tóm tắt luận án tiến sĩ kinh tế ứng dụng phương pháp hồi quy phân vị phân tích chênh lệch tiền lương ở việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. 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


ii


BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. 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

iii


iv


Công trình được hoàn thành tại :
................................................................................

Người hướng dẫn khoa học :
1. PGS TS Lê Văn Phi
2. TS Bùi Phúc Trung

Phản biện 1 : ..........................................................
Phản biện 2 : ..........................................................
Phản biện 3 : ..........................................................

Luận án sẽ được bảo vệ trước Hội đồng chấm luận
án cấp trường họp tại .............................................
...............................................................................
Vào hồi

giờ

ngày

tháng

năm

Có thể tìm hiểu luận án tại thư viện
.............................................................................
.............................................................................
.............................................................................

v


vi


DANH MỤC CÁC CÔNG TRÌNH CỦA TÁC GIẢ

1. Trần Thị Tuấn Anh (2013). Phân tích chênh lệch thu nhập theo
giới tính ở tp. 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, 95-116
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.

vii


viii


PHẦN MỞ ĐẦU
1. Lý do chọn đề tài
Tiền lương là một trong những yếu tố tạo động lực quan trọng nhất
trong lao động. Sự tồn tại của chênh lệch tiền lương là tất yếu. Theo
lý thuyết kinh tế, có thể phân chia các nguyên nhân của chênh lệch
tiền lương thành hai nhóm. Nhóm thứ nhất có thể kể đến các nguyên
nhân xuất phát từ 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 bao gồm các nguyên nhân về
sự kỳ thị hoặc là do sự phân biệt đối xử trong xã hội 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 cơ sở lý thuyết và khả năng ứng dụng phương pháp hồi
quy phân vị và 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
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 và phân rã
chênh lệch tiền lương theo giới tính trong giai đoạn 2002 - 2012
4) Xác định khoảng chênh lệch tiền lương theo khu vực (thành thị nông thôn) và phân rã khoảng chênh lệch tiền lương này trong
giai đoạn 2002 - 2012.
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. Đề tài là nghiên cứu tiền lương thực tế theo giờ của các đối tượng
trong độ tuổi lao động 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:

2


(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 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

3


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)
CHƯƠNG 1 CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ HÀM TIỀN LƯƠNG VÀ
VẤN ĐỀ PHÂN RÃ CHÊNH LỆCH TIỀN LƯƠNG BẰNG HỒI
QUY PHÂN VỊ

1.1. Hàm tiền lương Mincer (1974) và các nghiên cứu mở rộng
Khi đó, phương trình tiền lương của Mincer sẽ có dạng

ln wt     s   z   z 2
Trong đó : w : tiền lương; s : số năm đi học và z: số năm kinh nghiệm.
Card (1994. Card (1994) mở rộng dạng hàm tiền lương Mincer
thành dạng:

ln wt     s   z   z 2   X  u.

(1.1)

Trong đó : X đại diện cho các biến độc lập khác có tác động
đến tiền lương như giới tính, công việc, ngành nghề….

4


Sau nghiên cứu của Card D.(1994), rất nhiều các nghiên cứu
khác đã mở rộng phương trình tiền lương của Mincer bằng 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. Xét hàm hồi quy tuyếnntính Yi  X i  ui ,với

1
mỗi phân vị τ ϵ (0,1) ta tìm ˆ  arg min

  (Yi  X i ).

n i 1
Hàm hồi quy phân vị ở phân vị  sẽ là Q (Yi | X i )  X iˆ (1.14)
 R k

1.3. Phương pháp hiệu chỉnh tính chệch do chọn mẫu
Heckman J. (1979) phát biểu nguy cơ ước lượng hàm tiền lương
bị chệch do chọn mẫu và đề xuất thủ tục để hiệu chỉnh tính chệch do
chọn mẫu theo hai bước. 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
1.4. Vấn đề nội sinh và phương pháp hồi quy phân vị hai bước
(two - stage quantile regression)
Chevapatrakul và các cộng sự (2009) đề xuất phương pháp 2SQR
(two-stage quantile regression) để xử lý nội sinh đối với hồi quy phân
vị.
1.5. Phương pháp phân rã chênh lệch bằng hồi quy phân vị

5


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). Chênh lệch tiền lương giữa hai nhóm sẽ được phân
rã thành hai phần phần chênh lệch tiền lương gây ra bởi sự chênh lệch
trong hệ số hồi quy và phần chênh lệch tiền lương ở xét gây ra bởi
chênh lệch về đặc điểm giữa hai nhóm lao động.
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

Một số nghiên cứu tiêu biểu trước khi hồi quy phân vị được áp
dụng vào phân tích tiền lương : Khởi đầu với nghiên cứu của
Edgewort (1922). Tiếp theo có các nghiên cứu khác của Becker(1957),
Dunlop (1957), Slichter (1950), Cullen (1956), Dalton & Ford(1977)
và Long & Link(1983), Dickens & Katz (1987), Krueger &
Summers(1988) và Groshen (1991), Ferber & Green (1982); Lindley,
Fish và Jackson (1992), Blackaby, Booth và Frank (2005)
Một số nghiên cứu tiêu biểu về chênh lệch tiền lương áp dụng hồi
quy phân vị vào hàm tiền lương : Buchinsky (1994) đã khởi xướng
việc ứng dụng phương pháp hồi quy phân vị trong việc ước lượng hàm
hồi quy biến tiền lương. Tiếp theo là các nghiên cứu khác của Fortin
and Lemieux (1998) ,Ajwad và các cộng sự (2002), Albrecht và các
cộng sự (2003), Machado & Mata (2005), Melly (2006) Gunawardena

6


(2006) Arulampalam và các cộng sự (2007), Nestic (2010), Del Río,
Gradín & Cantó (2011).
2.2. Tổng quan các nghiên cứu ở Việt Nam
Rất ít các nghiên cứu ở Việt Nam dùng hồi quy phân vị để hồi quy
hàm tiền lương và phân rã chênh lệch tiền lương. Tiêu biểu có thể kể
đến nghiên cứu của Hung và các cộng sự (2007a) và Hung T.P và các
cộng sự (2007b).

CHƯƠNG 3 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.1. Số liệu sử dụng trong đề tài
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.
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.
Số liệu tiền lương được biểu diễn trên hàm mật độ kernel cho thấy
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
3.2. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU CỦA ĐỀ TÀI
Đề tài sử dụng hàm tiền lương Mincer mở rộng có hàm hồi quy :

7


lnTienLuong  1   2 HonNhan+ 3GioiTinh+  4ThanhThi
 5 KinhNghiem  6 KinhNghiem _ sq
6

5

i 1

i 1

3

5

i 1

i 1

+   i BangCapi    i NganhNghei
   i LoaiHinhi   iVungMieni  ui .

Trong đó
-

biến BangCapi ( i  1, 6 ) 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 ( i  1,5 ) 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 ( i  1,3 ) 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 ( i  1,5 ) 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.

8


Để có được tính vững cho các ước lượng tính toán, đề tài tiến hành
Hiệu chỉnh tính chệch do chọn mẫu theo phương pháp do
Buchinsky(1998) và xử lý hiện tượng nội sinh trong hàm tiền lương
bằng 2SQR do Chevapatrakul et al. (2009).
Sau đó, đề tài sử dụng phương pháp phân rã sự chênh lệch tiền
lương giữa hai nhóm lao động theo phương pháp Machado - Mata
(2005) để cho thấy phần chênh lệch tiền lương gây ra do chênh lệch
của các biến độc lập giữa hai nhóm lao động và phần chênh lệch gây
ra do chênh lệch về hệ số hồi quy.

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
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.

9


Hồi quy hàm tiền lương của nhóm lao động nam và nhóm lao động nữ
Trích 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
Biến độc
lập
TieuHoc
THCS
THPT
HocNghe
CaoDang_
DaiHoc
SauDaiHoc

Hàm hồi quy tiền lương nữ giới năm 2012

2SQR - Hồi quy phân vị

2SLS
0.0788***
[2.690]
0.121***
[4.013]

25%
0.0780**
[1.963]

0.132***
[3.238]

50%
0.0797***
[2.672]
0.107***
[3.488]

75%
0.0116
[0.338]
0.0475
[1.349]

90%
0.0273
[0.572]
0.0845*
[1.719]

0.212***
[5.884]
0.306***
[9.123]
0.636***
[15.590]
1.047***
[12.302]

0.233***
[3.588]
0.275***
[4.533]
0.580***
[7.862]
0.934***
[6.074]

0.199***
[4.072]
0.233***
[5.106]
0.542***
[9.785]
0.969***
[8.384]

0.172***
[4.678]
0.251***
[7.340]
0.530***
[12.748]
0.925***
[10.661]

0.148***
[3.519]
0.283***

[7.213]
0.562***
[11.776]
1.066***
[10.705]
Có

Các biến
Có
Có
Có
Có
kiếm soát
t-stat trong ngoặc [] *, **, *** : có ý nghĩa với 10%, 5%, 1%

2SQR - Hồi quy phân vị

2SLS

10%
0.126**
[2.385]
0.169***
[3.099]

0.138***
[3.631]
0.179***
[4.497]

10%
0.0948
[1.102]
0.169*
[1.878]

25%
0.141***
[3.128]
0.194***
[4.110]

50%
0.166***
[4.568]
0.183***
[4.800]

75%
0.155***
[3.871]
0.175***
[4.174]

90%
0.0524
[0.869]
0.122*
[1.925]

0.203***
[3.461]
0.404***
[7.375]
0.700***
[10.513]
1.193***
[8.589]

0.294***
[6.285]
0.288***
[5.843]
0.532***
[9.823]
0.778***
[7.424]

0.198*
[1.869]
0.218*
[1.949]
0.476***
[3.878]
0.888***
[3.733]

0.242***
[4.373]
0.274***

[4.690]
0.537***
[8.365]
0.816***
[6.564]

0.268***
[5.971]
0.305***
[6.449]
0.511***
[9.836]
0.757***
[7.519]

0.259***
[5.257]
0.340***
[6.564]
0.547***
[9.593]
0.735***
[6.663]

0.310***
[4.167]
0.296***
[3.782]
0.576***
[6.680]

0.649***
[3.889]

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Có

Nguồn : Tính toán của tác giả từ số liệu của Tổng cục Thống kê

Hồi quy hàm tiền lương của nhóm lao động thành thị và nhóm lao động nông thôn
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.
Trích bảng B.4 :Kết quả hồi quy phân vị hàm tiền lương ở thành thị và nông thôn5 năm 2012

Hồi quy hàm tiền lương ở thành thị năm 2012
Biến độc
lập
TieuHoc
THCS
THPT
HocNghe
CaoDang
_DaiHoc
SauDaiHoc

Hồi quy phân vị

2SLS
0.000577
[0.012]
0.0556
[1.125]
0.176***
[3.317]
0.242***
[4.636]
0.484***
[8.419]
0.766***
[8.911]

Hàm hồi quy tiền lương nông thôn năm 2012

10%

-0.0693
[-0.773]
0.0402
[0.440]
0.0512
[0.521]
0.0799
[0.826]
0.349***
[3.278]
0.736***
[4.622]

25%
0.0173
[0.280]
0.0755
[1.196]
0.159**
[2.345]
0.153**
[2.297]
0.380***
[5.162]
0.656***
[5.974]

50%
0.0761
[1.431]

0.116**
[2.132]
0.218***
[3.735]
0.269***
[4.680]
0.431***
[6.831]
0.686***
[7.265]

Các biến
Có
Có
Có
Có
kiểm soát
t-stat trong ngoặc [ ] *, **, *** : có ý nghĩa với 10%, 5%, 1%

Hồi quy phân vị

2SLS
75%
0.000257
[0.004]
0.0509
[0.805]
0.137**
[2.017]
0.328***

[4.908]
0.518***
[7.033]
0.851***
[7.729]

90%
-0.0479
[-0.506]
0.0308
[0.318]
0.235**
[2.264]
0.394***
[3.856]
0.765***
[6.795]
0.994***
[5.909]

Có

Có

0.148***
[5.585]
0.190***
[6.878]
0.301***
[8.732]

0.345***
[10.249]
0.591***
[14.053]

Có

10%
0.176***
[3.113]
0.294***
[4.972]
0.343***
[4.656]
0.331***
[4.606]
0.577***
[6.416]

25%
0.183***
[5.242]
0.227***
[6.236]
0.290***
[6.394]
0.326***
[7.347]
0.569***
[10.271]

50%
0.143***
[5.535]
0.153***
[5.665]
0.217***
[6.462]
0.282***
[8.597]
0.479***
[11.687]

75%
0.102***
[3.558]
0.148***
[4.953]
0.245***
[6.568]
0.313***
[8.605]
0.530***
[11.650]

90%
0.0604
[1.544]
0.101**
[2.467]

0.279***
[5.495]
0.355***
[7.149]
0.574***
[9.257]

Có

Có

Có

Có

Có

Nguồn : Tính toán của tác giả từ số liệu của Tổng cục Thống kê

11


4.2. Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương
Kết quả thể hiện ở bảng C.1 cho thấy tiền lương nam giới luôn cao hơn
nữ giới ở tất cả các phân vị. Chênh lệch này giảm theo thời gian. Chênh lệch
ở nông thôn cao hơn ở thành thị. Sự khác nhau về đặc điểm lao động nam và
nữ không tham gia giải thích chênh lệch tiền lương giữa hai nhóm. Do vậy,
toàn bộ chênh lệch tiền lương giữa nam và nữ đều thể hiện qua chênh lệch do
hệ số hồi quy. Đây là dấu hiệu thể hiện bất bình đẳng trong tiền lương giữa
nam và nữ

Bảng C.1 Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa lao động nam và nữ
Toàn bộ mẫu
Thành phần

Chênh lệch thuần
Chênh lệch do đặc
điểm lao động
Chênh lệch do hệ
số hồi quy
Chênh lệch thuần
Chênh lệch do đặc
điểm lao động
Chênh lệch do hệ
số hồi quy
Chênh lệch thuần
Chênh lệch do đặc
điểm lao động
Chênh lệch do hệ
số hồi quy
Chênh lệch thuần
Chênh lệch do đặc
điểm lao động
Chênh lệch do hệ

Năm 2002

0.2947***
[18.04]
-0.0858**
[-3.16]

0.3805***
[14.22]
0.2306***
[30.73]
-0.075***
[-5.51]
0.3059***
[23.49]
0.1569***
[30.37]
-0.084***
[-8.000]
0.2416***
[22.81]
0.0912***
[17.30]
-0.119***
[-9.36]
0.2107***

Năm 2012

Theo vùng thành thị/nông thôn
Ở thành thị

năm 2002
Phân vị 0.1
0.2173*** 0.1760***
[17.48]
[8.87]

-0.070***
-0.0348
[-2.92]
[-1.46]
0.287***
0.2109***
[21.81]
[8.83]
Phân vị 0.25
0.1690*** 0.1595***
[19.89]
[11.65]
-0.076***
-0.046***
[-5.11]
[-2.77]
0.2453*** 0.2055***
[33.98]
[11.65]
Phân vị 0.5
0.121***
0.1565***
[15.70]
[14.18]
-0.085***
-0.073***
[-5.81]
[-4.47]
0.207***
0.2295***

[23.65]
[15.58]
Phân vị 0.75
0.086***
0.1590***
[9.10]
[11.30]
-0.098***
-0.071***
[-5.73]
[-4.07]
0.1849*** 0.2305***

Ở nông thôn

năm 2012

năm 2002

năm 2012

0.1516***
[7.45]
-0.0503**
[-1.52]
0.2046***
[8.61]

0.3941***
[22.98]

-0.071***
[-2.88]
0.4655***
[20.82]

0.2854***
[13.44]
-0.061**
[-1.16]
0.3465***
[12.77]

0.1589***
[9.29]
-0.051***
[-2.44]
0.2101***
[12.19]

0.3312***
[29.21]
-0.064***
[-4.91]
0.3957***
[29.70]

0.2071***
[18.20]
-0.068***
[-2.75]

0.2755***
[16.96]

0.1477***
[8.10]
-0.033*
[-1.70]
0.1813***
[9.57]

0.2167***
[35.87]
-0.053***
[-6.27]
0.2702***
[35.91]

0.1471***
[19.48]
-0.063***
[-4.01]
0.2106***
[14.34]

0.1413***
[7.05]
-0.004
[-0.23]
0.1463***

0.1287***
[16.75]
-0.067***
[-6.32]
0.1965***

0.1076***
[9.46]
-0.095***
[-4.28]
0.2031***


số hồi quy

[16.24]

[10.66]

[17.31]
Phân vị 0.9
Chênh lệch thuần
0.0726***
0.089***
0.1314***
[8.31]
[4.73]
[6.05]
Chênh lệch do đặc
-0.114***

-0.079***
-0.063***
điểm lao động
[-6.57]
[-2.98]
[-2.89]
Chênh lệch do hệ
0.1874*** 0.1688*** 0.1952***
số hồi quy
[12.20]
[6.25]
[11.07]
t-stat trong ngoặc []*, **, *** : có ý nghĩa với 10%, 5%, 1%
toán của tác giả từ số liệu của Tổng cục Thống kê

[7.28]

[23.80]

0.1760***
[5.87]
0.029
[0.81]
0.1469***
[4.66]

[11.95]

0.0590*** 0.0569***
[4.21]

[3.11]
-0.101***
-0.128***
[-5.56]
[-3.5]
0.1604*** 0.1850***
[10.12]
[7.63]
Nguồn : Tính

Kết quả ở bảng C.2 cho thấy tiền lương khu vực thành thị luôn cao
hơn ở nông thôn. Mức chênh lệch này giảm mạnh theo thời gian, đặc
biệt là ở các phân vị tiền lương thấp. Sự khác nhau về đặc điểm lao
động có tham gia giải thích chênh lệch tiền lương giữa hai khu vực.
Tỷ lệ giải thích này ở năm 2012 nhìn chung cao hơn năm 2002. Tuy
nhiên, vẫn con sự tồn tại của phần chênh lệch tiền lương được thể hiện
qua sự chênh lệch hệ số hồi quy trong hàm tiền lương giữa hai khu
vực. Đây là dấu hiệu của vấn đề bất bình đẳng trong trả lương giữa hai
khu vực thành thị - nông thôn.
Bảng C2 Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn
Toàn bộ mẫu
Thành phần

Chênh lệch thuần
Chênh lệch do đặc
điểm lao động
Chênh lệch do hệ
số hồi quy
Chênh lệch thuần
Chênh lệch do đặc

điểm lao động
Chênh lệch do hệ
số hồi quy

Năm 2002

0.9817***
[102.45]
0.3786***
[19.40]
0.6031***
[39.30]
0.6692***
[87.32]
0.2974***
[26.48]
0.3717***
[41.86]

Theo giới tính

Năm 2012

Nam giới

năm 2002
Phân vị 0.1
0.2113***
0.9089***
[12.41]

[45.48]
0.1579***
0.3460***
[7.66]
[16.29]
0.0533***
0.5628***
[4.18]
[23.88]
Phân vị 0.25
0.2199***
0.6314***
[21.4]
[45.48]
0.1520***
0.2681***
[11.04]
[22.70]
0.0678***
0.36.33***
[6.13]
[21.73]

13

Nữ giới

năm 2012

năm 2002

năm 2012

0.1629***
[7.67]
0.1354**
[8.16]
0.0274
[1.60]

1.1145***
[56.19]
0.4248***
[18.56]
0.6897***
[24.41]

0.2992***
[12.01]
0.1999***
[5.11]
0.0992***
[3.34]

0.2148***
[11.88]
0.1466***
[10.41]
0.0681***
[5.86]

0.7770***
[79.26]
0.3671***
[16.11]
0.4099***
[19.97]

0.2638***
[12.15]
0.1922***
[7.11]
0.0715***
[3.64]


Chênh lệch thuần
Chênh lệch do đặc
điểm lao động
Chênh lệch do hệ
số hồi quy
Chênh lệch thuần
Chênh lệch do đặc
điểm lao động
Chênh lệch do hệ
số hồi quy
Chênh lệch thuần
Chênh lệch do đặc
điểm lao động
Chênh lệch do hệ

số hồi quy

0.5373***
[80.77]
0.2726***
[37.58]
0.2647***
[52.12]
0.5523***
[52.05]
0.3134***
[29.13]
0.23.88***
[41.43]
0.6083***
[32.25]
0.3231***
[18.50]
0.2852***
[34.02]

Phân vị 0.5
0.2973***
0.5486***
0.3113***
0.5800***
0.3117***
[23.81]
[51.85]
[17.93]

[45.82]
[13.87]
0.1807***
0.2486***
0.1719***
0.3377***
0.2133***
[16.66]
[28.44]
[11.91]
[18.70]
[10.88]
0.1165***
0.3000***
0.1393***
0.2422***
0.0984***
[15.13]
[43.80]
[16.31]
[26.28]
[8.02]
Phân vị 0.75
0.4176***
0.5883***
0.4455***
0.5342***
0.4101***
[20.02]
[46.82]

[21.25]
[27.09]
[17.94]
0.2468***
0.2917***
0.2483***
0.3729***
0.2642***
[18.00]
[25.96]
[13.82]
[20.40]
[9.46]
0.1707***
0.2966***
0.1463***
0.1613***
0.1459***
[24.50]
[49.37]
[17.80]
[13.84]
[10.51]
Phân vị 0.9
0.5014***
0.6531***
0.5534***
0.5400***
0.4345***
[20.95]

[34.37]
[19.29]
[19.04]
[18.19]
0.2827***
0.3100***
0.3170***
0.3488***
0.2352***
[13.25]
[24.17]
[9.33]
[13.80]
[7.41]
0.2186***
0.3431***
0.2363***
0.1911***
0.1993***
[20.53]
[44.68]
[18.53]
[11.13]
[8.94]
t-stat trong ngoặc []*, **, *** : có ý nghĩa với 10%, 5%, 1%
Nguồn : Tính toán của tác giả từ số liệu của Tổng cục Thống kê

Kết quả thể hiện ở bảng C.3 cho thấy tiền lương thực tế theo giờ
năm 2012 cao hơn rất nhiều so với năm 2002. Nông thôn có mức tăng
tiền lương cao hơn thành thị. Nữ giới có mức tăng tiền lương nhiều

hơn nông thôn. Sự thay đổi về đặc điểm lao động giữa hai thời điểm
tham gia giải thích phần lớn sự tăng lương này. Tuy nhiên, vẫn có sự
tăng lương thể hiện qua sự thay đổi hệ số hồi quy trong hàm tiền lương.
Đây là dấu hiệu cho thấy sự cải thiện trong cách đãi ngộ bằng tiền
lương ở Việt Nam theo thời gian.
Bảng C.3 Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa năm 2002 và 2012
Theo vùng giới tính
Thành phần

Chênh lệch thuần
Chênh lệch do đặc

Toàn bộ mẫu

Giới tính

1.367***
[145.577]
0.123***

Nam giới
Nữ giới
Phân vị 0.1
1.342***
1.428***
[101.656]
[61.42]
0.119***
0.373***

14

Khu vực
Thành thị

Nông thôn

0.777***
[42.271]
-0.24***

1.548***
[103.601]
0.211***


điểm lao động
Chênh lệch do hệ x
điểm lao động

[3.672]
1.244***
[91.118]

Chênh lệch thuần

1.057***
[178.314]
0.071***
[3.759]

0.986***
[132.765]

[3.238]
1.223***
[77.006]

[14.528]
1.055***
[60.778]

[-1.734]
1.021***
[71.903]

[4.353]
1.337***
[101.6]

Phân vị 0.25

Chênh lệch do đặc
điểm lao động
Chênh lệch do hệ
số hồi quy
Chênh lệch thuần
Chênh lệch do đặc
điểm lao động
Chênh lệch do hệ
số hồi quy

Chênh lệch thuần
Chênh lệch do đặc
điểm lao động
Chênh lệch do hệ
số hồi quy
Chênh lệch thuần
Chênh lệch do đặc
điểm lao động
Chênh lệch do hệ
số hồi quy

1.038***
1.103***
0.719***
1.165***
[104.586]
[69.949]
[51.248]
[140.305]
0.073***
0.302***
-0.09***
0.115***
[2.433]
[16.807]
[-1.073]
[3.244]
0.965***
0.801***
0.817***

1.051***
[125.565]
[70.197]
[79.79]
[140.38]
Phân vị 0.5
0.867***
0.861***
0.892***
0.673***
0.914***
[127.94]
[101.255]
[68.769]
[62.444]
[112.226]
0.117***
0.102***
0.273***
0.008***
0.105***
[10.341]
[4.914]
[19.941]
[0.137]
[6.152]
0.75***
0.758***
0.619***
0.665***

0.808***
[176.573]
[190.854]
[129.139]
[102.848]
[230.859]
Phân vị 0.75
0.747***
0.746***
0.749***
0.643***
0.779***
[92.739]
[61.825]
[56.869]
[63.457]
[95.239]
0.179***
0.158***
0.28***
0.089***
0.139***
[14.015]
[7.758]
[18.286]
[1.296]
[8.655]
0.568***
0.588***
0.47***

0.554***
0.64***
[117.008]
[106.025]
[80.697]
[58.209]
[138.61]
Phân vị 0.9
0.684***
0.692***
0.679***
0.582***
0.69***
[53.736]
[31.866]
[44.782]
[34.397]
[41.903]
0.216***
0.208***
0.281***
0.134***
0.159***
[10.547]
[8.581]
[13.077]
[2.147]
[7.091]
0.469***
0.484***

0.398***
0.448***
0.531***
[58.661]
[42.468]
[38.794]
[30.975]
[76.635]
t-stat trong ngoặc []*, **, *** : có ý nghĩa với 10%, 5%, 1%
Nguồn : Tính toán của tác giả từ số liệu của Tổng cục Thống kê

CHƯƠNG 5 KẾT LUẬN VÀ ĐỀ XUẤT GIẢI PHÁP
5.1. Kết luận
5.1.1. Về hồi quy hàm tiền lương
Theo giới tính
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

15


lương nhận được càng lớn. Chênh lệch tiền lương giữa các bằng cấp
là cao và rõ rệt ở những phân vị thấp. Năm 2002 chênh lệch này cao ở
những phân vị thấp, giảm dần khi xét những phân vị cao. Trong 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.

Theo khu vực thành thị - nông thôn
Bằng cấp càng cao thì mức tiền lương người lao động được nhận
càng cao. Năm 2002, ở khu vực thành thị, chênh lệch tiền lương giữa
các bằng cấp có xu hướng thấp dần khi xét phân vị cao dần. Ngược
lại, ở khu vực nông thôn, chênh lệch tiền lương giữa các bằng cấp càng
có xu hướng tăng dần theo phân vị.
Với số liệu năm 2012, 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. 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

16


tăng ở phân vị càng cao, trong khi biến đổi của hệ số hồi quy khu vực
nông thôn không rõ ràng.
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 hàm ý rằng sự chênh lệch tiền lương giữa các bằng cấp của lao
động nam trong năm 2002 cao hơn năm 2012.
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. 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.
5.1.2. Về kết quả phân rã chênh lệch tiền lương
Phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính
Trong cả hai thời điểm nghiên cứu, tiền lương thực tế theo giờ của
lao động nam cao hơn lao động nữ ở tất cả các phân vị. 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. 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 trở thành phần chênh lệch tiền

17