Luận văn Thạc sĩ Chính sách công: Ước tính suất sinh lợi của việc đi học của giáo viên phổ thông dựa trên cơ sở dữ liệu VHLSS 2008 và 2010

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH CHƯƠNG TRÌNH GIẢNG DẠY KINH TẾ FULBRIGHT

LÊ TẤN HUỲNH CẨM GIANG ƯƯỚỚCC TTÍÍNNHH SSUUẤẤTT SSIINNHH LLỢỢII CCỦỦAA VVIIỆỆCC ĐĐII HHỌỌCC

CCỦỦAA GGIIÁÁOO VVIIÊÊNN PPHHỔỔ TTHHÔÔNNGG

DDỰỰAA TTRRÊÊNN CCƠƠ SSỞỞ DDỮỮ LLIIỆỆUU VVHHLLSSSS 22000088 VVÀÀ 22001100

Chuyên ngành: Chính sách công

Mã ngành: 60340402

LUẬN VĂN THẠC SĨ CHÍNH SÁCH CÔNG Người hướng dẫn khoa học:

GS. – TS. DWIGHT H. PERKINS

ThS. NGUYỄN XUÂN THÀNH

TP. Hồ Chí Minh, năm 2013

-i-

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan luận văn này hoàn toàn do tôi thực hiện. Các trích dẫn và thông

tin, tài liệu sử dụng trong luận văn đều đƣợc dẫn nguồn và có độ chính xác cao nhất trong

phạm vi hiểu biết của tôi. Luận văn này không nhất thiết phản ánh quan điểm của Trƣờng

Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh hay Chƣơng trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright.

Ngƣời viết cam đoan,

Lê Tấn Huỳnh Cẩm Giang

-ii-

LỜI CẢM ƠN

Để hoàn thành bài nghiên cứu này, tôi xin trân trọng cảm ơn GS. TS. Dwight H.

Perkins, thầy Nguyễn Xuân Thành của Chƣơng trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright đã giúp

tôi định hƣớng đề tài, và hƣớng dẫn quá trình nghiên cứu của tôi.

Tôi xin chân thành cám ơn tất cả các thầy cô tại Chƣơng trình giảng dạy kinh tế

Fulbright đã hƣớng dẫn, truyền đạt những kiến thức quý giá giúp tôi có nền tảng kiến thức

để học tập và nghiên cứu.

Tôi xin dành lời cảm ơn sâu sắc đến cha mẹ tôi và gia đình đã nâng đỡ tôi trong quá

trình học tập và nghiên cứu.

Trân trọng,

Lê Tấn Huỳnh Cẩm Giang

-iii-

MỤC LỤC

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

LỜI CẢM ƠN ........................................................................................................................ii

DANH MỤC CÁC BẢNG .................................................................................................... v

DANH MỤC CÁC BIỂU ĐỒ............................................................................................... vi

TÓM TẮT ............................................................................................................................vii

CHƢƠNG 1 GIỚI THIỆU ......................................................................................... 1

1.1. Bối cảnh và vấn đề nghiên cứu ....................................................................... 1

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

1.3. Câu hỏi nghiên cứu ......................................................................................... 2

1.4. Nội dung nghiên cứu ....................................................................................... 2

1.5. Phạm vi nghiên cứu ......................................................................................... 2

1.6. Cấu trúc luận văn............................................................................................. 3

CHƢƠNG 2 CƠ SỞ LÝ THUYẾT ........................................................................... 4

2.1. Hàm thu nhập – vốn con ngƣời của Mincer .................................................... 4

2.2. Một số nghiên cứu thực nghiệm sử dụng hàm Mincer.................................... 7

2.2.1. Các nghiên cứu quốc tế............................................................................. 7

2.2.2. Các nghiên cứu về Việt Nam .................................................................... 9

2.3. Xây dựng mô hình ƣớc lƣợng ....................................................................... 11

2.3.1. Xây dựng mô hình xuất phát từ phƣơng trình Mincer cơ bản ................ 11

2.3.2. Xây dựng mô hình xuất phát từ phƣơng trình Mincer ƣớc tính suất sinh lợi cho các bằng cấp ở các cấp học khác nhau ............................................................. 13

CHƢƠNG 3 MÔ TẢ SỐ LIỆU ............................................................................... 16

3.1. Nguồn dữ liệu ................................................................................................ 16

3.2. Tiến trình chọn mẫu ...................................................................................... 16

3.3. Phƣơng pháp và công cụ thu thập dữ liệu ..................................................... 17

3.4. Mô tả mẫu...................................................................................................... 19

3.4.1. Công việc chính của những ngƣời tham gia trong nghiên cứu ............... 19

-iv-

3.4.2. Trình độ học vấn của những ngƣời tham gia trong nghiên cứu.............. 20

3.4.2.1. Bằng cấp cao nhất của những ngƣời tham gia trong nghiên cứu .... 20

3.4.2.2. Số năm đi học của những ngƣời tham gia trong nghiên cứu .......... 20

3.4.3. Thời gian làm công việc chính của những ngƣời tham gia trong nghiên cứu ................................................................................................................................ 22

3.4.4. Tiền lƣơng làm công việc chính của những ngƣời tham gia trong nghiên cứu ................................................................................................................................ 23

3.4.4.1. Tiền lƣơng một tháng của những ngƣời tham gia trong nghiên cứu

.................................................................................................................................. 23

3.4.4.2. Tiền lƣơng một giờ lao động của những ngƣời tham gia trong

nghiên cứu ................................................................................................................ 25

CHƢƠNG 4 KẾT QUẢ ƢỚC LƢỢNG .................................................................. 27

4.1. Suất sinh lợi của việc đi học của GVPT thấp hơn so với những ngƣời lao động đã qua đào tạo làm các công việc khác ................................................................... 27

4.2. Kết quả hồi quy với biến giả cho thấy suất sinh lợi của việc đi học của GVPT thấp hơn các lao động đã đào tạo làm công việc khác là có ý nghĩa thống kê ..... 29

4.3. Nơi cƣ trú và giới tính không có tác động lên suất sinh lợi của việc đi học . 30

4.4. Suất sinh lợi của bằng đại học của GVPT rất thấp so với những ngƣời lao động đã qua đào tạo làm các công việc khác ................................................................... 32

4.5. Kết quả hồi quy với biến giả cho thấy khác biệt về suất sinh lợi của bằng đại học và sau đại học là có ý nghĩa thống kê ........................................................................ 34

4.6. Thu nhập thêm từ các công việc phụ có thể cải thiện suất sinh lợi của việc đi học .................................................................................................................................... 35

4.7. Thu nhập thêm từ công việc phụ có thể cải thiện suất sinh lợi của bằng đại học và sau đại học ............................................................................................................ 36

KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH.............................................................................. 38

TÀI LIỆU THAM KHẢO.................................................................................................... 40

PHỤ LỤC............................................................................................................................. 42

-v-

DANH MỤC CÁC BẢNG

Bảng 2.1. Tiếp cận ƣớc tính suất sinh lợi 6

Bảng 2.2. Các biến độc lập đƣa vào mô hình 2.6 và 2.7 13

Bảng 2.3. Các biến độc lập đƣa vào mô hình 2.8 và 2.9 15

Bảng 4.1. Tổng hợp kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.5 (số liệu năm 2008) 27

Bảng 4.2. Tổng hợp kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.5 (số liệu năm 2010) 28

Bảng 4.3. Tổng hợp kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.6 29

Bảng 4.4.Tổng hợp kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.7 31

Bảng 4.5. Tổng hợp kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.8 32

Bảng 4.6. Tổng hợp kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.9 34

Bảng 4.7. Tổng hợp kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.5 với biến phụ thuộc

là tổng thu nhập 12 tháng 36

Bảng 4.8. Tổng hợp kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.8 với biến phụ thuộc

là tổng thu nhập 12 tháng 37

-vi-

DANH MỤC CÁC BIỂU ĐỒ

Biểu đồ 3.1. Số giờ làm việc 12 tháng của ba nhóm ngƣời lao động 23

Biểu đồ 3.2. Tiền lƣơng một tháng của ba nhóm ngƣời lao động 24

Biểu đồ 3.3. Tiền lƣơng một giờ lao động của ba nhóm ngƣời lao động 26

-vii-

TÓM TẮT

Tháng 8 năm 2012, nhiều tờ báo và các trang mạng phản ánh một nhận thức chung

trong giới giáo viên phổ thông (GVPT) là các GVPT làm việc nhiều, hƣởng mức lƣơng

không đảm bảo đƣợc mức sống, hƣởng lƣơng thấp so với một số nghề nghiệp khác trong

xã hội, lƣơng giáo viên không xứng đáng với công ăn học. Tuy nhiên, việc thảo luận chính

sách về lao động và tiền lƣơng của GVPT không chỉ cần các thông tin về nhận thức của

giáo viên, mà cần phải có sự so sánh với các nghề nghiệp khác.

Tôi đã phân tích dữ liệu Điều tra Mức sống Hộ gia đình (VHLSS) 2008 và 2010

bằng thống kê mô tả, và phát hiện các GVPT làm việc ít giờ hơn nhƣng hƣởng lƣơng cao

hơn so với những ngƣời lao động khác.

Tôi sử dụng hàm thu nhập – vốn con ngƣời của J. Mincer để ƣớc tính suất sinh lợi

của việc đi học của các GVPT và những ngƣời lao động khác cũng có ít nhất 14 năm đi

học. Kết quả là suất sinh lợi của việc đi học của các GVPT thấp hơn của những ngƣời lao

động khác.

Từ kết quả này tôi cho rằng không nên xem xét giải quyết vấn đề lƣơng giáo viên

theo hƣớng các giải pháp nâng lƣơng, thêm phụ cấp cho GVPT. Các giải pháp theo hƣớng

này có thể là bất hợp lý so với kết quả nghiên cứu của tôi. Tôi cho rằng bức xúc xã hội về

lƣơng GVPT cần đƣợc xem xét từ góc độ vấn đề lƣơng chƣa phân biệt giữa ngƣời giáo

viên học nhiều hơn với ngƣời giáo viên học ít hơn. Cần có giải pháp hƣớng đến một cơ chế

linh hoạt hơn trong việc trả lƣơng cho GVPT, để tăng cƣờng khả năng thƣơng lƣợng, giám

sát, và trách nhiệm giải trình là gợi ý chính sách mà tôi khuyến nghị.

-1-

CHƢƠNG 1

GIỚI THIỆU

1.1. Bối cảnh và vấn đề nghiên cứu

Tháng 8 năm 2012 báo chí và các trang mạng1 đã đăng nhiều ý kiến về vấn đề thời

gian làm việc và tiền lƣơng của giáo viên phổ thông. Nhìn chung, báo chí phản ánh một

nhận thức chung trong giới giáo viên phổ thông (GVPT) là các GVPT làm việc nhiều,

hƣởng mức lƣơng không đảm bảo đƣợc mức sống, hƣởng lƣơng thấp so với một số nghề

nghiệp khác trong xã hội, lƣơng giáo viên không xứng đáng với công ăn học. Báo chí cũng

đăng tải các nhận định rằng vấn đề đãi ngộ giáo viên có tầm quan trọng ảnh hƣởng quyết

định đến hiệu quả đào tạo giáo viên, chất lƣợng giáo viên, và chất lƣợng giáo dục phổ

thông nói chung.

Tuy nhiên, việc thảo luận chính sách về lao động và tiền lƣơng của giáo vên phổ

thông không chỉ cần các thông tin về nhận thức của giáo viên, mà cần phải có sự so sánh

với các nghề nghiệp khác. GVPT có thực sự phải làm việc nhiều giờ hơn những ngƣời lao

động làm các công việc khác hay không? GVPT có thực sự hƣởng lƣơng thấp hơn những

ngƣời lao động khác hay không? Hai vấn đề này có thể đƣợc làm rõ từ việc phân tích dữ

liệu về lao động và việc làm đƣợc khảo sát trên phạm vi quốc gia.

Vấn đề lƣơng giáo viên có đủ sống hay không thuộc về một lĩnh vực nghiên cứu

chính sách khác mà tôi không thể giải quyết trong đề tài này. Tôi sẽ chỉ tập trung vào vấn

đề lƣơng giáo viên có xứng đáng với công ăn học hay không.

Kinh tế học giải quyết vấn đề mối quan hệ giữa việc học hành và thu nhập trong

1 Báo Kiến Thức với bài „Một nửa giáo viên hố i hận vì nghề đã chọn‟; Báo Giáo dục và Thời đại với bài “Cải

cách công tác đào tạo, bồi dƣỡng giáo viên phổ thông”; Báo điện tử của Đảng Cộng sản Việt Nam có bài

“Giải pháp đồng bộ nâng cao chất lƣợng công tác đào tạo, bồi dƣỡng giáo viên phổ thông”; Báo Tuổi Trẻ có

bài “Bất ổn đào tạo giáo viên”; Báo Sài gòn Giải phóng có bài “Phải đảm bảo 60% thời lƣợng đào tạo nghiệp

vụ sƣ phạm”; Báo Giáo dục online có bài “Nâng “chất” cho đào tạo giáo viên phổ thông”; Website Viện

Nghiên cứu Giáo dục có bài “Nhà giáo: Trách nhiệm, danh dự và tâm tƣ”

nghiên cứu về đầu tƣ vào vốn con ngƣời, qua một khái niệm trung tâm là suất sinh lợi của

-2-

việc đi học. Ƣớc tính suất sinh lợi của việc đi học là một trong những kết quả của hàm thu

nhập Mincer, đƣợc phát triển từ những năm 1958, 1974.

So sánh suất sinh lợi của việc đi học giữa GVPT và những ngƣời lao động có cùng

trình độ làm các nghề nghiệp khác trong xã hội có thể cho một lời giải thích có căn cứ chắc

chắn hơn về vấn đề: Có phải các GVPT đang hƣởng lƣơng thấp so với công ăn học hay

không?

1.2. Mục tiêu nghiên cứu

Mục tiêu nghiên cứu của đề tài là: Sử dụng mô hình kinh tế lƣợng để ƣớc lƣợng

suất sinh lợi của việc đi học của các GVPT so với suất sinh lợi của việc đi học của các lao

động làm các công việc khác có cùng trình độ trung cấp chuyên nghiệp trở lên. Trên cơ sở

kết quả nghiên cứu tôi thảo luận gợi ý chính sách cho giải pháp về vấn đề lƣơng giáo viên

phổ thông.

1.3. Câu hỏi nghiên cứu

Câu hỏi nghiên cứu chính của đề tài là: Suất sinh lợi của việc đi học của các

GVPT có khác biệt về mặt ý nghĩa thống kê so với suất sinh lợi của việc đi học của

những người lao động có cùng trình độ làm các công việc khác hay không?

1.4. Nội dung nghiên cứu

Nội dung nghiên cứu của đề tài là:

Chọn mẫu từ dữ liệu Khảo sát Mức sống Hộ gia đình năm 2008 và năm 2010.

Xây dựng mô hình, tiến hành ƣớc lƣợng và kiểm định các giả thuyết thống kê

Dựa trên các kết quả định lƣợng này để thảo luận gợi ý chính sách nhƣng không

đi vào các khuyến nghị chính sách cụ thể.

1.5. Phạm vi nghiên cứu

Phạm vi nghiên cứu của đề tài đƣợc xác định nhƣ sau: Về mặt nội dung đề tài chỉ

quan tâm đến suất sinh lợi cá nhân, không quan tâm đến suất sinh lợi xã hội; Về phƣơng

pháp đề tài chỉ sử dụng hàm thu nhập Mincer; Về nguồn số liệu đề tài chỉ sử dụng cơ sở dữ

liệu Điều tra Mức sống Hộ gia đình (VHLSS) năm 2008 và năm 2010.

-3-

1.6. Cấu trúc luận văn

Chƣơng 1. Giới thiệu

Chƣơng 2. Cơ sở lý thuyết

Chƣơng 3. Mô tả số liệu

Chƣơng 4. Kết quả ƣớc lƣợng

Kết luận, khuyến nghị

-4-

CHƢƠNG 2

CƠ SỞ LÝ THUYẾT

2.1. Hàm thu nhập – vốn con ngƣời của Mincer

Năng lực và phẩm chất của từng cá nhân con ngƣời có yếu tố bẩm sinh, nhƣng

đƣợc hình thành qua học tập rèn luyện là chủ yếu. Quá trình học tập đó đƣợc các nhà kinh

tế học nhìn nhận nhƣ là “những chi tiêu (sự hy sinh) để kiến tạo các tài sản phục vụ sản

xuất đƣợc tích tụ trong con ngƣời từ đó tạo ra dịch vụ trong tƣơng lai” (Schultz 1972, tr.

2). “Các tài sản phục vụ sản xuất đƣợc tích tụ trong con ngƣời” đó chính là “vốn con

ngƣời”, và cũng nhƣ các nguồn vốn vật chất khác, vốn con ngƣời là “nguồn gốc của thu

nhập trong tƣơng lai” (Schultz 1972, tr. 5).

Từ khái niệm vốn con ngƣời, việc đi học và vào đại học, đào tạo bồi dƣỡng tại nơi

làm việc, và một số hình thức khác đƣợc xem nhƣ là đầu tƣ vào vốn con ngƣời. Cũng nhƣ

các hoạt động đầu tƣ vật chất khác, đầu tƣ vào vốn con ngƣời chỉ đƣợc tiến hành nếu lợi

nhuận kỳ vọng từ đầu tƣ (suất sinh lợi nội tại ròng) là lớn hơn so với lãi suất thị trƣờng

(Blundell, Dearden, Meghir, và Sianesi 1999, tr. 2).

Sử dụng phƣơng pháp phân tích chi phí và lợi ích trong một số hình thức đầu tƣ

vào vốn con ngƣời nhƣ giáo dục phổ thông và bồi dƣỡng ngƣời lao động tại nơi làm việc,

Becker đã chỉ ra “Suất sinh lợi của việc đầu tƣ vào vốn con ngƣời là một tỷ suất chiết khấu

r làm cân bằng giá trị hiện tại của chi phí đầu tƣ và giá trị hiện tại của lợi nhuận bị bỏ qua ”

(Becker 1975, tr. 47).

Ngày nay, để tính suất sinh lợi của giáo dục, phƣơng pháp phân tích chi phí và lợi

nhuận ít đƣợc sử dụng. Các nghiên cứu thực nghiệm ƣớc tính suất sinh lợi của việc đi học

chủ yếu sử dụng hàm thu nhập – vốn con ngƣời của Mincer. Hàm thu nhập – vốn con

ngƣời của Mincer ban đầu có dạng:

(2.1) ln Ys = ln Y0 + rs

Với Ys : thu nhập hàng năm của một người có s năm đi học

Y0 : thu nhập hàng năm của một người không đi học

r : suất sinh lợi của việc đi học (Mincer 1974, tr. 9-11).

-5-

Để phản ánh tác động đến thu nhập của sự tích lũy kinh nghiệm và kỹ năng của

ngƣời lao động sau thời gian đi học, hàm thu nhập – vốn con ngƣời của Mincer đƣợc phát

triển thành dạng:

“Với Et là tổng thu nhập hàng năm của một ngƣời lao động có s năm đi học và t năm kinh

nghiệm; E0 là tổng thu nhập hàng năm của một ngƣời không đi học; r là suất sinh lợi của

việc đi học. Nếu kinh nghiệm làm việc đƣợc liên tục và bắt đầu ngay sau khi kết thúc việc

học, thì kinh nghiệm làm việc tƣơng đƣơng với tuổi hiện tại trừ tuổi lúc hoàn thành việc

học, hay t = A-s-b, với A là độ tuổi hiện tại, và b là độ tuổi bắt đầu đi học” (Mincer 1974,

t - t2 (2.2) ln Et = ln E0 + rs +

tr. 84).

Dấu của hệ số ƣớc lƣợng của biến số năm đi học đƣợc kỳ vọng là dấu dƣơng do

“mối quan hệ đồng biến giữa số năm đi học và tiền lƣơng đƣợc xem là ảnh hƣởng tích lũy

của giáo dục lên năng suất lao động” (Mincer 1974, tr. 5). Hệ số ƣớc lƣợng của biến số

năm đi học đƣợc xem là suất sinh lợi của việc đi học phải thông qua giả định các cá nhân

không khác biệt về năng lực bẩm sinh. Dấu của hệ số của biến số năm kinh nghiệm làm

việc đƣợc kỳ vọng là dấu dƣơng và dấu của hệ số của biến số năm kinh nghiệm bình

phƣơng đƣợc kỳ vọng là dấu âm. Thời gian làm việc đƣợc xem là thời gian đầu tƣ cho tích

lũy kinh nghiệm (cũng là đầu tƣ vào vốn con ngƣời) và có tác động gia tăng thu nhập

nhƣng tốc độ gia tăng đó sẽ giảm dần (Nguyễn Xuân Thành, 2006).

Một số giả định đằng sau mô hình Mincer đƣợc tóm lƣợc nhƣ sau: 1) Trị số đo

lƣờng thu nhập nắm bắt đƣợc đầy đủ lợi nhuận từ đầu tƣ; 2) Duy nhất chi phí của việc học

là thu nhập bị bỏ qua; 3) Thời gian đi học là tách biệt so với thời gian làm việc; 4) Độ dài

thời gian làm việc trong cuộc đời độc lập với độ dài của thời gian học hành; 5) Việc học

hành xảy ra trƣớc việc đi làm; 6) Nền kinh tế ở trong trạng thái dừng không có sự tăng

trƣởng năng suất và tiền lƣơng bất kỳ (Bjorklund, Kjellstro m 2000, tr.195-197).

Khái niệm suất sinh lợi của việc đi học không chỉ đƣợc nghiên cứu ở cấp độ cá

nhân mà còn có thể mở rộng ở cấp độ xã hội để giải quyết các nhiệm vụ nghiên cứu khác

nhau. Suất sinh lợi ở cấp độ xã hội phải đƣợc ƣớc tính dựa trên sự bao gồm các chi phí

khác ngoài chi phí mà cá nhân phải trả cho việc học, và lợi ích phải đƣợc tính bao gồm các

yếu tố ngoại tác của giáo dục. Suất sinh lợi của giáo dục cũng có thể đƣợc ƣớc tính từ cách

tiếp cận vĩ mô với mỗi quốc gia là một quan sát, với Y và S lần lƣợt là thu nhập trung bình

và số năm đi học trung bình của từng quốc gia (Psacharopoulos và Patrinos 2004, tr. 2,

-6-

3,13). Bảng 2.1 minh họa tóm lƣợc các xu hƣớng tiếp cận khác nhau trong ƣớc tính suất

sinh lợi của việc đi học.

Bảng 2.1. Tiếp cận ƣớc tính suất sinh lợi

Bản chất các

Cơ sở dữ liệu

Kết quả thực nghiệm

Phƣơng pháp, cách tiếp cận

lợi ích

Chiết khấu đầy đủ

Tiền tệ thị

Dữ liệu vi mô

Suất sinh lợi cá nhân

Hàm thu nhập của Mincer

Suất sinh lợi xã hội quy

trƣờng

mô hẹp

Tổng chi phí

Tài khoản

Dữ liệu vĩ mô

Đóng góp cho tăng

Kế toán tăng trƣởng trong phạm

trƣởng

vi quốc gia

tiền tệ quốc

gia

Hồi quy bảng dữ liệu xuyên quốc

gia

Xã hội rộng

Vi mô, vĩ mô kết

Lợi ích phi thị trƣờng

Định giá ngẫu nhiên

khắp

hợp

Ngoại tác

Lý thuyết tăng trƣởng mới

Nguồn: Psacharopoulos, Patrinos (2004, tr. 2).

Các nghiên cứu ƣớc tính suất sinh lợi của việc đi học có vai trò quan trọng trong

chính sách công. Psacharopoulos, Patrinos cho rằng “suất sinh lợi của việc đi học là một

chỉ số hữu ích về năng suất của giáo dục” (2004, tr. 24). Do đó, suất sinh lợi của việc đi

học phải là một chỉ số quan trọng cần đề cập trong các vấn đề về phát triển và bình đẳng xã

hội. Belzil cho rằng suất sinh lợi của việc đi học “đóng vai trò trung tâm trong các mô hình

kinh tế vi mô về tích lũy nguồn vốn con ngƣời, và rất quan trọng trong các tài liệu nghiên

cứu thực nghiệm về tăng trƣởng” (2006, tr. 3). Chính vì nhu cầu tham khảo về suất sinh lợi

của giáo dục của các nhà làm chính sách mà “ngày càng có nhiều chính phủ và các tổ chức

tài trợ cho các nghiên cứu về suất sinh lợi của giáo dục cùng với các nghiên cứu khác, để

hƣớng dẫn các quyết định chính sách vĩ mô về tổ chức và tài chính của cải cách giáo dục”

(Psacharopoulos, Patrinos 2004, tr. 24).

-7-

2.2. Một số nghiên cứu thực nghiệm sử dụng hàm Mincer

2.2.1. Các nghiên cứu quốc tế

Nhƣ đã trình bày, khái niệm suất sinh lợi của việc đi học có thể đƣợc hiểu ở cấp độ

cá nhân hoặc mở rộng đến cấp độ xã hội, phƣơng pháp ƣớc tính suất sinh lợi của việc đi

học có thể sử dụng dữ liệu vi mô hoặc vĩ mô. Vì thế mỗi công trình nghiên cứu ƣớc lƣợng

suất sinh lợi của việc đi học đề cập đến một bài toán đầu tƣ có bối cảnh, đối tƣợng khác

nhau, và có thể giải thích các vấn đề chính sách khác nhau. Để giải quyết các nhiệm vụ

nghiên cứu khác nhau đó, nhiều dạng hàm thu nhập khác đã đƣợc phát triển. Phổ biến nhất

là dạng hàm ƣớc tính suất sinh lợi của việc đạt đƣợc các bằng cấp ở các cấp học khác nhau:

2 +εi

(2.3) lnWi = α + βpDp + βsDs + βuDu + γ1EXi - γ2 Exi

Với W là tiền lương;

D là biến giả mà chỉ số dưới của nó biểu thị trình độ học vấn, biến cơ sở là người

không có trình độ tiểu học;

EX là số năm kinh nghiệm làm việc.

Nghiên cứu của Psacharopoulos, Patrinos (2004) là một công trình khá toàn diện về

hai phƣơng diện lý thuyết và thực nghiệm. Phần hồi cứu tài liệu thể hiện một tầm nhìn rất

bao quát khi lƣợc điểm kết quả và phân loại khuynh hƣớng nghiên cứu của hàng trăm công

trình nghiên cứu có trƣớc. Phần thực nghiệm cho kết quả ƣớc tính suất sinh lợi xã hội, suất

sinh lợi cá nhân, suất sinh lợi gộp chung của các bằng cấp tiểu học, trung học, đại học ở

một số quốc gia tiêu biểu, các khu vực, và tính chung cho toàn thế giới. Nghiên cứu này sử

dụng phƣơng trình 2.3 để ƣớc tính suất sinh lợi của việc đi học.

Theo kết quả của nghiên cứu này, suất sinh lợi cá nhân của bằng tiểu học, trung

học, và đại học ở Việt Nam đƣợc ƣớc lƣợng lần lƣợt là 11,0%, 4,00%, và 3,00% (số liệu

năm 1992) thấp nhất trong bảng các quốc gia đang phát triển nhƣ Trung Quốc 18,0%,

13,0%, và 15,0% (số liệu năm 1993); Bolivia 20,0%, 6,00%, và 19,0% (số liệu năm 1990).

Các trị số suất sinh lợi của Việt Nam cũng rất thấp nếu so sánh với khu vực châu Á là

20,0%, 15,8%, và 18,2%; khu vực OECD 13,4%, 11,3%, và 11,6%, hay toàn thế giới

26,6%, 17,0%, và 19,0% (Psacharopoulos, Patrinos 2004, tr. 17, 19). Từ kết quả nghiên

cứu này, hai tác giả khẳng định là xã hội đang đầu tƣ vào vốn con ngƣời dƣới mức cần

thiết, và khuyến cáo chính sách công cần khuyến khích, thúc đẩy đầu tƣ vào vốn con

-8-

ngƣời, và đảm bảo các gia đình thu nhập thấp thực hiện các đầu tƣ này (Psacharopoulos,

Patrinos 2004, tr. 23, 24).

Nhiều công trình nghiên cứu ƣớc lƣợng suất sinh lợi của việc đi học đã phát triển

các dạng hàm Mincer khác bằng cách đƣa các biến giả vào phƣơng trình 2.2 hoặc 2.3.

Nghiên cứu ƣớc lƣợng suất sinh lợi của giáo dục ở Singapore của Yong, Heng,

Thangavelu và Wong (2007) chú trọng vào sự khác biệt suất sinh lợi giữa hai xu hƣớng

học tập khác nhau là lấy bằng cao đẳng kỹ thuật hoặc lấy bằng đại học. Nghiên cứu này

tiến hành ƣớc lƣợng dựa trên phƣơng trình Mincer cơ bản, phƣơng trình Mincer cho các

bằng cấp ở các cấp học khác nhau, và phƣơng trình Mincer với các biến giả cho hai xu

hƣớng học tập khác nhau là lấy bằng cao đẳng kỹ thuật hoặc lấy bằng đại học.

Kết quả ƣớc lƣợng từ phƣơng trình Mincer cơ bản (phƣơng trình 2.2) cho thấy suất

sinh lợi của mỗi năm đi học của Singapore vào năm 2004 là 13,7%. Kết quả ƣớc lƣợng từ

phƣơng trình Mincer cho việc đạt đƣợc các bằng cấp ở các cấp học khác nhau (phƣơng

trình 2.3) cho thấy mỗi năm học để hoàn thành bằng đại học làm gia tăng tỷ lệ tiền lƣơng

18,7% với số liệu năm 2004. Kết quả ƣớc lƣợng từ việc đƣa thêm vào mô hình Mincer các

biến nhằm phân biệt các ngành học khác nhau cho thấy các ngành kỹ thuật có suất sinh lợi

cao hơn các ngành nghệ thuật. Suất sinh lợi của các ngành học lấy bằng đại học nói chung

cao hơn so với suất sinh lợi của các ngành học không lấy bằng đại học. Các tác giả kết luận

rằng trong bối cảnh chuyển đổi sang nền kinh tế tri thức của Singapore, giáo dục vẫn sẽ

tiếp tục là một kênh đầu tƣ hấp dẫn của các cá nhân (Yong, Heng, Thangavelu, Wong

2007).

Tôi đặc biệt quan tâm đến phƣơng pháp của các nghiên cứu ƣớc tính so sánh suất

sinh lợi của các ngành học khác nhau. Về bản chất, khác biệt suất sinh lợi của giáo viên

với các nghề nghiệp khác trong xã hội chính là khác biệt suất sinh lợi của các ngành đào

tạo. Nghiên cứu của Daly, Lewis, Corliss và Heaslip đã ƣớc lƣợng suất sinh lợi cá nhân

của các bằng đại học ở Australia. Kết quả suất sinh lợi của bằng đại học 4 năm ngành giáo

dục là 11,0% (đối với nam) và 10,0% (đối với nữ). Suất sinh lợi của ngành giáo dục chỉ

cao hơn so với các ngành khoa học nhân văn và kiến trúc. Các ngành nha khoa, kinh tế,

công nghệ thông tin, luật, và thƣơng mại đứng đầu bảng với tỷ suất sinh lợi từ 17,0% đến

20,0%.

Đối với bằng thạc sỹ, suất sinh lợi của ngành giáo dục là 6,00% (đối với nam) và

13,0% (đối với nữ), chỉ kém so với các ngành ở vị trí đầu bảng là điều dƣỡng 13,0% (cả

-9-

nam và nữ), khoa học nhân văn 10,0% (đối với nam) và 11,0% (đối với nữ), vƣợt xa các

ngành khoa học tự nhiên, toán và thống kê, kiến trúc, y tế cộng đồng (Daly, Lewis, Corliss,

và Heaslip). Kết quả nghiên cứu này gợi ý rằng việc tiếp tục học sau đại học có thể là một

sự đầu tƣ hấp dẫn đối với những ngƣời học ngành giáo dục, mặc dù ngành học này có suất

sinh lời không hấp dẫn với bằng cấp ở bậc đại học. Tôi sẽ lƣu ý đến sự khác biệt suất sinh

lợi của bằng đại học và bằng sau đại học của các GVPT trong nghiên cứu của mình.

Tôi cũng chú ý đến nghiên cứu ƣớc tính suất sinh lợi của việc đi học ở Hoa Kỳ,

Italia, và Canada. Nghiên cứu này đƣa thêm vào phƣơng trình 2.2 các biến giả về giới tính,

nghề quản lý và chuyên gia, sống ở thành phố lớn, làm việc ở khu vực công, và các biến

tƣơng tác để kiểm tra tác động của các yếu tố này lên suất sinh lợi của việc đi học. Mô hình

nhƣ sau:

lny = b0 + b1s + b2x + b3x2 + b4dl + b5dng + b6dw + a1z1 + a2z2 + a3z3 + e (2.4)

Với y là thu nhập từ lao động,

s là số năm đi học,

x là số năm kinh nghiệm làm việc,

dl là biến giả nơi cư trú (dl =1 là thành phố lớn, dl = 0 là thành phố nhỏ, nông thôn),

dng là biến giả khu vực làm việc (dng = 1 là khu vực tư, dng = 0 là khu vực công),

dw là biến giả loại nghề nghiệp (dw =1 nghề quản lý, chuyên gia, dw = 0 nghề khác)

z1 = s*dw là ảnh hưởng kết hợp của việc học và nghề nghiệp,

z2 = s*dl là ảnh hưởng kết hợp của việc học và nơi cư trú

z3 = s*dng ảnh hưởng kết hợp của việc học và khu vực làm việc

Kết quả ƣớc lƣợng suất sinh lợi của việc đi học của Hoa Kỳ là 7,50% (số liệu năm

1994), Canada là 4,30% (số liệu năm 1994), và Italia là 4,20% (số liệu năm 1995). Một

trong các kết quả ƣớc lƣợng đƣợc báo cáo là đối với những ngƣời làm nghề quả n lý và

chuyên gia trong khu vực tƣ, sống ở thành phố lớn, suất sinh lợi lên đến 8,70% đối với phụ

nữ Italia, và hơn 9,00% đối với các trƣờng hợp còn lại (nam giới Italia, nam và nữ công

dân Hoa Kỳ, Canada) (De Bartolo 1999).

2.2.2. Các nghiên cứu về Việt Nam

Theo Moock, Patrinos, và Venkataraman (1998), sau một thời gian dài gián đoạn

kể từ nghiên cứu của Stroup và Hargrove thực hiện năm 1969 chỉ với số liệu về miền Nam

Việt Nam, đến năm 1998 nghiên cứu ƣớc tính suất sinh lợi giáo dục Việt Nam mới đƣợc

-10-

thực hiện trở lại. Nghiên sứu suất sinh lợi của giáo dục Việt Nam lần đầu tiên sau Đổi Mới

sử dụng cơ sở dữ liệu Điều tra Mức sống Dân cƣ Việt Nam (VLSS) 1992-1993. Nghiên

cứu này sử dụng phƣơng trình 2.2 và 2.3, biến phụ thuộc là logarit tiền lƣơng tháng, với

“logarit số giờ làm việc mỗi tuần đƣợc đƣa vào phƣơng trình hồi quy nhƣ một yếu tố bù

đắp” (Moock, Patrinos, và Venkataraman 1998, tr.5). Kết quả suất sinh lợi của một năm đi học tăng thêm ở Việt Nam đƣợc ƣớc lƣợng là 4,80%, hệ số xác định R2 là 11,2%. Suất sinh

lợi của bằng tiểu học đƣợc ƣớc lƣợng là 13,4%, bằng trung học là 32,5%, bằng học nghề là 20,7%, và bằng đại học là 43,7%, với R2 là 12,4%. Nếu hồi quy riêng, suất sinh lợi của việc đi học ở miền bắc là 8,20% với R2 là 11,3%, miền nam là 7,80% với R2 là 17,7%.

Các tác giả nhận định rằng suất sinh lợi của Việt Nam thấp hơn chuẩn chung của

thế giới. Điều đó có thể do số liệu bị méo mó vì một trong các lý do là sự chi trả tiền lƣơng

trong khu vực công phản ánh một hệ quả của chính sách trong quá khứ, đó là t ất cả những

ngƣời tốt nghiệp trung học và đại học hầu hết đƣợc phân công công tác vào khu vực công.

Các tác giả tiên đoán rằng suất sinh lợi sẽ tăng cao hơn khi cải cách thị trƣờng của Việt

Nam tiếp tục đƣợc thực hiện. Một dấu hiệu có thể nhận thấy là suất sinh lợi cao hơn trong

quần thể những ngƣời trẻ hơn. Hơn nữa, đó cũng kinh nghiệm của các nền kinh tế chỉ huy

đã chuyển đổi mạnh mẽ sang cơ chế thị trƣờng (Moock, Patrinos, và Venkataraman 1998,

tr.23).

Nghiên cứu của Ngân hàng Thế giới sử dụng cơ sở dữ liệu VLSS 1992-1993 và

1997-1998, chủ yếu tập trung vào đánh giá tác động của tiền lƣơng lên sự bất bình đẳng và

tăng trƣởng thu nhập, trong giai đoạn tăng trƣởng nhanh sau cải cách thị trƣờng của Việt

Nam. Nghiên cứu này sử dụng phƣơng trình 2.2 với biến phụ thuộc là tiền lƣơng hàng

tháng và đƣa ra kết quả ƣớc lƣợng suất sinh lợi của mỗi năm đi học tăng thêm là 2,90%

(năm 1993) và 5,00% (năm 1998). Kết quả này đƣợc nhận định là rất thấp so với số liệu

ƣớc tính trong thập niên 1980 cho các quốc gia đang phát triển ở Châu Á, Châu Phi, và Châu Mỹ Latin. Đặc biệt hệ số xác định R2 của hồi quy trong các nghiên cứu về Việt Nam thƣờng thấp, trong nghiên cứu này R2 là 4,00% (hồi quy số liệu năm 1993) và 8,00% (số

liệu năm 1998) (Gallup 2002, tr.7).

Nghiên cứu của Nguyễn Xuân Thành (2006) với cơ sở dữ liệu VLSS 2002, suất sinh lợi của việc đi học ở Việt Nam đƣợc ƣớc tính là 7,30% với R2 hiệu chỉnh là 17,0%.

Nghiên cứu này sử dụng phƣơng trình 2.2 với biến phụ thuộc là tiền lƣơng một giờ lao

động dƣới dạng logarit. Khi các biến giả về giới tính, địa bàn cƣ trú, việc làm nông nghiệp,

-11-

thành phần sở hữu đƣợc đƣa vào phƣơng trình 2.2, suất sinh lợi của việc đi học chỉ còn là 4,52%, với R2 hiệu chỉnh tăng lên 24,0%. Gắn liền với bối cảnh cải cách giáo dục Việt

Nam trong thời điểm thu thập số liệu, tác giả giải thích và khuyến cáo sự thận trọng khi

giải thích kết quả ƣớc lƣợng.

2.3. Xây dựng mô hình ƣớc lƣợng

2.3.1. Xây dựng mô hình xuất phát từ phƣơng trình Mincer cơ bản

Để ƣớc tính và so sánh suất sinh lợi của GVPT với những ngƣời lao động làm các

công việc khác, tôi sẽ tiến hành hồi quy dữ liệu theo mô hình hàm thu nhập – vốn con

ngƣời (phƣơng trình 2.2, còn gọi là phƣơng trình Mincer cơ bản). Biến phụ thuộc là tiền

lƣơng 12 tháng làm công việc chính dƣới dạng logarit. Các biến độc lập đƣợc giữ nguyên

nhƣ mô hình Mincer cơ bản:

2

- ln(lương năm) = β0 + β1 Số năm đi học +

(2.5)

Sau khi tiến hành các hồi quy theo phƣơng trình 2.5, tôi so sánh trị số β1 trong kết

quả hồi quy dữ liệu GVPT với trị số β1 trong kết quả hồi quy dữ liệu những ngƣời lao động

có trình độ làm các công việc khác. Nếu các kết quả hồi quy và kiểm định cho thấy suất

sinh lợi của việc đi học của các GVPT và của những ngƣời lao động khác là khác nhau, tôi

sẽ xây dựng mô hình mới để xem xét liệu có phải chính yếu tố “giáo viên phổ thông” đã

tác động kéo giảm ảnh hƣởng của việc đi học lên tiền lƣơng hay không. Mô hình đƣợc xây

dựng nhƣ sau:

2 + β4 GVPT + β5 GVPT * Số năm đi học (2 .6)

- ln(lương năm) = β0 + β1 Số năm đi học +

Trong mô hình mới xây dựng, tôi dùng biến phụ thuộc là tiền lƣơng 12 tháng dƣới

dạng logarit. Các biến độc lập bao gồm các biến độc lập của phƣơng trình 2.2 và biến giả

về công việc chính là giáo viên phổ thông, biến tƣơng tác đo lƣờng tác động của yếu tố

GVPT lên suất sinh lợi của việc đi học. Các biến độc lập trong mô hình 2.6 đƣợc trình bày

trong bảng 2.2.

Tôi tập hợp các quan sát là GVPT và những ngƣời lao động đã qua đào tạo làm các

công việc khác, kế tiếp tiến hành hồi quy dữ liệu đã tập hợp theo mô hình mới xây dựng

(phƣơng trình 2.6). Dấu và giá trị của hệ số của biến tƣơng tác sẽ cho biết tác động thuận

-12-

hay nghịch chiều của việc là GVPT lên suất sinh lợi của việc đi học. P-value của biến

tƣơng tác sẽ cho biết tác động này có ý nghĩa thống kê hay không. Tác động này phản ánh

sự tăng hoặc giảm suất sinh lợi của việc đi học các giáo viên phổ thông.

Bƣớc tiếp theo tôi sẽ sử dụng các kiểm định kiểm tra sai số thiếu biến, đo lƣờng độ

mạnh của hiện tƣợng đa cộng tuyến, và phát hiện hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi để kiểm

chứng tính thích hợp của mô hình mới xây dựng.

Tôi sẽ tiếp tục đƣa thêm vào phƣơng trình 2.6 các biế n giả về nơi cƣ trú, giới tính,

và các biến tƣơng tác về tác động của nơi cƣ trú, giới tính lên suất sinh lợi của việc đi học.

Mô hình 2.6 trở thành mô hình 2.7 nhƣ sau:

2 + β4 GVPT + β5 GVPT * Số năm đi học+

- ln (lương năm) = β0 + β1 Số năm đi học +

β6 Nơi cư trú + β7 Nơi cư trú * Số năm đi học+ β8 Giới tính + β9 Giới

tính * Số năm đi học (2.7)

Tôi tiến hành hồi quy dữ liệu đã tập hợp theo mô hình mới xây dựng (phƣơng trình

2.7). Dấu và giá trị của hệ số của biến tƣơng tác sẽ cho biết tác động thuận hay nghịch

chiều của nơi cƣ trú và giới tính lên suất sinh lợi của việc đi học. P-value của biến tƣơng

tác sẽ cho biết tác động này có ý nghĩa thống kê hay không. Tác động này phản ánh sự

tăng hay giảm suất sinh lợi của việc đi học của các đối tƣợng khác biệt về phƣơng diện

giới tính và nơi cƣ trú.

-13-

Bảng 2.2. Các biến độc lập đƣa vào mô hình 2.6 và 2.7

Biến

Định nghĩa

Đơn vị

Hệ số

Dấu

kỳ vọng

tính

Số năm đi học

Số năm đi học của cá nhân đƣợc quan sát

năm

+

β1

Kinh nghiệm làm

Số năm kinh nghiệm làm việc của cá nhân

năm

+

β2

việc

đƣợc quan sát

Kinh nghiệm làm

Bình phƣơng số năm kinh nghiệm làm việc

năm

-

β3

việc bình phƣơng

của cá nhân đƣợc quan sát

Giáo viên phổ

Là biến giả về công việc chính là GVPT

+

β4

thông

(có = 1, không = 0)

Giáo viên phổ

Là biến tƣơng tác đo lƣờng tác động của

-/+

β5

thông_Số năm đi

yếu tố “giáo viên phổ thông” lên suất sinh

học

lợi của việc đi học.

Nơi cƣ trú (*)

Là biến giả về nơi cƣ trú (thành phố lớn =

+

β6

1, thành phố nhỏ, nông thôn = 0)

Nơi cƣ trú_Số năm

Là biến tƣơng tác đo lƣờng tác động của

+

β7

đi học (*)

yếu tố “nơi cƣ trú” lên suất sinh lợi của

việc đi học.

Giới tính (*)

Là biến giả về giới tính (Nữ = 1, nam = 0)

-

β8

Giới tính_Số năm

Là biến tƣơng tác đo lƣờng tác động của

-

β9

đi học (*)

yếu tố “giới tính” lên suất sinh lợi của việc

đi học

Ghi chú: Biến có dấu (*) chỉ có trong mô hình 2.7

2.3.2. Xây dựng mô hình xuất phát từ phƣơng trình Mincer ƣớc tính suất sinh lợi cho

các bằng cấp ở các cấp học khác nhau

Phƣơng trình Mincer ƣớc tính suất sinh lợi cho các bằng cấp ở các cấp học khác

nhau là phƣơng trình 2.3. Trong nghiên cứu này, tôi không quan tâm đến suất sinh lời của

các cấp học phổ thông mà đặc biệt quan tâm đến việc các GVPT có bằng cấp đại học và sau

đại học ảnh hƣởng nhƣ thế nào đến tiền lƣơng của họ. Vì vậy tôi biến đổi phƣơng trình 2.3

thành phƣơng trình 2.8, với biến phụ thuộc là tiền lƣơng 12 tháng dƣới dạng logarit. Các

biến giả về việc có sở hữu bằng đại học hoặc bằng sau đại học. Biến cơ sở là chƣa có bằng

đại học.

-14-

ln (lương năm) = β0 + β1 Đại học + β2 Sau đại học + β3 Kinh nghiệm làm việc –

(2.8) β4 Kinh nghiệm làm việc2

Sau khi tiến hành các hồi quy theo phƣơng trình 2.8, tôi so sánh các trị số β1, β2

trong kết quả hồi quy dữ liệu GVPT với các trị số β1, β2 trong kết quả hồi quy dữ liệu

những ngƣời lao động có trình độ làm các công việc khác. Nếu các kết quả hồi quy và

kiểm định cho thấy suất sinh lợi của bằng đại học và bằng sau đại học của các GVPT khác

biệt có ý nghĩa thống kê với những ngƣời lao động khác, tôi sẽ xây dựng mô hình mới để

xem xét liệu có phải chính yếu tố “giáo viên phổ thông” đã tác động kéo giảm ảnh hƣởng

của việc sở hữu bằng đại học và sau đại học lên tiền lƣơng hay không.

Mô hình đƣợc xây dựng nhƣ sau:

ln(lương năm) = β0 + β1 Đại học + β2 Sau đại học + β3 Kinh nghiệm làm việc - β4 Kinh nghiệm làm việc2 + β5 GVPT + β6 GVPT * Đại học + β7 GVPT *

Sau đại học (2.9)

Biến phụ thuộc là tiền lƣơng 12 tháng dƣới dạng logarit. Các biế n độc lập bao gồm:

Kinh nghiệm làm việc và kinh nghiệm làm việc bình phƣơng, các biến giả về việc có bằng

đại học và bằng sau đại học, biến giả về công việc chính là giáo viên phổ thông, các biến

tƣơng tác đo lƣờng tác động của yếu tố GVPT lên suất sinh lợi của bằng đại học và bằng

sau đại học. Các biến độc lập trong phƣơng trình 2.9 đƣợc trình bày trong bảng 2.3.

Tôi cũng tập hợp các quan sát là GVPT và những ngƣời lao động đã qua đào tạo

và hồi quy theo mô hình mới xây dựng (phƣơng trình 2.9). Dấu và giá trị của hệ số của

biến tƣơng tác sẽ cho biết tác động thuận hay nghịch chiều của việc là GVPT lên suất sinh

lợi của việc sở hữu bằng cấp. P-value của biến tƣơng tác sẽ cho biết tác động này có ý

nghĩa thống kê hay không. Tác động này phản ánh sự tăng hay giảm suất sinh lợi của các

GVPT có bằng đại học hoặc bằng sau đại học.

Tiếp theo tôi cũng sẽ sử dụng các kiểm định kiểm tra sai số thiếu biến, đo lƣờng độ

mạnh của hiện tƣợng đa cộng tuyến, và phát hiện hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi để kiểm

chứng tính thích hợp của mô hình mới xây dựng. Các kết quả hồi quy trong quá trình xây

dựng mô hình đƣợc trình bày ở chƣơng 4.

-15-

Bảng 2.3. Các biến độc lập trong mô hình 2.8 và 2.9

Biến

Định nghĩa

Đơn

Hệ số

Dấu

vị

kỳ vọng

tính

Đại học

Là biến giả về bằng cấp cao nhất là bằng

+

β1

đại học (có = 1, không = 0)

Sau đại học

Là biến giả về bằng thạc sỹ hoặc tiến sỹ

+

β2

(có = 1, không = 0)

Kinh nghiệm

Kinh nghiệm làm việc của cá nhân đƣợc

năm

+

β3

làm việc

quan sát

Kinh nghiệm làm việc bình phƣơng

năm

-

β4

Kinh nghiệm làm việc2

GVPT (*)

Là biến giả về công việc chính là GVPT

+

β5

(có = 1, không = 0)

Giáo viên phổ

Là biến tƣơng tác đo lƣờng tác động của

-/+

β6

thông_Đại học

yếu tố “Giáo viên phổ thông” lên suất sinh

(*)

lợi của việc có bằng đại học

Giáo viên phổ

Là biến tƣơng tác đo lƣờng tác động của

-/+

β7

thông_Sau đại

yếu tố “Giáo viên phổ thông” lên suất sinh

học (*)

lợi của việc có bằng sau đại học

Ghi chú: Biến có dấu (*) chỉ có trong mô hình 2.9

-16-

CHƢƠNG 3

MÔ TẢ SỐ LIỆU

3.1. Nguồn dữ liệu

Nguồn dữ liệu của đề tài là cơ sở dữ liệu Khảo sát Mức sống Hộ gia đình (VHLSS)

năm 2008 và năm 2010. Mẫu khảo sát của VHLSS năm 2008 là 36.756 hộ gia đình trên địa

bàn của 3.063 xã / phƣờng. Kết quả khảo sát đã thu đƣợc dữ liệu của 38.253 cá nhân. Mẫu

khảo sát của VHLSS năm 2010 đƣợc chọn từ mẫu thiết kế cho cuộc Tổng Điều tra Dân số

nhà ở năm 2009. Cách thức chọn mẫu đƣợc tiến hành qua hai bƣớc: Bƣớc đầu chọn 3.063

địa bàn điều tra (bao gồm 734 địa bàn thành thị và 2.329 địa bàn nông thôn) từ mẫu chủ

theo phƣơng pháp ngẫu nhiên hệ thống; Bƣớc tiếp theo mỗi địa bàn chọn 15 hộ gia đình

(có 12 hộ khảo sát chính thức và 3 hộ dự phòng). Kết quả khảo sát đã thu đƣợc dữ liệu của

37.012 cá nhân.

3.2. Tiến trình chọn mẫu

Từ cơ sở dữ liệu 38.253 quan sát của VHLSS năm 2008 và 37.012 quan sát của

VHLSS năm 2010, tôi chọn ra tất cả những ngƣời lao động làm công ăn lƣơng. Những

ngƣời này phải có việc làm vào thời gian đƣợc khảo sát, có nhận tiền lƣơng tiền công từ

công việc của mình. Một yêu cầu nữa là phải có đầy đủ thông tin về tuổi, giới tính, trình

độ, mô tả ngành nghề, sản phẩm của các công việc đang làm trong 12 tháng qua, thời gian

làm việc, và thu nhập từ các công việc đó. Những ngƣời đƣợc chọn sẽ đƣợc phân vào ba

nhóm.

Nhóm thứ nhất bao gồm các giáo viên phổ thông. Tôi thiết đặt bốn điề u kiện để

chọn lọc dữ liệu của nhóm này nhƣ sau: Thứ nhất là phải có thông tin mô tả công việc

chính là đang giảng dạy ở các trƣờng phổ thông (tiểu học, trung học cơ sở, và trung học

phổ thông). Những ngƣời là hiệu trƣởng, hiệu phó các trƣờng phổ thông khô ng nằm trong

nhóm này vì đặc điểm lao động của ngƣời quản lý rất khác biệt với đặc điểm lao động của

các giáo viên. Thứ hai là phải có trình độ trung học chuyên nghiệp trở lên. Do yêu cầu

chuẩn hóa đội ngũ giáo viên tiểu học đã đƣợc ngành giáo dục đặt ra từ lâu và công tác

chuẩn hóa giáo viên tiểu học đã đƣợc các trƣờng sƣ phạm thực hiện một thời gian dài trƣớc

-17-

đây, nên các giáo viên tiểu học ngày nay hầu hết phải có bằng trung học sƣ phạm trở lên.

Thứ ba là tuổi đời từ 20 tuổi đến 59 tuổi. Đây là điều kiện tuổi tác đảm bảm để các giáo

viên ít nhất có trình độ 12+2 và nghỉ hƣu theo luật Lao động. Thứ tƣ là lƣơng tháng từ

1.004.000 đồng trở lên (số liệu năm 2008) và từ 1.375.000 đồng trở lên (theo số liệu năm

2010). Yêu cầu này đƣợc đặt ra để loại ra khỏi mẫu những trƣờng hợp giáo viên hợp đồng

dạy một số môn năng khiếu chƣa đủ điều kiện để đƣợc tuyển dụng chính thức. Tất cả

những điều kiện này đƣợc thiết đặt để đảm bảo dữ liệu đƣợc chọn lọc tốt và có tính tin cậy

cao.

Nhóm thứ hai bao gồm những ngƣời làm công ăn lƣơng đáp ứng ba điều kiện sau:

Thứ nhất là có công việc chính không phải là giáo viên phổ thông; Thứ hai là trình độ từ

trung học chuyên nghiệp trở lên; Thứ ba là tuổi đời từ 20 đến 59.

Nhóm thứ ba bao gồm những ngƣời làm công ăn lƣơng thỏa mãn ba điều kiện: Thứ

nhất là có công việc chính không phải là giáo viên phổ thông; Thứ hai là có ít hơn 14 năm

đi học; Thứ ba là tuổi đời từ 15 đến 59.

Việc chọn mẫu nghiên cứu của đề tài từ một cơ sở dữ liệu lớn giúp đảm bảo đƣợc

yêu cầu cỡ mẫu lớn, tính ngẫu nhiên, và tính đại diện cho dân số cả nƣớc nhƣng lại rất tiết

kiệm. Trong đề tài này tôi có các mẫu cỡ lớn với số quan sát trên 300 đến trên 5.000; phân

bổ trên khắp 62, 63, hoặc 64 tỉnh / thành. Đây là các mẫu rất khó tập hợp và không thể lấy

đƣợc thông tin nếu cá nhân tự tổ chức điều tra khảo sát.

Việc chọn mẫu tách biệt ba nhóm đối tƣợng ngƣời tham gia trong nghiên cứu này

là thích hợp với thiết kế nghiên cứu so sánh thời gian làm việc, tiền lƣơng, và suất sinh lợi

của GVPT với những ngƣời lao động khác trong xã hội. Các phân tích trong đề tài này chủ

yếu là so sánh giữa nhóm GVPT với những ngƣời lao động đã qua đào tạo

3.3. Phƣơng pháp và công cụ thu thập dữ liệ u

Theo Phƣơng án Khảo sát Mức sống Hộ gia đình, cuộc khảo sát áp dụng phƣơng án

phỏng vấn trực tiếp. Các điều tra viên phải đến tận nhà các hộ gia đình đã đƣợc chọn. Họ

trực tiếp phỏng vấn chủ hộ và các thành viên, và ghi chép vào các phiếu đƣợc chuẩn bị sẵn.

Bảng hỏi đƣợc thiết kế chi tiết, trình tự thủ tục phỏng vấn đƣợc quy định chặt chẽ để giảm

thiểu tối đa các sai sót trong quá trình điều tra.

-18-

Dữ liệu thu thập đƣợc bao gồm: Địa chỉ của hộ gia đình, các vấn đề về nhân khẩu

học (tuổi, giới tính, dân tộc, tình trạng hôn nhân), trình độ học vấn, việc làm, thời gian làm

việc, và thu nhập của từng ngƣời trong hộ gia đình, và các vấn đề khác.

Một số câu hỏi giúp thu thập thông tin về việc làm, thời gian làm việc, thu nhập

trong Khảo sát Mức sống Hộ gia đình năm 2008 nhƣ sau:

Trong 12 tháng qua, (Ông / Bà) có làm việc gì để tạo ra thu nhập, bao gồm

việc làm để nhận tiền lƣơng tiền công, tham gia với hộ hoặc tự làm các hoạt

động sản xuất kinh doanh dịch vụ không?

Công việc nào chiếm nhiều thời gian nhất của (Ông / Bà) trong 12 tháng

qua?

Tên cơ quan / đơn vị (Ông / Bà) (nếu có), và mô tả nhiệm vụ, sản phẩm

chính của cơ quan/đơn vị nơi (Ông / Bà) làm công việc đó?

(Ông / Bà) làm việc này bao nhiêu tháng trong 12 tháng qua?

(Ông / Bà) làm việc này bao nhiêu ngày trong 30 ngày qua?

Trung bình (Ông / Bà) đã làm việc này mỗi ngày bao nhiêu giờ?

(Ông / Bà) làm việc này bao nhiêu năm?

(Ông / Bà) làm việc cho Nhà nƣớc, hay tổ chức, cá nhân nào?

Trong 12 tháng qua, (Ông / Bà) đã nhận đƣợc bao nhiêu tiền lƣơng tiền

công kể cả hiện vật từ công việc này?

Ngoài tiền lƣơng tiền công, (Ông / Bà) còn nhận đƣợc bao nhiêu tiền mặt và

trị giá hiện vật từ các khoản lễ tết, trợ cấp xã hội, trợ cấp thai sản, tiền lƣu

trú đi công tác trong ngoài nƣớc, và các khoản khác?

Trên đây là các câu hỏi điều tra về công việc chính, bao gồm điều tra về bản chất

công việc, thời gian làm việc, và thu nhập. Công việc chính đƣợc xem là công việc chiếm

nhiều thời gian làm việc nhất. Những câu hỏi này đƣợc lặp lại để điều tra về công việc phụ

thứ nhất (nếu có). Đối với công việc phụ thứ hai thì điều tra vắn tắt hơn, ví dụ nội dung câu

hỏi là “nhận đƣợc bao nhiêu tiền từ công việc này” mà không hỏi chi tiết từng khoản.

Công cụ Khảo sát Mức sống Hộ gia đình đã giúp thu thập những thông tin rất thích

hợp với yêu cầu về dữ liệu của đề tài. Đặc biệt là thông tin về thu nhập của các thành viên

trong hộ gia đình. Các thông tin về thu nhập rất rõ ràng về mức thu nhập, và đặc biệt là thu

nhập phân theo nguồn thu, đó là thu nhập từ tiền lƣơng tiền công (bao gồm tiền lƣơng làm

-19-

công việc chính, tiền công làm công việc phụ), và thu nhập từ các hoạt động tự sản xuất

kinh doanh khác. Thời gian làm việc cũng rất tách biệt giữa thời gian làm công việc chính

và các công việc phụ.

Ngoài ra, các vấn đề về đạo đức, vấn đề tự nguyện tham gia, và bảo mật thông tin

ngƣời tham gia trong nghiên cứu đƣợc tuân thủ chặt chẽ. Trong dữ liệu có địa chỉ hộ gia

đình nhƣng đã đƣợc mã hóa nên tránh đƣợc các lạm dụng những thông tin có thể là nhạy

cảm của các cá nhân ngƣời tham gia trong nghiên cứu.

Điều đáng tiếc duy nhất là dữ liệu Khảo sát Mức sống Hộ gia đình đã không cung

cấp thông tin về ngành học đã đƣợc đào tạo của những ngƣời lao động. Thông tin mà

ngƣời nghiên cứu mong muốn có đã không đƣợc điều tra, đây cũng là một hạn chế thƣờng

thấy khi sử dụng dữ liệu thứ cấp trong nghiên cứu.

3.4. Mô tả mẫu

3.4.1. Công việc chính của những ngƣời tham gia trong nghiên cứu

Nhƣ đã trình bày ở phần công cụ thu thập dữ liệu, công việc chính đƣợc điều tra

trong cơ sở dữ liệu VHLSS là công việc chiếm nhiều thời gian làm việc nhất của những

ngƣời làm công ăn lƣơng. Đề tài này chủ yếu phân tích dữ liệu về công việc chính.

Nhóm GVPT bao gồm những ngƣời có mô tả công việc chính là giáo viên đang

giảng dạy ở trƣờng phổ thông. Số liệu năm 2008 GVPT có 354 ngƣời với 143 giáo viên

tiểu học, 123 giáo viên trung học cơ sở, 39 giáo viên trung học phổ thông, 49 giáo viên

trƣờng phổ thông đa cấp học. Các giáo viên này đang sống và làm việc tại 62 tỉnh / thành.

Ở mỗi thành phố lớn có khoảng 10 ngƣời, ở các tỉnh có một vài đại diện mỗi tỉnh. Số liệu

năm 2010 có 359 GVPT với cơ cấu thành phần và địa bàn phân bố tƣơng tự. (Xin xem

biểu đồ minh họa ở phần phụ lục 1).

Nhóm những ngƣời lao động đã qua đào tạo làm các nghề nghiệp khác bao gồm

1.412 ngƣời (số liệu năm 2008) và 1.717 ngƣời (số liệu năm 2010). Nhóm này đƣợc phân

bố trên 64 tỉnh / thành, nhƣng phân bố không đồng đều, có lẽ tùy theo sức hút lao động làm

công ăn lƣơng do nhịp độ tăng trƣởng kinh tế ở các tỉnh. Ví dụ, Hà Nội có 145 ngƣời,

Thành phố Hồ Chí Minh có 132 ngƣời, Trà Vinh chỉ có 2 ngƣời (số liệu năm 2008). Nhóm

những ngƣời lao động đã qua đào tạo này làm việc ở nhiều vị trí công việc khác nhau, từ

nhân viên đến chuyên viên, chuyên gia, quản lý. Vào thời điểm khảo sát, họ đang làm việc

-20-

trong 79 ngành có mã ngành khác nhau bao gồm sản xuất, kinh doanh, dịch vụ, văn hóa xã

hội, trong cả khu vực công và khu vực tƣ.

Nhóm những ngƣời lao động chƣa qua đào tạo bao gồm 5.055 ngƣời (số liệu năm

2008) và 5.237 ngƣời (số liệu năm 2010). Nhóm này đƣợc phân bố trên 64 tỉnh / thành,

nhƣng cũng phân bố không đồng đều. Họ tập trung đông nhất ở các thành phố lớn và các

khu công nghiệp, cả ở các vùng nông thôn nơi có sử dụng lao động làm thuê nông nghiệp.

Ví dụ, Thành phố Hồ Chí Minh có 273 ngƣời, Đồng Nai có 167 ngƣời, và An Giang 167

ngƣời (số liệu năm 2008). Có hai ngành tập trung đông nhất những ngƣời lao động chƣa

qua đào tạo là nông nghiệp và hoạt động dịch vụ có liên quan có 774 ngƣời, và xây dựng

nhà các loại có 981 ngƣời (số liệu năm 2008). Những ngƣời lao động chƣa qua đào tạo làm

các nghề chủ yếu là lao động giản đơn trong nông lâm nghiệp và dịch vụ liên quan có

1.211 ngƣời, lao động giản đơn bán hàng và làm dịch vụ có 822 ngƣời, thợ chế biến lƣơng

thực thực phẩm, đồ gỗ, hàng dệt may da giày có 625 ngƣời, và thợ xây dựng có 572 ngƣời

(số liệu năm 2008).

3.4.2. Trình độ học vấn của những ngƣời tham gia trong nghiên cứu

3.4.2.1. Bằng cấp cao nhất của những ngƣời tham gia trong nghiên cứu

Những ngƣời lao động chƣa qua đào tạo trong nghiên cứu này, một cách tƣơng đối,

trong 10 ngƣời sẽ có 2 ngƣời không có bằng cấp, 3 ngƣời có bằng tiểu học, 3 ngƣời có

bằng trung học cơ sở, và 2 ngƣời có bằng trung học phổ thông. Có khoảng 10% trong

nhóm này có bằng học nghề nhƣng tất cả họ đều có ít hơn 14 năm đi học. (Xin xem thêm

bảng số liệu ở phụ lục 2).

Trong hai nhóm còn lại thì những ngƣời lao động đã qua đào tạo làm các công việc

khác có tỷ lệ sở hữu bằng đại học và sau đại học cao hơn so với các GVPT theo số liệu

năm 2008. Số liệu năm 2010 thì các GVPT có tỷ lệ sở hữu bằng đại học và thạc sỹ cao hơn

nhóm những ngƣời làm các công việc khác. (Xin xem bảng so sánh tỷ lệ sở hữu bằng đại

học và sau đại học của hai nhóm ở phụ lục 3). Không có GVPT có bằng tiến sỹ trong số

liệu năm 2008 và năm 2010.

3.4.2.2. Số năm đi học của những ngƣời tham gia trong nghiên cứu

Số năm đi học là một khái niệm mấu chốt trong việc so sánh suất sinh lời của việc

đi học. Số năm đi học đƣợc tính một cách tƣơng đối là dùng giá trị của biến học hết lớp

-21-

cộng thêm số năm hoàn thành bằng cấp cao nhất đã có. Giả định đi cùng với cách tính này

là không có cá nhân nào có hơn một bằng cấp ở cùng một cấp học. Vì nhóm ngƣời lao

động chƣa qua đào tạo đã thua kém hẳn về số năm đi học, nên tôi chỉ so sánh số năm đi

học giữa nhóm GVPT và nhóm những ngƣời lao động đã qua đào tạo.

Để so sánh các phân bố điểm số khác nhau, bƣớc đầu tiên là xe m xét các phân bố

có phân phối chuẩn hay không. Phân phối chuẩn có skewness tiến đến 0 và kurtosis tiến

đến 3. Tôi dùng kiểm định sktest với giả thuyết H0 là các trị số này tiến đến giá trị của

phân phối chuẩn. Biểu đồ histogram của phân bố điểm số với đƣờng phân phối chuẩn đi

kèm cung cấp hình ảnh trực quan về hình dạng của phân bố. Nếu phân bố điểm số không

có phân phối chuẩn, trung vị đƣợc dùng thay cho trung bình và độ lệch chuẩn để so sánh.

Kiểm định phi tham số Wilcoxon rank sum test (dùng cho hai mẫu độc lập) hoặc kiểm định

Kruskal-Wallis (cho nhiều mẫu độc lập) cho biết các khác biệt có ý nghĩa thống kê hay

không.

Theo số liệu năm 2008, số năm đi học của GVPT không có phân phối chuẩn với

skewness là 0,71 (p < 0,001) và kurtosis là 5,97 (p < 0,001). Số năm đi học của những

ngƣời lao động đã qua đào tạo cũng không có phân phối chuẩn với skewness là 0,81 (p <

0,001) và kurtosis là 4,03 (p < 0,001). Trung vị số năm đi học của nhóm GVPT và nhóm

ngƣời lao động đã qua đào tạo đều là 15 năm. Kiểm định Wlicoxo n rank sum test cho thấy

nhóm GVPT có số năm đi học cao hơn nhóm những ngƣời lao động đã qua đào tạo

(W = 1,211E6 thuộc về miền bác bỏ). (Xin xem các biểu đồ ở phụ lục 4 và kết quả kiểm

định ở phụ lục 5)

Theo số liệu năm 2010, số năm đi học của GVPT không có phân phối chuẩn với

skewness là 0,29 (p = 0,0232) và kurtosis là 3,79 (p = 0,0123). Số năm đi học của những

ngƣời lao động đã qua đào tạo cũng không có phân phối chuẩn với skewness là 0,61 (p <

0,001) và kurtosis là 3,14 (p = 0,2202). Trung vị số năm đi học của nhóm GVPT và nhóm

ngƣời lao động đã qua đào tạo đều là 15 năm (số liệu năm 2008 và 2010). Kiểm định

Wlicoxon rank sum test cho thấy nhóm GVPT có số năm đi học cao hơn nhóm những

ngƣời lao động đã qua đào tạo (W = 1721957, p < 0,001). (Xin xem các biểu đồ ở phụ

lục 6 và kết quả kiểm định ở phụ lục 7).

-22-

3.4.3. Thời gian làm công việc chính của những ngƣời tham gia trong nghiên cứu

Tổng số giờ làm công việc chính trong 12 tháng qua là tiêu chí đƣợc sử dụng để so

sánh thời gian làm việc giữa giáo viên và các nhóm ngƣời lao động khác. Đây là thời gian

làm việc bắt buộc để đƣợc hƣởng tiền lƣơng, tiền công từ công việc chính. Thời gian làm

các công việc phụ để có thêm thu nhập có tính tự nguyện nhiều hơn và không đƣợc xem

xét trong đề tài này.

Số giờ làm việc 12 tháng có cách tính khác nhau giữa cơ sở dữ liệu 2008 và 2010.

Với số liệu năm 2008 thì số giờ làm việc 12 tháng đƣợc tính là số tháng làm việc trong 12

tháng qua nhân với số ngày làm việc trong 30 ngày qua nhân với số giờ làm việc trung

bình mỗi ngày. Với số liệu năm 2010 thì số giờ làm việc 12 tháng đƣợc tính là số ngày làm

việc trong 12 tháng qua nhân với số giờ làm việc trung bình mỗi ngày. Đề tài sẽ tiến hành

so sánh số giờ làm việc 12 tháng của ba nhóm ngƣời lao động.

Theo số liệu năm 2008, số giờ làm việc trong 12 tháng qua của nhóm GVPT không

có phân bố chuẩn với skewness là - 0,51 (p = 0,0002) và kurtosis là 2,71 (p = 0,2430).

Trung vị số giờ làm việc 12 tháng của nhóm GVPT là 1872 giờ. Số giờ làm việc trong 12

tháng qua của nhóm những ngƣời lao động đã qua đào tạo cũng không có phân bố chuẩn

với skewness là - 0,76 (p < 0,001) và kurtosis là 6,33 (p < 0,001). Trung vị số giờ làm việc

12 tháng của nhóm ngƣời lao động đã qua đào tạo là 2112 giờ. Số giờ làm việc trong 12

tháng qua của nhóm những ngƣời lao động chƣa qua đào tạo xấp xỉ phân bố chuẩn với

skewness là – 0,00 (p = 0,9581 ) và kurtosis là 2,75 (p < 0,001). Trung vị số giờ làm việc

12 tháng của nhóm ngƣời lao động chƣa qua đào tạo là 1925 giờ, trung bình là 1899, và độ

= 187,949, p < 0,001. (Xin xem phụ

lệch chuẩn là 810. Kiểm định Kruskal-Wallis cho thấy số giờ làm việc 12 tháng của nhóm GVPT là thấp nhất trong cả ba nhóm với X2

lục 8, 9).

Theo số liệu năm 2010, số giờ làm việc trong 12 tháng qua của nhóm GVPT không

có phân bố chuẩn với skewness là – 0,58 (p < 0,001) và kurtosis là 3,01 (p = 0,8187).

Trung vị số giờ làm việc 12 tháng của nhóm GVPT là 1800 giờ. Số giờ làm việc trong 12

tháng qua của nhóm những ngƣời lao động đã qua đào tạo cũng không có phân bố chuẩn

với skewness là – 0,87 (p < 0,001 ) và kurtosis là 6,97 (p < 0,001). Trung vị số giờ làm

việc 12 tháng của nhóm ngƣời lao động đã qua đào tạo là 2112 giờ. Số giờ làm việc trong

12 tháng qua của nhóm những ngƣời lao động chƣa qua đào tạo không có phân bố chuẩn

-23-

với skewness là 0,089 (p = 0,0088) và kurtosis là 2,69 (p < 0,001). Trung vị số giờ làm

việc 12 tháng của nhóm ngƣời lao động chƣa qua đào tạo là 2000 giờ. Kiểm định Kruskal-

= 162,626, p < 0,001. (Xin xem phụ lục 10, 11).

Wallis cho thấy số giờ làm việc 12 tháng của nhóm GVPT là thấp nhất trong cả ba nhóm với X2

2150

2100

2050

2000

1950

1900

Số giờ làm việc 12 tháng (năm 2008)

1850

1800

Số giờ làm việc 12 tháng (năm 2010)

1750

1700

1650

1600

GVPT

Lao động đã đào tạo

Lao động chƣa đào tạo

Biểu đồ 3.1. Số giờ làm việc 12 tháng của ba nhóm ngƣời lao động

3.4.4. Tiền lƣơng làm công việc chính của những ngƣời tham gia trong nghiên cứu

Để so sánh tiền lƣơng làm công việc chính của những nhóm ngƣời tham gia trong

nghiên cứu đề tài sử dụng hai tiêu chí là tiền lƣơng một tháng và tiền lƣơng một giờ lao

động. Tiền lƣơng một tháng có ý nghĩa thực tế đối với đời sống ngƣời lao động. Tiền

lƣơng một giờ lao động phản ánh rõ nhất giá của lao động. Trong dữ liệu năm 2008, tiền

lƣơng một tháng đƣợc tính bằng tiền lƣơng tiền công nhận đƣợc trong 12 tháng qua chia

cho số tháng làm công việc chính trong thời gian 12 tháng qua. Trong dữ liệu năm 2010

tiền lƣơng tiền công một tháng đã đƣợc khảo sát. Tiền lƣơng một giờ lao động bằng tiền

lƣơng một tháng chia cho số giờ thực tế làm công việc chính trong một tháng.

3.4.4.1. Tiền lƣơng một tháng của những ngƣời tham gia trong nghiên cứu

Theo số liệu năm 2008, tiền lƣơng một tháng của nhóm GVPT không có phân bố

chuẩn với skewness là 1,17 (p < 0,001) và kurtosis là 5,59 (p < 0,001). Trung vị tiền lƣơng

một tháng của nhóm GVPT là 2.568.725 đồng. Tiền lƣơng một tháng của nhóm những

-24-

ngƣời lao động đã qua đào tạo cũng không có phân bố chuẩn với skewness là 8,68 (p <

0,001) và kurtosis là 125 (p < 0,001). Trung vị tiền lƣơng một tháng của nhóm ngƣời lao

động đã qua đào tạo là 2.009.250 đồng. Tiền lƣơng một tháng của nhóm những ngƣời lao

động chƣa qua đào tạo không có phân bố chuẩn với skewness là 3,36 (p < 0,001) và

kurtosis là 29,1 (p < 0,001). Trung vị tiền lƣơng một tháng của nhóm ngƣời lao động chƣa

qua đào tạo là 1.132.583 đồng. Kiểm định Kruskal-Wallis cho thấy tiền lƣơng một tháng của nhóm GVPT là cao nhất trong cả ba nhóm với X2 = 1386,164, p < 0,001. (Xin xem

phụ lục 12, 13).

Theo số liệu năm 2010, tiền lƣơng một tháng của nhóm GVPT không có phân bố

chuẩn với skewness là 0,68 (p < 0,001) và kurtosis là 3,58 (p = 0,0413). Trung vị tiền

lƣơng một tháng của nhóm GVPT là 3.000.000 đồng. Tiền lƣơng một tháng của nhóm

những ngƣời lao động đã qua đào tạo cũng không có phân bố chuẩn với skewness là 4,45

(p < 0,001) và kurtosis là 35,8 (p < 0,001). Trung vị tiền lƣơng một tháng của nhóm ngƣời

lao động đã qua đào tạo là 3.000.000 đồng. Tiền lƣơng một tháng của nhóm những ngƣời

lao động chƣa qua đào tạo không có phân bố chuẩn với skewness là 3,12 (p <0,001) và

kurtosis là 28,3 (p < 0,001). Trung vị tiền lƣơng một tháng của nhóm ngƣời lao động chƣa

qua đào tạo là 1.800.000 đồng. Kiểm định Kruskal-Wallis cho thấy tiền lƣơng một tháng của nhóm GVPT là cao nhất trong cả ba nhóm với X2 = 1356,485, p < 0,001. (Xin xem

phụ lục 14, 15).

3500000

3000000

2500000

2000000

1500000

Tiền lƣơng một tháng (năm 2008)

1000000

500000

Tiền lƣơng một tháng (năm 2010)

0

GVPT

Lao động đã đào tạo

Lao động chƣa đào tạo

Biểu đồ 3.2. Tiền lƣơng một tháng của ba nhóm ngƣời lao động

-25-

Một điều đáng chú ý là: Về phƣơng diện tập thể, lƣơng tháng của GVPT cao hơn

lƣơng tháng của những ngƣời lao động đã qua đào tạo làm các công việc khác. Nhƣng, về

phƣơng diện cá nhân, các GVPT dƣờng nhƣ không bao giờ có cơ hội nhận lƣơng lớn nhƣ

những ngƣời làm các nghề khác. Lƣơng tháng của GVPT tối đa chỉ là 7.346.182 đồng (và

6.800.000 đồng theo số liệu năm 2010). Trong khi đó, những ngƣời làm nghề khác có

lƣơng tháng tối đa đến 50.426.170 đồng (và 40.000.000 đồng theo số liệu năm 2010).

3.4.4.2. Tiền lƣơng một giờ lao động của những ngƣời tham gia trong nghiên cứu

Theo số liệu năm 2008, tiền lƣơng một giờ lao động của nhóm GVPT không có

phân bố chuẩn với skewness là 0,69 (p < 0,001) và kurtosis là 4,08 (p < 0,001). Trung vị

tiền lƣơng một giờ của nhóm GVPT là 15.100 đồng. Tiền lƣơng một giờ lao động của

nhóm những ngƣời lao động đã qua đào tạo cũng không có phân bố chuẩn với skewness là

9,34 (p < 0,001 ) và kurtosis là 132 (p < 0,001). Trung vị tiền lƣơng một giờ của nhóm

ngƣời lao động đã qua đào tạo là 10.700 đồng. Tiền lƣơng một giờ lao động của nhóm

những ngƣời lao động chƣa qua đào tạo không có phân bố chuẩn với skewness là 7,74 (p <

0,001) và kurtosis là 117 (p < 0,001). Trung vị tiền lƣơng một giờ của nhóm ngƣời lao

động chƣa qua đào tạo là 6.010 đồng. Kiểm định Kruskal-Wallis cho thấy tiền lƣơng một giờ lao động của nhóm GVPT là cao nhất trong cả ba nhóm với X2 = 1404,918, p <

0,001. (Xin xem phụ lục 16, 17).

Theo số liệu năm 2010, tiền lƣơng một giờ lao động của nhóm GVPT không có

phân bố chuẩn với skewness là 9,29 (p < 0,001) và kurtosis là 124 (p < 0,001). Trung vị

tiền lƣơng một giờ của nhóm GVPT là 20.300 đồng. Tiền lƣơng một giờ lao động của

nhóm những ngƣời lao động đã qua đào tạo cũng không có phân bố chuẩn với skewness là

6,06 (p < 0,001 ) và kurtosis là 71,1 (p < 0,001). Trung vị tiền lƣơng một giờ của nhóm

ngƣời lao động đã qua đào tạo là 16.200 đồng. Tiền lƣơng một giờ lao động của nhóm

những ngƣời lao động chƣa qua đào tạo không có p hân bố chuẩn với skewness là 12,0 (p <

0,001) và kurtosis là 281 (p < 0,001). Trung vị tiền lƣơng một giờ của nhóm ngƣời lao

động chƣa qua đào tạo là 9.620 đồng. Kiểm định Kruskal-Wallis cho thấy tiền lƣơng một giờ lao động của nhóm GVPT là cao nhất trong cả ba nhóm với X2 = 1514,037, p <

0,001. (Xin xem phụ lục 18, 19).

-26-

25000

20000

15000

Tiền lƣơng một giờ (năm 2008)

10000

Tiền lƣơng một giờ (năm 2010)

5000

0

GVPT

Lao động đã đào tạo

Lao động chưa đào tạo

Biểu đồ 3.3. Tiền lƣơng một giờ lao động của ba nhóm ngƣời lao động

-27-

CHƢƠNG 4

KẾT QUẢ ƢỚC LƢỢNG

4.1. Suất sinh lợi của việc đi học của GVPT thấp hơn so với những ngƣời lao động đã

qua đào tạo làm các công việc khác

Để ƣớc tính suất sinh lợi của việc đi học của các nhóm ngƣời tham gia trong nghiên

cứu này, tôi hồi quy dữ liệu theo phƣơng trình 2.5 (nhƣ đã trình bày ở phần 2.3.1).

2

(2.5)

- ln(lương năm) = β0 + β1 Số năm đi học +

Tôi thực hiện 8 hồi quy theo phƣơng trình 2.5 là: 1) Nhóm giáo viên phổ thông, số

liệu năm 2008; 2) Nhóm ngƣời lao động đã qua đào tạo làm các nghề khác, số liệu năm

2008; 3) Nhóm ngƣời lao động chƣa qua đào tạo, số liệu năm 2008; 4) Dữ liệu tập hợp

GVPT và ngƣời lao động đã đào tạo, số liệu năm 2008; 5) Nhóm giáo viên phổ thông, số

liệu năm 2010; 6) Nhóm ngƣời lao động đã qua đào tạo làm các nghề khác, số liệu năm

2010; 7) Nhóm ngƣời lao động chƣa qua đào tạo, số liệu năm 2010; 8) Dữ liệu tập hợp

GVPT và ngƣời lao động đã đào tạo, số liệu năm 2010.

Bảng 4.1. Tổng hợp kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.5 (số liệu năm 2008)

Biến độc lập

Hệ số ƣớc lƣợng

GVPT

Lao động đã

Lao động chƣa

GVPT và lao động đã

(2008)

đào tạo (2008)

đào tạo (2008)

đào tạo (2008)

Số năm đi học

.0663041

.2395003

.0449936

.219251

(0.000)

(0.000)

(0.000)

(0.000)

Kinh nghiệm làm

.0219192

.0487223

.0342648

.0473658

việc

(0.001)

(0.000)

(0.000)

(0.000)

Kinh nghiệm làm

0.00

-.0010406

-.0007096

-.0009345

việc bình phƣơng

(0.969)

(0.000)

(0.000)

(0.000)

Tung độ góc

8.950587

6.125924

8.82177

6.440238

(0.000)

(0.000)

(0.000)

(0.000)

Số quan sát (N)

354

1412

5055

1766

R2 hiệu chỉnh

0.3588

0.2203

0.0833

0.2248

Ghi chú: Trị số trong dấu ngoặc () là p-value

-28-

Bảng 4.2. Tổng hợp kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.5 (số liệu năm 2010)

Biến độc lập

Hệ số ƣớc lƣợng

GVPT

Lao động đã đào

Lao động chƣa

GVPT và lao động đã

(2010)

tạo (2010)

đào tạo (2010)

đào tạo (2010)

Số năm đi học

.0291527

.224045

.0422943

.1971663

(0.059)

(0.000)

(0.000)

(0.000)

Kinh nghiệm làm

.033958

.0437409

.0347758

.0424112

việc

(0.000)

(0.000)

(0.000)

(0.000)

Kinh nghiệm làm

-.0003869

-.000885

-.0007654

-.0007954

việc bình phƣơng

(0.016)

(0.000)

(0.000)

(0.000)

Tung độ góc

9.664111

6.744201

9.266441

7.12907

(0.000)

(0.000)

(0.000)

(0.000)

Số quan sát (N)

359

1717

5237

2076

R2 hiệu chỉnh

0.3803

0.2176

0.0762

0.2072

Ghi chú: Trị số trong dấu ngoặc () là p-value

Từ kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.5, một cách trực quan, suất sinh lợi của

việc đi học của GVPT cao hơn so với những ngƣời lao động chƣa qua đào tạo nhƣng thấp

hơn rất nhiều so với những ngƣời lao động đã qua đào tạo. Cụ thể, suất sinh lợi đi học của

GVPT là 6,63% (số liệu năm 2008) và 2,92% (số liệu năm 2010), suất sinh lợi của những

ngƣời chƣa qua đào tạo là 4,50% (số liệu năm 2008) và 4,23% (năm 2010), thì suất sinh lợi

của những ngƣời lao động đã qua đào tạo lên đến 23,95% (năm 2008) và 22,40% (năm

2010). Bảng 4.1 và 4.2 minh họa điều này. (Xin xem thêm phụ lục 20).

Để xem xét hệ số hồi quy theo phƣơng trình 2.5 của nhóm GVPT và ngƣời lao

động đã đƣợc đào tạo có thực sự khác biệt hay không, tôi dùng kiểm định Chow. Kiểm

định Chow có giả thuyết không là sự ổn định cấu trúc trong hồi quy theo phƣơng trình 2.5

cho nhóm GVPT và ngƣời lao động đã đào tạo. Kết quả kiểm định Chow với F = 12,8; p <

0,001 (số liệu năm 2008) và F = 12,1; p < 0,001 (số liệu năm 2010) cho phép bác bỏ các

giả thuyết không. (Xin xem thêm phụ lục 20). Tôi kết luận rằng các hệ số hồi quy theo

phƣơng trình 2.5 của nhóm GVPT và nhóm ngƣời lao động đã đào tạo là thực sự khác biệt.

Tuy nhiên, sự khác biệt này chƣa rõ là có phải do khác biệt về suất sinh lợi hay không. Để

có kết luận về vấn đề này, tôi dùng biến giả trong hồi quy theo phƣơng trình 2.6.

-29-

4.2. Kết quả hồi quy với biến giả cho thấy suất sinh lợi của việc đi học của GVPT

thấp hơn các lao động đã đào tạo làm các công việc khác là có ý nghĩa thống kê

Tôi hồi quy dữ liệu tập hợp theo phƣơng trình 2.6

2 + β4 GVPT + β5 GVPT * Số năm đi học (2.6)

- ln (lương năm) = β0 + β1 Số năm đi học +

Nhƣ đã trình bày ở phần 2.3.1, phƣơng trình 2.6 có biến giả về việc có phải là

GVPT hay không và biến tƣơng tác kiểm tra tác động của việc là GVPT lên suất sinh lợi

của việc đi học.

Bảng 4.3. Tổng hợp kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.6

Biến độc lập

Hệ số ƣớc lƣợng

Giáo viên và nghề khác

Giáo viên và nghề khác

2008

2010

Số năm đi học

.2397713

.2239248

(0.000)

(0.000)

Kinh nghiệm làm việc

.0439582

.0422227

(0.000)

(0.000)

Kinh nghiệm làm việc bình phƣơng

-.0008528

-.0008105

(0.000)

(0.000)

Giáo viên phổ thông

2.91855

3.210856

(Giáo viên = 1; nghề khác = 0)

(0.000)

(0.000)

Giáo viên phổ thông*Số năm đi học

-.1836486

-.2133178

(0.000)

(0.000)

Tung độ gốc

6.130612

6.745148

(0.000)

(0.000)

Số quan sát (N)

1766

2076

R2 hiệu chỉnh

0.2402

0.2221

Ghi chú: Trị số trong dấu ngoặc () là p-value

Kết quả hồi quy cho thấy cả hai, biến giả và biến tƣơng tác, đều có ý nghĩa thống

kê. Hệ số β4 thể hiện tác động chênh lệch của việc là GVPT lên tiền lƣơng. Dấu dƣơng của

của hệ số β4 cho thấy việc một ngƣời lao động là GVPT có ảnh hƣởng tích cực đến tiền

lƣơng cả năm của họ. Hệ số β5 thể hiện tác động của việc là GVPT lên ảnh hƣởng của số

năm đi học lên tiền lƣơng. Dấu âm của của hệ số β5 cho thấy việc một ngƣời lao động là

-30-

GVPT có ảnh hƣởng không tích cực đến ảnh hƣởng của số năm đi học lên t iền lƣơng cả

năm của họ. Cụ thể, yếu tố có công việc chính là GVPT sẽ làm giảm 18,4% (năm 2008) và

21,3% (năm 2010) ảnh hƣởng của số năm đi học lên tiền lƣơng cả năm. Nói cách khác,

suất sinh lợi của việc đi học của GVPT thấp hơn suất sinh lợi của việc đi học của ngƣời lao

động đã đào tạo là 18,4% (năm 2008) và 21,3% (năm 2010), và sự khác biệt này là có ý

nghĩa thống kê.

Kiểm định hettest cho thấy có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi trong các mô hình

hồi quy trên và đã đƣợc khắc phục bằng lệnh Robust trong Stata. (Xin xem phụ lục 21, 22).

4.3. Nơi cƣ trú và giới tính không có tác động lên suất sinh lợi của việc đi học

Phƣơng trình 2.7 với các biến giả về cƣ trú và giới tính nữ và các biến tƣơng tác

kiểm tra tác động của các biến giả này lên suất sinh lợi của việc đi học đã đƣợc trình bày ở

phần 2.3.1.

Tôi đã thực hiện hai hồi quy theo phƣơng trình 2.7 với dữ liệu tập hợp GVPT và

những ngƣời lao động đã qua đào tạo với số liệu năm 2008 và năm 2010. Kết quả cho thấy

các biến giả và các biến tƣơng tác nói trên không có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. (Xin xem

phụ lục 23).

-31-

Bảng 4.4.Tổng hợp kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.7

Biến độc lập

Hệ số ƣớc lƣợng

GVPT và nghề khác

GVPT và nghề khác

(2008)

(2010)

.1888778

Số năm đi học

.1717976

(0.000)

(0.000)

.0444039

Kinh nghiệm làm việc

.0400755

(0.000)

(0.000)

-.0008681

Kinh nghiệm làm việc bình phƣơng

-.0007455

(0.000)

(0.000)

2.961841

Giáo viên phổ thông

2.764668

(0.000)

(Giáo viên = 1; nghề khác = 0)

(0.000)

-.1804181

GVPT * Số năm đi học

-.1763333

(0.000)

(0.000)

-.6710302

Nữ giới

.0934123

(0.093)

(Nữ = 1; nam = 0)

(0.775)

.0352603

Nữ giới * Số năm đi học

-.0139583

(0.185)

(0.517)

.175371

Nơi cƣ trú

-.5490776

(0.713)

(Thành phố lớn = 1; khác = 0)

(0.153)

.0086472

Nơi cƣ trú * Số năm đi học

.0591367

(0.780)

(0.018)

6.876432

Tung độ gốc

7.492658

(0.000)

(0.000)

1766

Số quan sát (N)

2076

0.2832

R2 hiệu chỉnh

0.2896

Ghi chú: Trị số trong dấu ngoặc () là p-value

-32-

4.4. Suất sinh lợi của bằng đại học của GVPT rất thấp so với những ngƣời lao động

đã qua đào tạo làm các công việc khác

Để so sánh suất sinh lợi của bằng đại học và sau đại học của GVPT và những ngƣời

lao động làm các công việc khác tôi tiến hành hồi quy dữ liệu theo phƣơng trình 2.8 nhƣ

đã trình bày ở phần 2.3.2

ln (lương năm) = β0 + β1 Đại học + β2 Sau đại học + β3 Kinh nghiệm làm việc - β4

Kinh nghiệm làm việc2 (2.8)

Bảng 4.5. Tổng hợp kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.8

Biến độc

Hệ số ƣớc lƣợng

lập

GVPT

Lao động

Dữ liệu tập

GVPT

Lao động

Dữ liệu

(2008)

đã đào tạo

hợp (2008)

(2010)

đã đào tạo

tập hợp

(2008)

(2010)

(2010)

Đại học

.0603171

.513462

.4158303

.0456279

.4508343

.3733854

(0.051)

(0.000)

(0.000)

(0.074)

(0.000)

(0.000)

Sau đại

.5352028

.7354793

.6674177

.1604591

.8869174

.7531277

(0.001)

(0.000)

(0.000)

(0.046)

(0.000)

(0.000)

học

.0213075

.0488329

.0495317

.034187

.0423305

.0425973

Kinh

nghiệm

(0.002)

(0.000)

(0.000)

(0.000)

(0.000)

(0.000)

làm việc

Kinh

.0000153

-.0010638

-.0010095

-.0003947

-.0008655

-.0008128

(0.935)

(0.000)

(0.000)

(0.014)

(0.000)

(0.000)

nghiệm làm việc2

Tung độ

9.940606

9.508144

9.558881

10.08766

9.924086

9.9374

góc

(0.000)

(0.000)

(0.000)

(0.000)

(0.000)

(0.000)

Số quan

354

1412

1766

359

1717

2076

sát

0.3577

0.2254

0.2111

0.3831

0.2198

0.2036

R2 hiệu

chỉnh

Ghi chú: Trị số trong dấu ngoặc () là p-value

Phƣơng trình 2.8 đƣợc hồi quy sáu lần cho nhóm GVPT số liệu năm 2008, nhóm

ngƣời lao động làm nghề khác số liệu 2008, nhóm GVPT số liệu năm 2010, và nhóm

-33-

ngƣời lao động làm các nghề khác số liệu năm 2010, dữ liệu tập hợp năm 2008 và dữ liệu

tập hợp năm 2010.

Kết quả hồi quy cho thấy việc sở hữu bằng đại học giúp các giáo viên đƣợc tăng

6,03% (năm 2008) và 4,56% (năm 2010) tiền lƣơng cả năm so với những giáo viên không

có bằng đại học. Trong khi đó, những ngƣời không làm GVPT nếu có bằng đại học, lƣơng

cả năm của họ sẽ cao hơn 51,3% (năm 2008) và 45,1% (năm 2010) so với tiền lƣơng cả

năm của những ngƣời lao động đã qua đào tạo chƣa có bằng đại học không làm giáo viên

phổ thông.

Kết quả trên cho thấy không có sự cách biệt đáng kể về lƣơng của các GVPT có

bằng đại học so với các GVPT không có bằng đại học. Các giáo viên dạy trƣờng phổ thông

trung học bắt buộc phải có bằng đại học theo quy định tiêu chuẩn cán bộ công chức, nhƣng

tiền lƣơng của họ không bù đắp đƣợc chi phí này. Các giáo viên giảng dạy ở các trƣờng

trung học cơ sở và tiểu học nếu quyết định lấy bằng đại học sẽ là một sự đầu tƣ rủi ro xét

về phƣơng diện tiền tệ.

Các giáo viên có bằng sau đại học, tiền lƣơng cả năm của họ sẽ cao hơn những

giáo viên không có bằng đại học 53,5% (năm 2008) và 16,0% (năm 2010). Trong khi đó,

những ngƣời lao động đã qua đào tạo làm các nghề khác nếu có bằng sau đại học, tiền

lƣơng cả năm của họ sẽ cao hơn 73,5% (năm 2008) và 88,7% (năm 2010) so với những

ngƣời lao động đã qua đào tạo không có bằng đại học. Bảng 4.5 minh họa các nội dung

này. (Xin xem thêm phụ lục 24).

Một cách trực quan, suất sinh lợi của các bằng đại học và sau đại học của GVPT

thấp hơn so với những ngƣời lao động đã qua đào tạo. Để xem xét hệ số hồi quy theo

phƣơng trình 2.8 của nhóm GVPT và ngƣời lao động đã đƣợc đào tạo có thực sự khác biệt

hay không, tôi một lần nữa dùng kiểm định Chow. Giả thuyết không là sự ổn định cấu trúc

trong hồi quy theo phƣơng trình 2.8 cho nhóm GVPT và ngƣời lao động đã đào tạo. Kết

quả kiểm định với F = 23,7; p < 0,001 (số liệu năm 2008) và F = 16,1; p < 0,001 (số liệu

năm 2010) cho phép bác bỏ các giả thuyết không. (Xin xem thêm phụ lục 24). Tôi kết luận

rằng các hệ số hồi quy theo phƣơng trình 2.8 của nhóm GVPT và nhóm ngƣời lao động đã

đào tạo là thực sự khác biệt. Tuy nhiên, sự khác biệt này chƣa rõ là có phải do khác biệt về

suất sinh lợi của bằng đại học và bằng sau đại học hay không. Để có kết luận về vấn đề

này, tôi dùng biến giả trong hồi quy theo phƣơng trình 2.6.

-34-

4.5. Kết quả hồi quy với biến giả cho thấy khác biệt về suất sinh lợi của bằng đại học

và sau đại học là có ý nghĩa thống kê

Để xem xét liệu có phải khác biệt về suất sinh lợi của bằng đại học và sau đại học

giữa GVPT và những ngƣời lao động đã qua đào tạo là có ý nghĩa thống kê hay không, tôi

hồi quy dữ liệu tập hợp theo phƣơng trình 2.9 (nhƣ đã trình bày trong phần 2.3.2.

Ln(lương năm) = β0 + β1 Đại học + β2 Sau đại học + β3 Kinh nghiệm làm việc - β4 Kinh

nghiệm làm việc2 + β5 GVPT + β6 GVPT * Đại học + β7 GVPT * Sau

đại học (2.9)

Bảng 4.6. Tổng hợp kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.9

Biến độc lập

Hệ số ƣớc lƣợng

GVPT và nghề khác

GVPT và nghề khác

2008

2010

Đại học

.5125305

.449742

(bằng cấp cao nhất là Đại học = 1, khác = 0)

(0.000)

(0.000)

Sau đại học

.7393256

.885802

(Thạc sỹ, tiến sỹ = 1, khác = 0)

(0.000)

(0.000)

Kinh nghiệm làm việc

.0439412

.0410548

(0.000)

(0.000)

Kinh nghiệm làm việc bình phƣơng

-.0008701

-.0007944

(0.000)

(0.000)

Giáo viên phổ thông

.3685446

.198853

(GVPT = 1, khác = 0)

(0.000)

(0.000)

GVPT * Đại học

-.4572137

-.4307992

(0.000)

(0.000)

GVPT * Sau đại học

-.2565357

-.7579403

(0.454)

(0.000)

Tung độ gốc

9.517144

9.921322

(0.000)

(0.000)

Số quan sát

1766

2076

R2 hiệu chỉnh

0.2441

0.2238

Ghi chú: Trị số trong dấu ngoặc () là p-value

-35-

Ngoại trừ biến tƣơng tác GVPT * Sau đại học trong mô hình hồi quy số liệu năm

2008 không có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, các biến mới đƣa vào phƣơng trình đều có ý

nghĩa thống kê.

Hệ số β5 thể hiện tác động chênh lệch của việc là GVPT lên tiền lƣơng. Dấu dƣơng

của của hệ số β5 cho thấy việc một ngƣời lao động là GVPT có ảnh hƣởng tích cực đến tiền

lƣơng cả năm của họ.

Hệ số β6 thể hiện tác động của việc là GVPT lên ảnh hƣởng của việc sở hữu bằng

đại học lên tiền lƣơng. Dấu âm của của hệ số β6 cho thấy việc một ngƣời lao động là GVPT

có ảnh hƣởng không tích cực đến ảnh hƣởng của bằng đại học lên tiền lƣơng cả năm của

họ. Cụ thể, yếu tố có công việc chính là GVPT sẽ làm giảm 45,7% (năm 2008) và 43,1%

(năm 2010) ảnh hƣởng của việc sở hữu bằng đại học lên tiền lƣơng cả năm. Nói cách khác,

suất sinh lợi của bằng đại học của GVPT thấp hơn suất sinh lợi của bằng đại học của ngƣời

lao động đã đào tạo là 45,7% (năm 2008) và 43,1% (năm 2010), và sự khác biệt này là có ý

nghĩa thống kê.

Hệ số β7 thể hiện tác động của việc là GVPT lên ảnh hƣởng của việc sở hữu bằng

sau đại học lên tiền lƣơng. Dấu âm của của hệ số β7 cho thấy việc một ngƣời lao động là

GVPT có ảnh hƣởng không tích cực đến ảnh hƣởng của bằng sau đại học lên tiền lƣơng cả

năm của họ. Cụ thể, yếu tố có công việc chính là GVPT sẽ làm giảm 25,7% (năm 2008) và

75,8% (năm 2010) ảnh hƣởng của việc sở hữu bằng sau đại học lên tiền lƣơng cả năm. Nói

cách khác, suất sinh lợi của bằng sau đại học của GVPT thấp hơn suất sinh lợi của bằng

sau đại học của ngƣời lao động đã đào tạo là 25,7% (năm 2008) và 75,8% (năm 2010), và

sự khác biệt này là có ý nghĩa thống kê. Bảng 4.6 minh họa những nội dung này.

Kiểm định hettest cho thấy có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi trong các mô hình

hồi quy trên và đã đƣợc khắc phục bằng lệnh Robust trong Stata. (Xin xem phụ lục 25, 26).

4.6. Thu nhập thê m từ các công việc phụ có thể cải thiện suất sinh lợi của việc đi học

Kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.5 sẽ có thay đổi nếu thay biến phụ thuộc bằng

tổng thu nhập 12 tháng vừa qua. Tổng thu nhập là tổng số của tiền lƣơng tiền công đã nhận

đƣợc từ công việc chính trong 12 tháng qua, các khoản tiền lễ tết và phụ cấp khác từ công

việc chính, tiền lƣơng tiền công từ các công việc phụ, và các khoản khác từ các công việc

phụ. Với biến phụ thuộc là tổng thu nhập thì các kết quả hồi quy đều cho thấy suất sinh lợi

của việc đi học tăng lên.

-36-

Bảng 4.7. Tổng hợp kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.5 với biến phụ thuộc là tổng

thu nhập 12 tháng

Biến độc lập

Hệ số ƣớc lƣợng

GVPT

Lao động

Lao động

GVPT

Lao động

Lao động

2008

đã đào tạo

chƣa

đào

(2010)

đã đào tạo

chƣa đào

(2008)

tạo (2008)

(2010)

tạo (2010)

Số năm đi học

.166888

.2735401

.0654179

.0487184

0.2500

.0612412

(0.000)

(0.000)

(0.000)

(0.023)

(0.000)

(0.000)

Kinh nghiệm

.0243215

.0750143

.059358

.0487565

.0742807

.0589935

làm việc

(0.007)

(0.000)

(0.000)

(0.000)

(0.000)

(0.000)

Kinh nghiệm

-.0001322

-.0016703

-.0011724

-.0008176

-.001636

-.0012155

làm việc bình

(0.599)

(0.000)

(0.000)

(0.000)

(0.000)

(0.000)

phƣơng

Tung độ gốc

7.403683

5.502811

8.273778

9.274242

6.208491

8.745696

(0.000)

(0.000)

(0.000)

(0.000)

(0.000)

(0.000)

Số quan sát

354

1412

5055

359

1717

5237

R2 hiệu chỉnh

0.2573

0.2381

0.1172

0.2492

0.2500

0.1136

Ghi chú: Trị số trong dấu ngoặc () là p-value

Suất sinh lợi của việc đi học của giáo viên tăng từ 6,63% lên 16,69% (năm 2008)

và 2,92% lên 4,87% (năm 2010). Suất sinh lợi của ngƣời lao động chƣa qua đào tạo tăng từ

4,50% lên 6,54% (năm 2008) và 4,23% lên 6,12% (năm 2010). Suất sinh lợi của ngƣời lao

động đã qua đào tạo tăng từ 23,95% lên 27,35% (năm 2008) và tăng từ 22,40% lên 25,05%

(năm 2010). Sự gia tăng này có thể giải thích nhƣ là sự bù đắp của thị trƣờng cho chi phí

của việc đi học. Thị trƣờng góp phần điều chỉnh giá lao động, trả giá lao động cao hơn cho

những ngƣời học nhiều hơn. (Xin xem phụ lục 27).

4.7. Thu nhập thêm từ công việc phụ có thể cải thiện s uất sinh lợi của bằng đại học và

sau đại học

Kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.8 cũng sẽ thay đổi nếu thay biến phụ thuộc là

tổng thu nhập 12 tháng. Suất sinh lợi của việc sở hữu bằng đại học và sau đại học của mọi

ngƣời đều gia tăng. Những ngƣời không phải là giáo viên suất sinh lợi của bằng đại học

tăng từ 51,3% lên 59,9% (năm 2008) và tăng từ 45,2% lên 50,4% (năm 2010). Suất sinh

lợi của GVPT có bằng đại học tăng đáng kể trong năm 2008, từ 6,03% lên đến 22,7% (năm

-37-

2008), nhƣng tăng rất ít, hầu nhƣ không đổi theo số liệu năm 2010 (từ 4,56% lên 4,58%).

Điều này cho thấy rằng sang năm 2010, các GVPT có bằng đại học không còn nhiều cơ hội

để cải thiện thu nhập.

Bảng 4.8. Tổng hợp kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.8 với biến phụ thuộc là tổng

thu nhập 12 tháng

Biến độc lập

Hệ số ƣớc lƣợng

GVPT (2008)

Lao động đã

GVPT (2010)

Lao động đã

đào tạo

đào

tạo

(2008)

(2010)

.5987422

.0457653

.5040862

Đại học

.2267009

(0.000)

(0.195)

(0.000)

(0.000)

.8557763

.3628282

Sau đại học

.8906139

1.03454

(0.000)

(0.001)

(0.000)

(0.000)

Kinh nghiệm làm việc

.0232025

.0749652

.0493506

.0725424

(0.010)

(0.000)

(0.000)

(0.000)

Kinh nghiệm làm việc bình

-.0001264

-.001693

-.0008424

-.0016103

phƣơng

(0.618)

(0.000)

(0.000)

(0.000)

Tung độ gốc

9.870897

9.361983

9.99424

9.763309

(0.000)

(0.000)

(0.000)

(0.000)

Số quan sát (N)

354

1412

359

1717

R2 hiệu chỉnh

0.2468

0.2479

0.2598

0.2550

Ghi chú: Trị số trong dấu ngoặc () là p-value

Những ngƣời không phải là giáo viên gia tăng suất sinh lợi của bằng cấp sau đại

học từ 73.5% lên 85,6% (năm 2008) và từ 88,7% lên 103% (năm 2010). Suất sinh lợi của

các GVPT có bằng sau đại học có tỷ lệ gia tăng rất cao, từ 53,5% lên 89,0% (năm 2008) và

từ 16,0% lên 36,3% (năm 2010). Sự gia tăng này một lần nữa cho thấy khả năng điều

chỉnh của thị trƣờng để bù đắp cho các GVPT có bằng cấp đại học và sau đại học. Bảng

4.8 minh họa điều này. (Xin xem thêm phụ lục 28).

-38-

KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH

Kết quả chính của nghiên cứu là: 1). Các giáo viên giảng dạy ở phổ thông làm việc

ít giờ hơn những ngƣời lao động khác, và hƣởng lƣơng cao hơn những ngƣời lao động

khác. Các khác biệt này là có ý nghĩa thống kê. Kết quả này có đƣợc từ phân tích thống kê

mô tả; 2) Suất sinh lợi của việc đi học của giáo viên phổ thông, nếu xem xét về số năm đi

học tăng thêm hoặc việc sở hữu bằng đại học và sau đại học, đều thấp hơn so với những

ngƣời lao động đã qua đào tạo làm các công việc khác. Các khác biệt này là có ý nghĩa

thống kê. Các kết quả này thu đƣợc từ phƣơng pháp hồi quy theo mô hình hàm thu nhập –

vốn con ngƣời.

Kết quả nghiên cứu này hoàn toàn có thể đƣợc sử dụng để trả lời câu hỏi nghiên

cứu. Đó là: Có khác biệt có ý nghĩa thống kê về suất sinh lợi của việc đi học của GVPT so

với những ngƣời lao động làm các công việc khác trong xã hội. Kết quả nghiên cứu đã

phục vụ tốt mục tiêu nghiên cứu và ủng hộ giả thuyết nghiên cứu.

Kết quả nghiên cứu là rất quan trọng đối với các gợi ý chính sách về lƣơng giáo

viên phổ thông. Kết quả này gợi ý rằng các đề xuất chính sách nâng lƣơng cơ bản, điều

chỉnh hệ số lƣơng, thêm trợ cấp cho giáo viên phổ thông, vốn dễ tìm đƣợc sự đồng thuận

của giáo viên phổ thông, có thể là bất hợp lý. Bởi vì lƣơng giáo viên thực tế cao hơn lƣơng

những ngƣời lao động làm các nghề nghiệp khác.

Kết quả nghiên cứu này đã cho thấy rằng điều đáng bức xúc nhất về tiền lƣơng của

các GVPT là tiền lƣơng không có sự cách biệt đáng kể giữa ngƣời giáo viên học nhiều hơn

và ngƣời giáo viên học ít hơn. Hơn nữa, tiền lƣơng không bù đắp đƣợc chi phí lấy bằng đại

học của các giáo viên phổ thông. Xuất phát từ việc xem xét lợi ích cá nhân của ngƣời giáo

viên về phƣơng diện tiền tệ, bỏ qua yếu tố ngoại tác, việc đi học để lấy các bằng cấp trên

chuẩn quy định có thể là sự đầu tƣ vƣợt quá mức cần thiết. Hiện tƣợng này là khá phổ biến

khi số giáo viên trung học phổ thông trong mẫu khảo sát chỉ vào khoảng 11% (năm 2008)

và 12% (năm 2010) nhƣng số giáo viên có bằng đại học lên đến 35,6% (năm 2008) và

46,2% (năm 2010).

Đề tài đƣa ra hai khuyến nghị: Thứ nhất là việc đào tạo giáo viên trên chuẩn quy

định cần có quy hoạch chặt chẽ và tập trung vào chất lƣợng hơn là mở rộng quy mô và

tránh khuyến khích việc chạy theo bằng cấp. Thứ hai là để tiền lƣơng phản ánh trình độ

học vấn và bằng cấp của giáo viên cần có một cơ chế trả lƣơng giáo viên linh hoạt hơn, có

-39-

thể tăng cƣờng khả năng thƣơng lƣợng, giám sát, và trách nhiệm giải trình. Thay vì các văn

bản pháp quy cứng nhắc và không rõ trách nhiệm, lƣơng GVPT nên đƣợc quyết định bởi

một hội đồng trƣờng (đối với trƣờng phổ thông tƣ thục) hoặc hội đồng giáo dục địa

phƣơng (đối với trƣờng phổ thông công lập). Khi đó, phụ huynh học sinh là những ngƣời

đóng thuế và đóng học phí sẽ tham gia quyết định lƣơng của giáo viên thông qua việc bầu

cử các thành viên hội đồng. Các hội đồng này có trách nhiệm giám sát nhà trƣờng trong

việc thực hiện nghĩa vụ đáp ứng các nhu cầu học tập của ngƣời học ngay trong thời gian

học tập chính khóa. Bởi vì lƣơng của GVPT đƣợc chi trả bởi ngân sách địa phƣơng nên các

Hội đồng Nhân dân, Ủy ban Nhân dân các tỉnh / thành phố có thể đóng vai trò chủ động

trong việc đề xuất thử nghiệm vấn đề này.

-40-

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Tiếng Việt

1. Chính phủ (2004), Nghị định 204/2004/NĐ-CP ngày 24/12/2004 về quy định hệ số

lương, bậc lương cán bộ công chức.

2. Chính phủ (2007), Nghị định 166/2007/NĐ-CP ngày 16/11/2007 về quy định mức

lương tối thiểu cán bộ công chức năm 2007.

3. Chính phủ (2010), Nghị định 28/2010/NĐ-CP ngày 25/03/2010 về quy định mức

lương tối thiểu cán bộ công chức năm 2010.

Quốc Hội (2012), Bộ luật lao động năm 2012. 4.

Nguyễn Xuân Thành (2006), Ước lượng suất sinh lợi của việc đi học ở Việt Nam, 5.

Phương pháp khác biệt trong khác biệt, Tài liệu của Chƣơng trình Giảng dạy Kinh

tế Fulbright.

6. Tổng cục thống kê (2008), Phương án Khảo sát Mức sống Hộ gia đình và Điều tra

Quyền số chỉ số giá tiêu dùng dùng năm 2008, ban hành kèm theo quyết định số

322/qđ-tctk ngày 22/04/2008 của tổng cục trưởng tổng cục thống kê.

7. Tổng cục thống kê (2010), Phương án Khảo sát Mức sống Dân cư năm 2010, ban

hành kèm theo quyết định số 320/qđ-tctk ngày 26/05/2010 của tổng cục trưởng tổng

cục thống kê.

Tiếng Anh

8. Bartolo, Annamaria D. (1999), “Modern Human Capital Analysis: Estimation of

US, Canada and Italy Earning Functions”, Working Paper, (No. 212), Syracuse

University.

9. Becker, Gary S. (1975), “Chapter 2: Investment in Human Capital: Effects on

Earnings”, Human Capital: A Theoretical and Empirical Analysis, with Special

Reference to Education, 2nd ed., pp. 13 – 44.

10. Becker, Gary S. (1975), “Chapter 3: Investment in Human Capital: Rates of

Return”, Human Capital: A Theoretical and Empirical Analysis, with Special

Reference to Education, 2nd ed., pp. 45-144.

11. Belzil, Christian (2006), “The Return to Schooling in Structural Dynamic Models:

A Survey”, Working Paper, (No. 06-09).

-41-

12. Borland, Jeff (2002), “New Estimates of the Private Rate of Return to University

Education in Australia”, Melbourne Institute Working Paper, (No. 14/02).

13. Blundell, Richard; Dearden, Lorraine; Meghir, Costas and Sianesi, Barbara (1999),

“Human Capital Investment: The Returns from Education and Training to the

Individual, the Firm and the Economy”, Fiscal Studies, Vol. 20, (No. 1), pp. 1–23.

14. Bjorklund, Anders; Kjellstrom, Christian (2000), “Estimating the Return to

Investments in Education: How Useful is the Standard Mincer Equation?”,

Economics of Education Review, (No. 21), pp. 195–210.

15. Daly, Anne; Lewis, Phil; Corliss, Michael; Heaslip, Tiffany (2011), “The Private

Rate of Return to a University Degree in Australia ”, University of Canberra, pp. 1-

37.

16. Gallup, John L. (2002), “The Wage Labor Market and Inequality in Vietnam in the

1990s”, World Bank Policy Research Working Paper, (No. 2896, September 2002).

17. Mincer, Jacob A., (1974), “Chapter 5: Introduction to Schooling, Experience, and

Earnings”, Schooling, Experience, and Earnings, pp. 1-4.

18. Mincer, Jacob A. (1974), “Chapter 5: The Human Capital Earnings Function”,

Schooling, Experience, and Earning, pp 83 – 96.

19. Moock, Peter R., Patrinos, Harry A., and Venkataraman, M. (1997), Education and

Earnings in a Transition Economy The Case of Vietnam, Vietnam Education

Financing Sector Study, World Bank.

20. Psacharopoulos, George and Patrinos, Anthony H. (2004), “Human Capital and

Rates of Return”, International Handbook on the Economics of Education, pp. 1-

57.

21. Schultz, Theodore W. (1972), “Human Capital: Policy Issues and Research

Opportunities”, Economic Research: Retrospect and Prospect, pp. 1-84.

22. Yong, Yeo K., Heng, Toh M., Thangavelu, Shandre M., and Wong, James (2007),

“Premium on Fields of Study: The Returns to Higher Education in Singapore”,

Ministry of Manpower and Centre for Applied and Policy Economics (SCAPE),

Department of Economics, National University of Singapore.

-42-

PHỤ LỤC

Phụ lục 1. Biểu đồ thành phần giáo viên phổ thông

Thành phần giáo viên (số liệu năm 2008)

11.0%

13.8%

Giáo viên trƣờng phổ thông đa cấp học

Giáo viên tiểu học

34.8%

40.4%

Giáo viên trung học cơ sở

Giáo viên trung học phổ thông

12%

16.2%

Giáo viên các trƣờng phổ thông đa cấp học

Giáo viên tiểu học

33.1%

38.7%

Giáo viên trung học cơ sở

Giáo viên trung học phổ thông

Thành phần giáo viên (số liệu năm 2010)

-43-

Phụ lục 2. Bằng cấp cao nhất (giáo dục phổ thông) của nhóm ngƣời lao động chƣa

qua đào tạo

Bằng cấp cao nhất (giáo dục phổ thông) của nhóm ngƣời lao động chƣa qua đào tạo

Số liệu năm 2008 Số liệu năm 2010

Không bằng cấp

Tiểu học

Trung học cơ sở

Trung học Phổ thông

Tổng cộng 920 (17,7) 1.484 (28,3) 1.870 (35,7) 963 (18,3) 5,237 (100)

894 (17,6) 1.454 (28,8) 1.802 (35,7) 905 (17,9) 5,055 (100) Ghi chú: Số trong dấu ngoặc đơn () là tỷ lệ phần trăm

Phụ lục 3. Bảng so sánh tỷ lệ sở hữu bằng đại học và sau đại học giữa GVPT và

những ngƣời lao động đã qua đào tạo

So sánh tỷ lệ sở hữu bằng cấp đại học và sau đại học (số liệu năm 2008)

Bằng cấp đại học và sau đại học Giáo viên phổ thông Nghề nghiệp khác Tổng cộng

Chƣa có bằng đại học 225 839 1.064

(63,6) (59,4) (60,3)

126 550 676 Đại học

(35,6) (38,6) (38,3)

3 18 21 Thạc sỹ

(0,85) (1,27) (1,19)

0 5 5 Tiến sỹ

(0,00) (0,35) (0,28)

354 1.412 1.766 Tổng cộng

(100) (100) (100)

-44-

So sánh tỷ lệ sở hữu bằng cấp đại học và sau đại học (số liệu năm 2010)

Bằng cấp đại học và sau đại học Giáo viên phổ thông Nghề nghiệp khác Tổng cộng

Chƣa có bằng đại học 184 955 1,139

(51,3) (55,6) (54,9)

Đại học 166 720 886

(46,2) (41,9) (42,7)

Thạc sỹ 9 38 47

(2,5) (2,2) (2,3)

Tiến sỹ 0 4 4

(0,00) (0,23) (0,19)

Tổng cộng 359 1.717 2.076

(100) (100) (100)

Ghi chú: Số trong dấu ngoặc đơn () là tỷ lệ %

Phụ lục 4. Biểu đồ histogram số năm đi học của GVPT và của những ngƣời lao động

đã qua đào tạo làm các nghề nghiệp khác (2008)

a) GVPT (2008) b) Lao động đã qua đào tạo (2008)

-45-

Phụ lục 5. Kết quả kiể m định số năm đi học (2008)

Mann-Whitney Test

Ranks

Nhom N Mean Rank Sum of Ranks

Sonamdihoc 1 354 987.39 349535.00

2 1412 857.45 1210726.00

Total 1766

Test Statisticsa

Sonamdihoc

Mann-Whitney U 213148.000

Wilcoxon W 1.211E6

Z -4.602

Asymp. Sig. (2- .000 tailed)

Exact Sig. (2-tailed) .000

Exact Sig. (1-tailed) .000

Point Probability .000

Phụ lục 6. Biểu đồ histogram số năm đi học của GVPT và của những ngƣời lao động

đã qua đào tạo làm các nghề nghiệp khác (2010)

a) GVPT (2010) b) Lao động đã qua đào tạo (2010)

-46-

Phụ lục 7. Kết quả kiể m định số năm đi học (2010)

Mann-Whitney Test

Ranks

Nhóm N Mean Rank Sum of Ranks

Số năm đi học 1 359 1208.83 433969.00

2 1717 1002.89 1721957.00

Total 2076

Test Statisticsa

Số năm đi học

Mann-Whitney U 247054.000

Wilcoxon W 1721957.000

Z -6.364

Asymp. Sig. (2- .000 tailed)

Exact Sig. (2-tailed) .000

Exact Sig. (1-tailed) .000

Point Probability .000

Phụ lục 8. Biểu đồ histogram số giờ làm công việc chính 12 tháng (2008)

a) Giáo viên phổ thông b) Lao động đã đào tạo c) Lao động chƣa đào tạo

-47-

Phụ lục 9. Kết quả kiể m định số giờ làm công việc chính 12 tháng qua (2008)

Kruskal-Wallis Test

Ranks

Nhom N Mean Rank

Giolamviec12thang 1 354 2822.78

2 1412 4018.14

3 5055 3282.60

6821

Total Test Statisticsa,b,c

Giolamviec12 thang

2

.000

Chi-Square 187.949 Df Asymp. Sig. a. Kruskal Wallis Test b. Grouping Variable: Nhom c. Some or all exact significances cannot be computed because there is insufficient memory.

Phụ lục 10. Biểu đồ histogram số giờ làm công việc chính 12 tháng (2010)

a) GVPT b) Lao động đã đào tạo c) Lao động chƣa đào tạo

-48-

Phụ lục 11. Kết quả kiể m định số giờ làm công việc chính 12 tháng qua (2010)

Kruskal-Wallis Test

Ranks

Nhóm N Mean Rank

1 359 2844.59 Số giờ làm việc 12 tháng 2 1717 4155.49

3 5237 3549.26

Total 7313

Test Statisticsa,b,c

Số giờ làm việc 12 tháng

2

.000

Variable:

all or

Chi-Square 162.626 df Asymp. Sig. a. Kruskal Wallis Test b.Grouping Nhóm c.Some exact significances cannot be computed because there is insufficient memory.

Phụ lục 12. Biểu đồ histogram tiền lƣơng một tháng (2008)

a) GVPT b) Lao động đã đào tạo c) Lao động chƣa đào tạo

-49-

Phụ lục 13. Kết quả kiể m định tiền lƣơng một tháng (2008)

Kruskal-Wallis Test Ranks

Nhóm N Mean Rank

Lƣơng tháng 1 354 5618.29

1412 4693.23 2

5055 2898.26 3

Total 6821

Test Statisticsa,b,c Lƣơng tháng

2

.000

all

Chi-Square 1386.164 df Asymp. Sig. a. Kruskal Wallis Test b.Grouping Variable: Nhóm c.Some or exact significances cannot be computed because there is insufficient memory.

Phụ lục 14. Biểu đồ histogram tiền lƣơng một tháng (2010)

a) GVPT b) Lao động đã đào tạo c) Lao động chƣa đào tạo

-50-

Phụ lục 15. Kết quả kiể m định tiền lƣơng một tháng (2010)

Kruskal-Wallis Test

Ranks

Nhóm N Mean Rank

Lƣơng tháng 1 359 5442.65

2 1717 5020.87

3 5237 3087.44

Total 7313

Test Statisticsa,b,c Lƣơng tháng

2

.000

Variable:

all

Chi-Square 1356.485 df Asymp. Sig. a. Kruskal Wallis Test b.Grouping Nhóm c.Some or exact significances cannot be computed because there is insufficient memory.

Phụ lục 16. Biểu đồ histogram tiền lƣơng một giờ lao động (2008)

a) GVPT b) Lao động đã đào tạo c) Lao động chƣa đào tạo

-51-

Phụ lục 17. Kết quả kiể m định tiền lƣơng một giờ lao động (2008)

Kruskal-Wallis Test Ranks

Nhóm N Mean Rank

Lƣơng giờ 1 354 5831.54

1412 4621.94 2

5055 2903.24 3

Total 6821

Test Statisticsa,b,c Lƣơng giờ

2

.000

Chi-Square 1404.918 df Asymp. Sig. a. Kruskal Wallis Test b. Grouping Variable: Nhóm c. Some or all exact significances cannot be computed because there is insufficient memory.

Phụ lục 18. Biểu đồ histogram tiền lƣơng một giờ lao động (2010)

a) Giáo viên phổ thông b) Lao động đã đào tạo c) Lao động chƣa đào tạo

-52-

Phụ lục 19. Kết quả kiể m định tiền lƣơng một giờ (2010)

Kruskal-Wallis Test Ranks

Nhóm N Mean Rank

Lƣơng giờ 1 359 5956.01

1717 4982.01 2

5237 3064.98 3

Total 7313

Test Statisticsa,b,c Lƣơng giờ

2

.000

Chi-Square 1514.037 df Asymp. Sig. a. Kruskal Wallis Test b. Grouping Variable: Nhóm c. Some or all exact significances cannot be computed because there is insufficient memory. Phụ lục 20. Kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.5

-53-

-54-

-55-

RSS1 RSS2 RSSr

26.7001789 510.75145 553.076456

19.3625796 544.016555 576.5936

359 1717

n1 n2 k 2k n1+n2-2k RSSur RSSr-RSSur (RSSr-RSSur)/k RSSur/(n1+n2-2k) F

354 1412 4 8 1758 537.4516289 15.6248271 3.906206775 0.30571765 12.77717127

2068 563.3791346 13.2144654 3.30361635 0.272427048 12.12660923

P-value

2.967E-10

9.57731E-10

Bảng tính của kiểm định Chow (năm 2008 và năm 2010)

Phụ lục 21 Kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.6 số liệu tập hợp 2008

-56-

-57-

Phụ lục 22 Kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.6 với số liệu tập hợp 2010

-58-

Phụ lục 23 Kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.7

-59-

Phụ lục 24 Kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.8

-60-

-61-

26.669697 507.0449 562.551651

19.2208632 542.187954 578.944423

RSS1 RSS2 RSSr

n1 n2 k 2k n1+n2-2k RSSur RSSr-RSSur (RSSr-RSSur)/k RSSur/(n1+n2-2k) F

354 1412 4 8 1758 533.714597 28.837054 7.2092635 0.303591921 23.74655912

359 1717 4 8 2068 561.4088172 17.5356058 4.38390145 0.271474283 16.14849628

P-value

3.76045E-19

4.98482E-13

Bảng tính của kiểm định Chow (năm 2008 và năm 2010)

Phụ lục 25 Kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.9 với dữ liệu tập hợp năm 2008

-62-

-63-

Phụ lục 26 Kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.9 với dữ liệu tập hợp năm 2010

-64-

Phụ lục 27. Kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.5 với biến phụ thuộc là tổng thu

nhập 12 tháng

-65-

-66-

Phụ lục 28. Kết quả hồi quy theo phƣơng trình 2.8 với biến phụ thuộc là tổng thu

nhập

-67-