bằng cấp theo giới tính năm 2002

22.66

31.33

29.87

14.61

1.54

18.91

33.39

25.83

18.36

3.52

0 5 10 15 20 25 30 35 40

Từ 18 đến dưới 24 tuổi




Trên 55 tuổi

Tỷ lệ năm 2012 (%) Tỷ lệ năm 2002 (%)

24.5122.94

19.57

10.8912

9.92

0.16

19.91

25.8926.88

10.728.53 7.8

0.270

5

10

15

20

25

30

Không có bằng cấp

Tiểu học Trung học cơ sở

Trung học phổ thông

Học nghề Cao đẳng / Đại học

Sau đại học

Năm 2002

Tỷ lệ ở nữ giới (%) Tỷ lệ ở nam giới (%)

211

Hình 3. 5 Tỷ lệ các nhóm bằng cấp năm 2012 theo giới tính

Hình 3. 6 Tỷ lệ các nhóm bằng cấp theo khu vực năm 2002

10.09

17.9819.49

11.36

17.32

22.68

1.1

9.49

20.12

22.92

11.31

19.34

15.88

0.94

0

5

10

15

20

25





Sau đại học

Năm 2012

Tỷ lệ ở nữ giới (%) Tỷ lệ ở nam giới (%)

27.44 28.38

25.85

8.466.08

3.76

0.03

8.28

16.56

20.28

16.1118.42

19.66

0.7

0

5

10

15

20

25

30





Sau đại học

Năm 2002

Tỷ lệ ở nông thôn Tỷ lệ ở thành thị

212

Hình 3. 7 Tỷ lệ các nhóm bằng cấp theo khu vực năm 2012

Hình 3. 8 Hàm mật độ tiền lương thực tế

12.83

23.46

26.43

11.48

14.79

10.79

0.23

5.1

1314.23

11.12

24.12

30.28

2.16

0

5

10

15

20

25

30

35





Sau đại học

Năm 2012

Tỷ lệ ở nông thôn Tỷ lệ ở thành thị

0.2

.4.6

.8

Mat d

o

5 10 15Log tien luong

Nam 2002 Nam 2012

Ham mat do cua log tien luong thuc te

213

(a)

(b)

(c)

(d)

Hình 3. 9 Hàm mật độ tiền lương theo giới tính

0.2

.4.6

.8

Mat d

o


Nu Nam

Ham mat do log tien luong thuc te cua nam va nu - 2002

0.2

.4.6

.8

Mat d

o

6 8 10 12 14Log tien luong

Nu Nam

Ham mat do log tien luong thuc te cua nam va nu - 2012 0

.2.4

.6.8

Mat d

o

6 8 10 12 14 16Log tien luong

Nam 2002 Nam 2012

Ham mat do log tien luong thuc te cua nam gioi

0.2

.4.6

.8

Mat d

o


Nam 2002 Nam 2012

Ham mat do log tien luong thuc te cua nu gioi

214

(a)

(b)

(c)

(d)

Hình 3. 10 Hàm mật độ tiền lương theo thành thị - nông thôn

0.2

.4.6

.8

Mat d

o


Nong thon Thanh thi

Ham mat do log tien luong thuc te cua thanh thi-nong thon - 2002

0.2

.4.6

.81

Mat d

o


Nong thon Thanh thi

Ham mat do log tien luong thuc te cua thanh thi-nong thon-2012 0

.2.4

.6.8

Mat d

o


Nam 2002 Nam 2012

Ham mat do log tien luong thuc te cua thanh thi

0.2

.4.6

.81

Mat d

o


Nam 2002 Nam 2012

Ham mat do log tien luong thuc te cua nong thon

215

(a)

(b)

(c)

(d)

Hình 3. 11 Hàm mật độ tiền lương thực tế theo từng nhóm lao động

0.2

.4.6

.8

Mat d

o


Nu Nam

Ham mat do log tien luong thuc te cua nam/nu o nong thon - 2002

0.2

.4.6

.81

Mat d

o


Nu Nam

Ham mat do log tien luong thuc te cua nam/nu o nong thon - 2012 0

.2.4

.6

Mat d

o


Nu Nam

Ham mat do log tien luong thuc te cua nam/nu o thanh thi - 2002

0.2

.4.6

.8

Mat d

o


Nu Nam

Ham mat do log tien luong thuc te cua nam/nu o thanh thi - 2012

216

(a)

(b)

(c)

(d)

Hình 3. 12 Hàm mật độ tiền lương thực tế từng nhóm lao động theo giới tính

0.2

.4.6

.81

Mat d

o


Nam 2002 Nam 2012

Ham mat do log tien luong thuc te nam gioi o nong thon

0.2

.4.6

.8

Mat d

o


Nam 2002 Nam 2012

Ham mat do log tien luong thuc te nam gioi o thanh thi0

.2.4

.6.8

Mat d

o


Nam 2002 Nam 2012

Ham mat do log tien luong thuc te nu gioi o nong thon

0.2

.4.6

.8

Mat d

o


Nam 2002 Nam 2012

Ham mat do log tien luong thuc te nu gioi o thanh thi

217

(a)

(b)

(c)

(d)

Hình 3. 13 Hàm mật độ tiền lương thực tế khu vực thành thị - nông thôn

0.2

.4.6

.8

Mat d

o


Thanh thi Nong thon

Ham mat do log tien luong thuc te thanh thi/nong thon o nam gioi - 2002

0.2

.4.6

.81

Mat d

o


Thanh thi Nong thon

Ham mat do log tien luong thuc te thanh thi/nong thon o nam gioi - 2012 0

.2.4

.6.8

Mat d

o


Thanh thi Nong thon

Ham mat do log tien luong thuc te thanh thi/nong thon o nu gioi - 2002

0.2

.4.6

.8

Mat d

o


Thanh thi Nong thon

Ham mat do log tien luong thuc te thanh thi/nong thon o nu gioi - 2012

218

PHỤ LỤC E:

DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ CHƯƠNG 4

Nguồn: Theo tính toán của tác giả.

Hình 4. 1: Hệ số hồi quy theo bằng cấp của nhóm lao động nam - năm 2002

Hình 4. 2: Hệ số hồi quy theo bằng cấp của nhóm lao động nữ - năm 2002

0.2

.4.6

.8

Che

nh

lech

0 20 40 60 80 100Phan vi

Tieu hoc Trung hoc co so

Trung hoc pho thong Hoc nghe

Cao dang dai hoc

Nguon : Tac gia tu tinh toan tu so lieu VHLSS

Bang cap - Nam gioi - Nam 2002

0.2

.4.6

.8

Che

nh

lech

0 20 40 60 80 100Phan vi



Cao dang dai hoc


Bang cap - Nu gioi - Nam 2002

219

Hình 4. 3 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Tiểu học" năm 2002

Hình 4. 4 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học cơ sở" năm 2002

0

.05

.1.1

5

Che

nh

lech

0 20 40 60 80 100Phan vi

Nam gioi - phan vi Nam gioi - OLS

Nu gioi - phan vi Nu gioi - OLS


Tieu Hoc - Nam 2002

.05

.1.1

5.2

Che

nh

lech

0 20 40 60 80 100Phan vi




Trung hoc co so - Nam 2002

220

Hình 4. 5 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học phổ thông" năm 2002

Hình 4. 6 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Học nghề" năm 2002

.2.2

5.3

.35

Che

nh

lech

0 20 40 60 80 100Phan vi




Trung hoc pho thong - Nam 2002

.3.4

.5.6

Che

nh

lech

0 20 40 60 80 100Phan vi




Hoc nghe - Nam 2002

221

Hình 4. 7 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Cao đẳng - Đại học" năm 2002

Hình 4. 8 Hệ số hồi quy theo bằng cấp của nhóm lao động nam - năm 2012

.55

.6.6

5.7

.75

.8

Che

nh

lech

0 20 40 60 80 100Phan vi




Cao dang/Dai hoc - Nam 2002

0.2

.4.6

.8

0 20 40 60 80 100Phan vi



Cao dang dai hoc


Bang cap - Nam gioi - Nam 2012

222

Hình 4. 9 Hệ số hồi quy theo bằng cấp của nhóm lao động nữ - năm 2012

Hình 4. 10 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Tiểu học" năm 2012

0.2

.4.6

0 20 40 60 80 100Phan vi



Cao dang dai hoc


Bang cap - Nu gioi - Nam 2012

0

.05

.1.1

5.2

0 20 40 60 80 100Phan vi




Tieu Hoc - Nam 2012

223

Hình 4. 11 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học cơ sở" năm 2012

Hình 4. 12 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học phổ thông" năm 2012

.05

.1.1

5.2

0 20 40 60 80 100Phan vi





.15

.2.2

5.3

0 20 40 60 80 100Phan vi





224

Hình 4. 13 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Học nghề" năm 2012

Hình 4. 14 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Cao đẳng/Đại học" năm 2012

.2.2

5.3

.35

.4

0 20 40 60 80 100Phan vi




Hoc nghe - Nam 2012

.45

.5.5

5.6

.65

.7

0 20 40 60 80 100Phan vi





225

Hình 4. 15 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Sau đại học" năm 2012

Hình 4. 16 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Tiểu học" giữa năm 2002 và 2012 ở nhóm lao động nam

.6.8

11.2

0 20 40 60 80 100Phan vi




Sau Dai Hoc - Nam 2012

.02

.04

.06

.08

.1.1

2

Che

nh

lech

0 20 40 60 80 100Phan vi

Nam 2002 - phan vi Nam 2002 - OLS



Tieu hoc - Nam gioi - nam 2002 va 2012

226

Hình 4. 17 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học cơ sở" giữa năm 2002 và 2012 ở nhóm lao

động nam

Hình 4. 18 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học phổ thông" giữa năm 2002 và 2012 ở nhóm

lao động nam

.05

.1.1

5.2

Che

nh

lech

0 20 40 60 80 100Phan vi




Trung hoc co so - Nam gioi - nam 2002 va 2012

.15

.2.2

5.3

Che

nh

lech

0 20 40 60 80 100Phan vi




Trung hoc pho thong - Nam gioi - nam 2002 va 2012

227

Hình 4. 19 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Học nghề" giữa năm 2002 và 2012 ở nhóm lao động

nam

Hình 4. 20 So sánh hệ số hồi quy biến "Cao đẳng - Đại học" giữa năm 2002 và 2012 ở nhóm lao động

nam

.2.3

.4.5

Che

nh

lech

0 20 40 60 80 100Phan vi




Hoc nghe - Nam gioi - nam 2002 va 2012

.5.6

.7.8

Che

nh

lech

0 20 40 60 80 100Phan vi




Cao dang/Dai hoc - Nam gioi - nam 2002 va 2012

228

Hình 4. 21 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Sau đại học" giữa năm 2002 và 2012 ở nhóm lao động

nam

Hình 4. 22 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Tiểu học" giữa năm 2002 và 2012 ở nhóm lao động nữ

.91

1.1

1.2

Che

nh

lech

0 20 40 60 80 100Phan vi



Sau dai hoc - Nam gioi - nam 2002 va 2012

0

.05

.1.1

5.2

Che

nh

lech

0 20 40 60 80 100Phan vi




Tieu hoc - nu gioi - nam 2002 va 2012

229

Hình 4. 23 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học cơ sở" giữa năm 2002 và 2012 ở nhóm lao

động nữ

Hình 4. 24 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học phổ thông" giữa năm 2002 và 2012 ở nhóm

lao động nữ

.1.1

2.1

4.1

6.1

8.2

Che

nh

lech

0 20 40 60 80 100Phan vi




Trung hoc co so - nu gioi - nam 2002 va 2012

.2.2

5.3

.35

Che

nh

lech

0 20 40 60 80 100Phan vi




Trung hoc pho thong - nu gioi - nam 2002 va 2012

230

Hình 4. 25 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Học nghề" giữa năm 2002 và 2012 ở nhóm lao động nữ.

Hình 4. 26 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Cao đẳng - Đại học" giữa năm 2002 và 2012 ở nhóm lao

động nữ

.2.3

.4.5

.6

Che

nh

lech

0 20 40 60 80 100Phan vi




Hoc nghe - nu gioi - nam 2002 va 2012

.5.6

.7.8

Che

nh

lech

0 20 40 60 80 100Phan vi




Cao dang/Dai hoc - nu gioi - nam 2002 va 2012

231

Hình 4. 27 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Sau đại học" giữa năm 2002 và 2012 ở nhóm lao động

nữ

Hình 4. 28 Hệ số hồi quy theo bằng cấp của nhóm lao động ở thành thị - năm 2002

.65

.7.7

5.8

.85

.9

Che

nh

lech

0 20 40 60 80 100Phan vi



Sau dai hoc - Nu gioi - nam 2002 va 2012

0.2

.4.6

.8

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi



Cao dang dai hoc


Bang cap - Thanhthi - Nam 2002

232

Hình 4. 29 Hệ số hồi quy theo bằng cấp của nhóm lao động ở nông thôn - năm 2002

Hình 4. 30 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Tiểu học " ở nhóm lao động thành thị và nông thôn năm

2002

0.2

.4.6

.8

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi



Cao dang dai hoc


Bang cap - Nong thon - Nam 2002

0

.05

.1.1

5.2

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi

Thanh thi - phan vi Thanh thi - OLS

Nong thon - phan vi Nong thon - OLS


Tieu Hoc - Nam 2002

233

Hình 4. 31 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học cơ sở " ở nhóm lao động thành thị và nông

thôn năm 2002

Hình 4. 32 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học phổ thông" ở nhóm lao động thành thị và

nông thôn năm 2002

.05

.1.1

5.2

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi





.2.2

5.3

.35

.4.4

5

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi





234

Hình 4. 33 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Học nghề" ở nhóm lao động thành thị và nông thôn năm

2002

Hình 4. 34 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Cao đẳng / Đại học" ở nhóm lao động thành thị và nông

thôn năm 2002

.3.4

.5.6

.7

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi




Hoc nghe - Nam 2002

.4.5

.6.7

.8.9

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi





235

Hình 4. 35: Hệ số hồi quy theo bằng cấp của nhóm lao động ở thành thị - năm 2012

Hình 4. 36 Hệ số hồi quy theo bằng cấp của nhóm lao động ở nông thôn - năm 2012

0.2

.4.6

.81

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi



Cao dang dai hoc Sau dai hoc


Bang cap - Thanh thi - Nam 2012

0.2

.4.6

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi



Cao dang dai hoc


Bang cap - Nong thon - Nam 2012

236

Hình 4. 37 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Tiểu học" ở nhóm lao động thành thị và nông thôn năm

2012

Hình 4. 38 So sánh hệ số hồi quy biến "Trung học cơ sở " ở nhóm lao động thành thị và nông thôn năm

2012

-.1

0.1

.2

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi




Tieu Hoc - Nam 2012

0.1

.2.3

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi





237

Hình 4. 39 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học phổ thông " ở nhóm lao động thành thị và

nông thôn năm 2012

Hình 4. 40 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Học nghề" ở nhóm lao động thành thị và nông thôn năm

2012

0.1

.2.3

.4

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi





.1.2

.3.4

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi




Hoc nghe - Nam 2012

238

Hình 4. 41 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Cao đẳng - Đại học" ở nhóm lao động thành thị và nông

thôn năm 2012

Hình 4. 42 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Sau đại học" ở nhóm lao động thành thị và nông thôn

năm 2012

.3.4

.5.6

.7.8

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi




Cao dang/Dai hoc - Thanh thi 2012 .6

.7.8

.91

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi



Sau Dai Hoc - Nam 2012

239

Hình 4. 43 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Tiểu học" ở nhóm lao động thành thị giữa năm 2002 với

2012

Hình 4. 44 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học cơ sở" ở nhóm lao động thành thị giữa năm

2002 với 2012

-.1

0.1

.2

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi




Tieu hoc - Thanh thi - nam 2002 va 2012

0

.05

.1.1

5.2

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi




Trung hoc co so - thanhthi gioi - nam 2002 va 2012

240

Hình 4. 45 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học phổ thông" ở nhóm lao động thành thị giữa

năm 2002 với 2012

Hình 4. 46 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Học nghề" ở nhóm lao động thành thị giữa năm 2002

với 2012

0.1

.2.3

.4

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi




Trung hoc pho thong - Thanh thi - nam 2002 va 2012 .1

.2.3

.4

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi




Hoc nghe - Thanh thi - nam 2002 va 2012

241

Hình 4. 47 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp “Cao đẳng – Đại học” ở nhóm lao động thành thị giữa

năm 2002 với 2012

Hình 4. 48 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Sau đại học" ở nhóm lao động thành thị giữa năm 2002

với 2012

.3.4

.5.6

.7.8

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi




Cao dang/Dai hoc - Thanh thi - nam 2002 va 2012 .6

.7.8

.91

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi



Sau dai hoc - Thanh thi - nam 2002 va 2012

242

Hình 4. 49 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Tiểu học" ở nhóm lao động nông thôn giữa năm 2002

với 2012

Hình 4. 50 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học cơ sở" ở nhóm lao động nông thôn giữa năm

2002 với 2012

0

.05

.1.1

5.2

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi




Tieu hoc - Nong thon - nam 2002 va 2012 .1

.15

.2.2

5.3

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi




Trung hoc co so - Nong thon - nam 2002 va 2012

243

Hình 4. 51 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Trung học phổ thông" ở nhóm lao động nông thôn giữa

năm 2002 với 2012

Hình 4. 52 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Học nghề" ở nhóm lao động nông thôn giữa năm 2002

với 2012

.15

.2.2

5.3

.35

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi




Trung hoc pho thong - Nong thon - nam 2002 va 2012 .3

.4.5

.6.7

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi




Hoc nghe - Nong thon - nam 2002 va 2012

244

Hình 4. 53 So sánh hệ số hồi quy biến bằng cấp "Cao đẳng - Đại học" ở nhóm lao động nông thôn giữa

năm 2002 với 2012

Hình 4. 54 Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính năm 2002

.4.5

.6.7

.8.9

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi




Cao dang/Dai hoc - Nong thon - nam 2002 va 2012 -.

10

.1.2

.3.4

Ch

en

h le

ch lo

g tie

n luo

ng

thu

c te

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi

Chenh lech thuan Chenh lech do dac diem lao dong

Chenh lech do he so hoi quy

Phan ra chenh lech theo gioi tinh - 2002

245

Hình 4. 55: Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính ở thành thị năm 2002

Hình 4. 56 Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính ở nông thôn năm 2002

-.1

0.1

.2.3

Ch

en

h le

ch lo

g tie

n luo

ng

thu

c te

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi



Phan ra chenh lech theo gioi tinh o thanh thi - 2002

-.2

0.2

.4.6

Ch

en

h le

ch lo

g tie

n luo

ng

thu

c te

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi



Phan ra chenh lech theo gioi tinh o nong thon - 2002

246

Hình 4. 57 Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính năm 2012

Hình 4. 58 Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính ở thành thị năm 2012

-.1

0.1

.2.3

Ch

en

h le

ch lo

g tie

n luo

ng

thu

c te

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi



Phan ra chenh lech theo gioi tinh - 2012

-.0

5

0

.05

.1.1

5.2

Ch

en

h le

ch lo

g tie

n luo

ng

thu

c te

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi



Phan ra chenh lech theo gioi tinh o thanh thi- 2012

247

Hình 4. 59 Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính ở nông thôn năm 2012

Hình 4. 60 So sánh kết quả phân rã chênh lệch theo giới tính ờ thành thị và nông thôn năm 2012

-.1

0.1

.2.3

.4

Ch

en

h le

ch lo

g tie

n luo

ng

thu

c te

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi



Phan ra chenh lech theo gioi tinh o nong thon- 2012-.

10

.1.2

.3.4

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi

Chenh lech thuan o nong thon

Chenh lech do dac diem lao dong o nong tho

Chenh lech do he so hoi quy o nong thon

Chenh lech thuan o thanh thi

Chenh lech do dac diem lao dong o thanh thi

Chenh lech do he so hoi quy o thanh thi


So sanh ket qua phan ra theo gioi tinh o thanh thi va nong thon - 2012

248

Hình 4. 61 So sánh kết quả phân rã chênh lệch theo giới tính năm 2002 và 2012

Hình 4. 62 So sánh kết quả phân rã chênh lệch theo giới tính ở thành thị năm 2002 và 2012

-.1

0.1

.2.3

.4

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi

Chenh lech thuan nam 2002

Chenh lech do dac diem lao dong nam 2002

Chenh lech do he so hoi quy nam 2002



Chenh lech do he so hoi quy 2012


So sanh ket qua phan ra theo gioi tinh nam 2002 va 2012 -.

10

.1.2

.3

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi








So sanh ket qua phan ra theo gioi tinh o thanh thi nam 2002 va 2012

249

Hình 4. 63 So sánh kết quả phân rã chênh lệch theo giới tính ở nông thôn năm 2002 và 2012

Hình 4. 64: Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa lao động thành thị và nông thôn năm 2002

-.2

0.2

.4.6

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi








So sanh ket qua phan ra theo gioi tinh o nong thon nam 2002 va 2012

.2.4

.6.8

1

Ch

en

h le

ch lo

g tie

n luo

ng

thu

c te

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi



Phan ra chenh lech theo thanh thi - nong thon 2002

250

Hình 4. 65 Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa lao động thành thị và nông thôn ở nam

giới năm 2002

Hình 4. 66 Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa lao động thành thị và nông thôn ở nữ giới năm

2002

.2.4

.6.8

1

Ch

en

h le

ch lo

g tie

n luo

ng

thu

c te

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi



Phan ra chenh lech theo thanh thi - nong thon o nam gioi - 2002

.2.4

.6.8

11.2

Ch

en

h le

ch lo

g tie

n luo

ng

thu

c te

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi



Phan ra chenh lech theo thanh thi - nong thon o nu gioi - 2002

251

Hình 4. 67 Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa lao động thành thị và nông thôn năm 2012

Hình 4. 68 Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa lao động thành thị và nông thôn ở nam giới năm

2012

0.1

.2.3

.4.5

Ch

en

h le

ch lo

g tie

n luo

ng

thu

c te

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi



Phan ra chenh lech theo thanh thi - nong thon 2012

0.2

.4.6

Ch

en

h le

ch lo

g tie

n luo

ng

thu

c te

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi



Phan ra chenh lech theo thanh thi - nong thon o nam gioi 2012

252

Hình 4. 69 Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa lao động thành thị và nông thôn ở nữ giới năm

2012

Hình 4. 70: So sánh kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn ở nhóm lao động

nam và nữ năm 2002

.1.2

.3.4

.5

Ch

en

h le

ch lo

g tie

n luo

ng

thu

c te

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi



Phan ra chenh lech theo thanh thi - nong thon o nu gioi 2012

.2.4

.6.8

11.2

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi

Chenh lech thuan o nu gioi

Chenh lech do dac diem lao dong o nu gioi

Chenh lech do he so hoi quy o nu gioi

Chenh lech thuan o nam gioi

Chenh lech do dac diem lao dong o nam gioi

Chenh lech do he so hoi quy o nam gioi


So sanh ket qua phan ra theo khu vuc o thanh thi va nong thon - 2002

253

Hình 4. 71 So sánh kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn ở nhóm lao động

nam và nữ năm 2012

Hình 4. 72 So sánh kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn năm 2002 và

2012

0.2

.4.6

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi

Chenh lech thuan o nu gioi

Chenh lech do dac diem lao dong o nu gioi

Chenh lech do he so hoi quy o nu gioi

Chenh lech thuan o nam gioi

Chenh lech do dac diem lao dong o nam gioi

Chenh lech do he so hoi quy o nam gioi


So sanh ket qua phan ra theo khu vuc o thanh thi va nong thon - 2012

0.2

.4.6

.81

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi








So sanh ket qua phan ra theo khu vuc - nam 2002 va 2012

254

Hình 4. 73: So sánh kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn ở nhóm ở nhóm

lao động nam năm 2002 và 2012

Hình 4. 74: So sánh kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn ở nhóm lao động

nữ năm 2002 và 2012

0.2

.4.6

.81

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi








So sanh ket qua phan ra theo khu vuc o nam gioi nam 2002 va 2012

0.5

1

Che

nh

lech

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi








So sanh ket qua phan ra theo khu vuc o nu gioi - nam 2002 va 2012

255

Hình 4. 75 Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa năm 2002 và 2012

Hình 4. 76 Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa năm 2002 và 2012 ở nhóm lao động nam

0.5

11.5

Ch

en

h le

ch lo

g tie

n luo

ng

thu

c te

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi



Phan ra chenh lech tien luong theo thoi gian

0.5

11.5

Ch

en

h le

ch lo

g tie

n luo

ng

thu

c te

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi



Phan ra chenh lech tien luong Nam gioi (2002 - 2012)

256

Hình 4. 77: Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa năm 2002 và 2012 ở nhóm lao động

nữ

0.5

11.5

Ch

en

h le

ch lo

g tie

n luo

ng

thu

c te

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi



Phan ra chenh lech tien luong theo thoi gian o nu gioi

-.5

0.5

1

Ch

en

h le

ch lo

g tie

n luo

ng

thu

c te

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi



Phan ra chenh lech tien luong theo thoi gian o thanh thi

257

Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa năm 2002 và 2012 ở nhóm lao động thành thị

Hình 4. 78 Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa năm 2002 và 2012 ở nhóm lao động nông thôn

0.5

11.5

Ch

en

h le

ch lo

g tie

n luo

ng

thu

c te

0 .2 .4 .6 .8 1Phan vi



Phan ra chenh lech tien luong theo thoi gian o nong thon

Ứng dỤng phƯƠng phÁp hỒi quy phÂn vỊ phÂn tÍch …

Documents