Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến cung lao động nữ ở nông thôn Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH

--------------------

NGUYỄN THỊ HOÀNG OANH

NGHIÊN CỨU CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG

ĐẾN CUNG LAO ĐỘNG NỮ Ở NÔNG THÔN

VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

Tp. Hồ Chí Minh, 10/2015

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH

--------------------

NGUYỄN THỊ HOÀNG OANH

NGHIÊN CỨU CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG

ĐẾN CUNG LAO ĐỘNG NỮ Ở NÔNG THÔN

VIỆT NAM

CHUYÊN NGÀNH: KINH TẾ PHÁT TRIỂN

MÃ SỐ: 60310105

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

GIẢNG VIÊN HƯỚNG DẪN:

TS. TRƯƠNG ĐĂNG THỤY

Tp. Hồ Chí Minh, 10/2015

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan luận văn “Nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến cung lao động

nữ ở nông thôn Việt Nam” do chính tôi thực hiện. Các đoạn trích dẫn và số liệu sử

dụng trong bài nghiên cứu đều được dẫn nguồn và có độ chính xác cao nhất trong

phạm vi hiểu biết của tôi. Dữ liệu và kết quả phân tích trong bài luận văn này là

trung thực.

Học viên

Nguyễn Thị Hoàng Oanh

MỤC LỤC

TRANG PHỤ BÌA

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

DANH MỤC BIỂU ĐỒ, HÌNH

DANH MỤC BẢNG BIỂU

TÓM TẮT

CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ...................................................................................... 1

1.1 Vấn đề nghiên cứu ............................................................................................. 1

1.2 Mục tiêu nghiên cứu .......................................................................................... 4

1.3 Phạm vi nghiên cứu ........................................................................................... 4

1.4 Dữ liệu và phương pháp .................................................................................... 5

1.5 Cấu trúc luận văn ............................................................................................... 5

CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ NGHIÊN CỨU LIÊN QUAN .. 6

2.1 Tổng quan lý thuyết ........................................................................................... 6

2.1.1 Cung lao động cá nhân (Individual Labor Supply Theory) ........................ 6

2.1.2 Cung lao động hộ gia đình (Household Model) ........................................ 12

2.1.3 Mô hình cung lao động hộ gia đình nhất thể và tập hợp (Unitary and

Collective Household Labor Supply Models) .................................................... 16

2.2 Các nghiên cứu liên quan................................................................................. 19

CHƯƠNG 3: MÔ TẢ DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP ...................................... 29

3.1 Khung phân tích ............................................................................................... 29

3.2 Mô hình cung lao động .................................................................................... 30

3.3 Quy trình ước lượng ........................................................................................ 35

3.4 Mô tả dữ liệu .................................................................................................... 39

3.4.1 Bộ dữ liệu Điều tra tiếp cận nguồn lực hộ gia đình Việt Nam (VARHS) 39

3.4.2 Mô tả dữ liệu ............................................................................................. 40

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG ............................................................... 47

4.1 Phân tích đơn biến tác động đến cung lao động .............................................. 47

4.2 Kết quả hồi quy ................................................................................................ 51

4.2.1 Hồi quy nhóm lao động nam giới .............................................................. 53

4.2.2 Hồi quy nhóm lao động nữ giới ................................................................ 55

4.2.3 Hồi quy nhóm lao động nam và nữ ........................................................... 57

4.3 Kết quả kiểm tra giả thuyết .............................................................................. 62

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN ...................................................................................... 64

5.1 Kết luận ............................................................................................................ 64

5.2 Hàm ý chính sách ............................................................................................. 66

5.3 Hạn chế của nghiên cứu ................................................................................... 68

TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

Viết tắt Viết đầy đủ

ILO Tổ chức Lao động Quốc tế (International Labour Organization)

VHLSS Khảo sát mức sống hộ gia đình Việt Nam

VARHS Điều tra tiếp cận nguồn lực hộ gia đình nông thôn Việt Nam

2SLS Phương pháp hồi quy hai giai đoạn (Two-Stage Least Square)

DANH MỤC BIỂU ĐỒ, HÌNH

Hình 2.1 Đường ngân sách và đường bàng quan ........................................................ 7

Hình 2.2 Tác động thu nhập và tác động thay thế ....................................................... 9

Hình 2.3 Tác động của thu nhập ngoài lao động ...................................................... 10

Hình 2.4 Cung lao động uốn ngược .......................................................................... 11

Hình 3.1 Khung phân tích mối quan hệ giữa mức lương và cung lao động ............. 29

Hình 4.1.a và 4.1.b Tác động của mức lương cá nhân (PW) và mức lương vợ/chồng

(SW) đến cung lao động (LS). .................................................................................. 47

Hình 4.2.a và 4.2.b Tác động của mức lương bình quân các thành viên khác (OW)

và thu nhập phi lao động (Y) đến cung lao động (LS). ............................................. 48

Hình 4.3.a và 4.3.b Tác động của quy mô gia đình (FS) và số con dưới 6 tuổi (NC5)

đến cung lao động (LS). ............................................................................................ 48

Hình 4.4.a và 4.4.b Tác động của số con từ 6 đến 15 tuổi (NC15) và số con từ 16

tuổi trở lên (NP16) đến cung lao động (LS). ............................................................ 49

DANH MỤC BẢNG BIỂU

Bảng 1.1 Cơ cấu lao động có việc làm chia theo giới tính qua các năm .................... 1

Bảng 1.2 Cơ cấu dân số không hoạt động kinh tế chia theo nguyên nhân ................. 2

Bảng 3.1 Tóm tắt biến trong mô hình ....................................................................... 40

Bảng 3.2 Mô tả thống kê biến định lượng................................................................. 44

Bảng 3.3 Mô tả biến giả ............................................................................................ 45

Bảng 4.1 Phân tích cung lao động theo nhóm ........................................................... 50

Bảng 4.2 Tổng hợp kết quả hồi quy hàm cung lao động theo nhóm ........................ 52

Bảng 4.3 So sánh tác động biên của mức lương giữa các nhóm............................... 59

Bảng 4.4 Kết quả kiểm định giả thuyết ..................................................................... 62

TÓM TẮT

Bài nghiên cứu tìm hiểu về Nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến cung lao động

nữ ở nông thôn Việt Nam. Cung lao động được phân tích dựa trên dữ liệu VARHS

năm 2010 với 5128 quan sát và mô hình cung lao động cá nhân. Cung lao động cá

nhân bị tác động bởi nhiều yếu tố khác nhau như đặc điểm cá nhân và đặc điểm gia

đình. Trong đó, bài nghiên cứu xem xét biến mức lương vợ/chồng tác động đến

cung lao động, cụ thể là mức lương người chồng tác động đến cung lao động người

vợ. Kết quả phân tích cho thấy rằng khi mức lương vợ/chồng tăng 1 nghìn

đồng/ngày thì cung lao động cá nhân giảm 0,718 ngày làm việc/năm đối với cá nhân

nữ, và cung lao động cá nhân giảm 0,716 ngày làm việc/năm đối với cá nhân nam.

Mức lương vợ/chồng tăng không khuyến khích cá nhân người lao động làm việc.

Khi phân tích nhóm lao động nữ, mức lương người chồng tăng 1 nghìn đồng/ngày

thì cung lao động người vợ giảm 0,759 ngày lao động/năm (tương ứng giảm 6,072

giờ lao động/năm).

CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU

1.1 Vấn đề nghiên cứu

Trong cuộc sống hiện đại, sự tham gia của phụ nữ trong thị trường lao động đang

trở nên quan trọng hơn đối với nền kinh tế phát triển, đặc biệt là đối với một nước

đang phát triển. Hiện nay trong các doanh nghiệp ở nước ta, tầm quan trọng của các

lao động nữ là rất lớn trong những ngành đòi hỏi sự khéo léo và linh hoạt như may

mặc, giày da hay lắp ráp linh kiện điện tử. Theo Tổ chức Lao động Quốc tế (ILO),

khoảng 72% phụ nữ tham gia lực lượng lao động ở Việt Nam. Tỷ lệ này cao hơn

phần lớn các nước khác trên toàn cầu. Tuy nhiên, Việt Nam cũng là một trong số ít

những nước có khoảng cách lương về giới ngày càng tăng.

Cơ cấu lao động có việc làm chia theo giới tính qua các năm của Tổng Cục

Thống Kê như sau:

Bảng 1.1 Cơ cấu lao động có việc làm chia theo giới tính qua các năm

Năm 2010 2011 2012 2013 2014

Nam (%) 51,6 51,7 51,5 51,4 51,2

Nữ (%) 48,4 48,3 48,5 48,6 48,8

Nguồn: Tổng cục Thống kê (2014, 2015)

Theo thống kê, tỷ lệ lao động nữ trong các doanh nghiệp xấp xỉ 49%. Điều này

cho thấy trong các doanh nghiệp, lao động nữ cũng đóng vai trò quan trọng như

nam giới, vai trò của nữ giới và nam giới ngày càng bình đẳng. Hơn nữa các doanh

nghiệp có các vị trí lãnh đạo chủ chốt là nữ cũng không hiếm. Như vậy, phụ nữ

đóng vai trò quan trọng trong nền kinh tế Việt Nam. Tuy nhiên, phụ nữ thường

tham gia vào các công việc không chính thức và dễ bị tổn thương. Theo bộ dữ liệu

Khảo sát mức sống hộ gia đình ở Việt nam (VHLSS) năm 2008, chỉ có 24,22% phụ

nữ làm các công việc phi nông nghiệp, trong khi tỷ lệ làm các công việc phi nông

nghiệp ở nam giới là 35,5%. Nhiều người trong số lao động nữ giới phải tự tạo việc

làm hoặc làm việc trong gia đình mà không được trả công. Theo số liệu về Xu

hướng việc làm tại Việt Nam (2009), 53% phụ nữ làm việc gia đình mà không được

trả công, trong khi con số này đối với nam là 32%. Phụ nữ làm việc trong các khu

vực không chính thức có tiền công thấp hơn, tay nghề thấp hơn, ít cơ hội nâng cao

tay nghề và được đào tạo so với nam giới. Thu nhập của nữ giới hiện chỉ bằng

khoảng 75% của nam giới, cũng như các chế độ đãi ngộ cho nữ giới cũng thường

thấp hơn. Theo Tổng liên đoàn Lao động Việt Nam, số lao động nữ tại các doanh

nghiệp được hưởng chế độ nghỉ ngơi dưỡng sức rất ít và một số chế độ thai sản bị vi

phạm. Ngoài ra, nữ giới còn phải chịu nhiều áp lực từ các vấn đề bức xúc khác khi

tham gia lao động. Theo Tổng cục Thống kê (2015), cả nước có khoảng 15,2 triệu

người (tương ứng 21,9%) từ 15 tuổi trở lên không hoạt động kinh tế. Trong số đó,

tỷ lệ nữ giới nhiều hơn nam giới (62,0% so với 38,0%).

Bảng 1.2 Cơ cấu dân số không hoạt động kinh tế chia theo nguyên nhân

Đơn vị tính: %

Giới tính Lý do không làm việc Tổng số % Nữ Nam Nữ

Tổng 100 100 100 62,0

Sinh viên/học sinh 30,6 40,4 24,6 49,8

Nội trợ 18,7 1,9 29,0 96,1

Ốm đau/tàn tật 5,8 8,9 3,8 41,4

Quá già/quá trẻ 29,1 27,7 29,9 63,7

Khác 15,8 21,0 12,6 49,4

Nhóm tuổi

15-24 34,9 43,9 29,4 52,2

25-54 16,7 10,2 20,7 76,9

55-59 6,7 4,9 7,7 72,2

Trên 60 41,7 41,1 42,2 62,6

Nguồn: Tổng cục Thống kê (2015)

Theo Bảng 1.2, những người không tham gia hoạt động kinh tế vì nhiều lý do

như đi học, làm nội trợ, ốm đau, quá trẻ hoặc quá già. Trong số những lý do đó, số

người không hoạt động kinh tế vì đang đi học chiếm tỷ trọng cao nhất (với 30,6%).

Tuy nhiên, con số này của nam giới khá cao với 40,4%, trong khi của nữ chỉ có

24,6%. Những người không hoạt động kinh tế vì lý do nội trợ chiếm 18,7%, trong

đó gần như toàn bộ số người nội trợ là nữ giới (96,1%). Đối với nhóm tuổi, nhóm

từ 60 tuổi trở lên chiếm tỷ trọng cao nhất (41,7%) và cao thứ hai là nhóm tuổi

thanh niên từ 15 đến 24 tuổi (với 34,9%) trong số những người không tham gia

hoạt động kinh tế.

Trong tương lai, vai trò của nữ giới ngày càng bình đẳng với nam giới trong xã

hội, các mức đãi ngộ cũng tăng lên dần. Các chính sách của nhà nước cũng coi

trọng và đánh giá cao vai trò của nữ giới đối với xã hội. Với các mức thu nhập, chế

độ thai sản, nghỉ phép hợp lý hơn.

Trách nhiệm song song của người phụ nữ vừa chăm sóc con cái vừa làm nội trợ,

cũng như tạo thu nhập cản trở người phụ nữ tham gia vào các công việc được trả

công, đặc biệt công việc trong khu vực chính thức. Để hỗ trợ sự tham gia của phụ

nữ, như vậy, cần xem xét các yếu tố tác động đến cung lao động của nữ giới, nhất là

nữ giới đã lập gia đình. Trong gia đình, cả hai vợ chồng tham gia công việc bên

ngoài đều có ít thời gian chăm lo cho gia đình. Khi chồng được tăng lương thì lại

mong muốn người vợ làm việc ít hơn để dành thời gian cho gia đình.

Các nghiên cứu về cung ứng lao động nữ đã được thực hiện bởi nhiều nhà nghiên

cứu (Blundell, Ham và Meghir, 1987; Arellano và Meghir, 1992; Nakamura và

Nakamura, 1994; Eissa và Liebman, 1996; Greenwood và cộng sự, 2005; Khan và

Khan, 2009; Dostie và Kromann, 2012; Ismail và Sulaiman, 2013). Ở nhiều quốc

gia, đặc biệt là các nền kinh tế đang phát triển, sự tham gia của lao động nữ đã tăng

lên, cả về số lượng và loại công việc.

Sự lựa chọn của phụ nữ để tham gia vào lực lượng lao động thường bị chi phối

bởi nhiều yếu tố khác nhau. Nói cách khác, các quyết định của người phụ nữ cho dù

làm việc hay không làm việc, đặc biệt là những người đã lập gia đình sẽ được quyết

định bởi các đặc điểm cá nhân người lao động và đặc điểm gia đình. Người phụ nữ

làm việc tạo thu nhập cho gia đình sẽ hỗ trợ chi phí và làm tăng lợi ích của hộ gia

đình, nhưng điều này sẽ làm giảm thời gian chăm sóc con nhỏ và làm công việc

nhà. Như vậy, người phụ nữ quyết định làm việc hay ở nhà được xác định bởi các

đặc điểm gia đình và đặc điểm cá nhân, đặc biệt là mức lương của người chồng.

Những thông tin về các yếu tố tác động đến quyết định tham gia lao động của phụ

nữ sẽ rất hữu ích cho các nhà hoạch định chính sách liên quan đến lao động, việc

làm và bình đẳng giới.

1.2 Mục tiêu nghiên cứu

Bài nghiên cứu xem xét các yếu tố ảnh hưởng đến cung lao động của phụ nữ, đặc

biệt chú trọng đến tác động của mức lương người chồng. Các mục tiêu của bài

nghiên cứu như sau:

 Đánh giá tác động của mức lương người chồng đến cung lao động của

người vợ.

 Đánh giá tác động của các yếu tố gia đình đến cung lao động của người

vợ, cung lao động của người chồng và cung lao động của lao động nam và

nữ.

Bài nghiên cứu giúp nhận thấy các yếu tố ảnh hưởng đến cung lao động cá nhân,

đặc biệt các yếu tố khuyến khích hay hạn chế người phụ nữ làm việc hay không làm

việc.

1.3 Phạm vi nghiên cứu

Bài luận văn nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến cung lao động nữ ở nông thôn

Việt Nam.

 Về mặt không gian: Bài luận văn nghiên cứu trường hợp 12 tỉnh thành của

Việt Nam, phân tích các yếu tố tác động đến cung lao động cá nhân.

 Về mặt thời gian: Bài luận văn nghiên cứu bộ dữ liệu VARHS năm 2010.

1.4 Dữ liệu và phương pháp

Dữ liệu được sử dụng trong bài luận văn là Khảo sát hộ gia đình (VARHS) được

thực hiện năm 2010. Bộ VARHS là bộ dữ liệu khảo sát hộ gia đình được thực hiện

mỗi hai năm một lần và bắt đầu từ năm 2002. Bộ dữ liệu này chủ yếu tập trung khảo

sát đất đai, lao động và vốn của các hộ gia đình ở 12 tỉnh thành của Việt Nam ( Hà

Tây, Phú Thọ, Lào Cai, Lai Châu, Điện Biên, Nghệ An, Quảng Nam, Khánh Hòa,

Đăk Lak, Đak Nông, Lâm Đồng, Long An). Cuộc khảo sát được thực hiện để bổ

sung cho VHLSS và VARHS được khảo sát sâu hơn. Bộ dữ liệu VARHS năm 2010

với 3208 hộ gia đình, bài nghiên cứu sử dụng 5128 quan sát cá nhân người lao động

đã kết hôn và trong nhóm 15 đến 65 tuổi.

Bài nghiên cứu sử dụng mô hình cung lao động cá nhân với các biến độc lập là

các đặc điểm cá nhân và đặc điểm hộ gia đình như mức lương cá nhân, mức lương

vợ/chồng, mức lương các thành viên khác, giới tính, quy mô hộ gia đình, thu nhập

phi lao động, nghèo, chủ hộ, sức khỏe, số trẻ em dưới 6 tuổi, số trẻ em từ 6 đến 15

tuổi, số con từ 16 tuổi trở lên. Phương pháp hồi quy biến công cụ giải quyết vấn đề

nội sinh và mô hình tobit cũng được tác giả sử dụng trong bài nghiên cứu này.

1.5 Cấu trúc luận văn

Luận văn này có năm chương. Chương tiếp theo tóm tắt những nghiên cứu trước

và lý thuyết liên quan. Chương 3 trình bày phương pháp và mô tả dữ liệu. Kết quả

nghiên cứu được trình bày trong Chương 4. Và cuối cùng phần kết luận được đưa

vào Chương 5.

CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ NGHIÊN CỨU LIÊN QUAN

Chương 2 trình bày về lý thuyết cung lao động cá nhân (Individual Labor Supply

Theory), cung lao động hộ gia đình (Household Model), cung lao động nhất thể và

tập hợp (Unitary and Collective Household Labor Supply Models). Các lý thuyết về

cung lao động đều có ưu và nhược điểm, tuy nhiên, cung lao động cá nhân có thêm

các đặc điểm gia đình được sử dụng trong bài nghiên cứu này. Các bài nghiên cứu

liên quan đến đề tài được thực hiện trước đây cũng được đề cập trong chương này

như Mincer (1962), Barton và Zabalza (1980), Smith và Stelcner (1988), Juhn và

Murphy (1997), Juhn và Murph (1997), Merz (2006), Blau và Kahn (2006),

Morissette và Hou (2008), Dostie và Kromann (2012), Ismail và Sulaiman (2013).

2.1 Tổng quan lý thuyết

2.1.1 Cung lao động cá nhân (Individual Labor Supply Theory)

Cung lao động đề cập đến tổng số giờ mà một cá nhân sẵn sàng làm việc tại một

mức lương nhất định. Về mặt lý thuyết, các quyết định cung lao động của một cá

nhân được phân tích dựa trên giả định rằng mỗi cá nhân tối đa hóa hữu dụng của

mình bằng cách phân bổ thời gian có hạn giữa làm việc và giải trí. Làm việc để tạo

ra thu nhập và dùng thu nhập đó để chi tiêu cho hàng hóa và dịch vụ. Giải trí được

xem như là một hàng hóa tiêu thụ và nó mang lại hữu dụng cho cá nhân tiêu dùng

nó. Điều này có nghĩa là với số tiền cố định của thời gian có sẵn, có một sự đánh

đổi giữa công việc và giải trí: dành nhiều thời gian làm việc và kiếm thêm thu nhập

thì ít thời gian nghỉ ngơi và ngược lại (Mincer, 1962; Becker, 1965).

Giả sử hàm hữu dụng của một cá nhân có dạng như sau:

(2.1) 𝑈(𝑦, 𝑙)

Với 𝑦 là thu nhập, 𝑙 là thời gian giải trí. Gọi ℎ là thời gian làm việc và 𝑇 là tổng

thời gian (giới hạn thời gian) mà một cá nhân làm việc và giải trí. 𝐺 là thu nhập phi

lao động và 𝑤 là tiền lương theo giờ của một cá nhân

(2.2) 𝑇 = ℎ + 𝑙

(2.3) 𝑦 = 𝑤ℎ + 𝐺

Cá nhân sẽ chọn h sao cho tối đa hữu dụng:

(2.4) 𝑈(𝑤ℎ + 𝐺, 𝑇 − ℎ)

Điều kiện để tối đa hữu dụng:

(2.5) 𝑤𝑈1 (𝑤ℎ + 𝐺, 𝑇 − ℎ) − 𝑈2 (𝑤ℎ + 𝐺, 𝑇 − ℎ) = 0

Hay

𝑤 = = 𝑀𝑈 (𝑙) 𝑀𝑈 (𝑦) 𝑈2 𝑈1

là điều kiện tiếp tuyến giữa độ dốc của đường giới hạn ngân sách và độ dốc

Đường bàng quan

Đường ngân sách

Nghỉ ngơi, giải trí

Làm việc

đường bàng quan.

Hình 2.1 Đường ngân sách và đường bàng quan

Hình 2.1 thể hiện sự lựa chọn giữa thu nhập và giải trí. Đường AD là đường ngân

sách. Đường ngân sách thể hiện sự kết hợp giữa thu nhập và giải trí của người lao

động. Độ dốc đường ngân sách bằng với mức lương của người lao động. Tại A là

mức thu nhập tối đa có thể đạt được. Kết hợp các sự lựa chọn giữa thu nhập và giải

trí cùng đem lại một mức hữu dụng sẽ lập thành một đường bàng quan. Mỗi điểm

trên đường bàng quan đại diện cho mỗi mức thu nhập và giải trí tương ứng. Mỗi cá

nhân điều muốn tối đa hóa mức hữu dụng, tuy nhiên lại bị giới hạn bởi thu nhập, đó

là đường giới hạn ngân sách. Điểm tiếp tuyến giữa đường ngân sách và đường bàng

quan là C. Tại điểm C, cá nhân người lao động nhận được mức hữu dụng tối ưu.

Tuy nhiên, tại điểm C, người lao động không tối đa hóa mức thu nhập của mình. Vì

tại điểm B, cá nhân nhận được mức thu nhập cao hơn điểm C (Y1 > Y2).

Khi mức lương thay đổi sẽ tạo ra hai hiệu ứng là hiệu ứng thay thế và hiệu ứng

thu nhập, tuy nhiên hai tác động này lại đối lập với nhau. Hiệu ứng thay thế cho

thấy khi mức lương tăng sẽ làm tăng chi phí cơ hội của giải trí vì người lao động

phải hy sinh thời gian nghỉ ngơi để có được số tiền công này. Các lý thuyết về nhu

cầu chỉ ra rằng các cá nhân sẽ mua ít hàng hóa hơn khi giá của nó tăng lên. Do đó,

người lao động sẽ giải trí ít hơn và làm việc nhiều hơn. Trong khi đó, tác động thu

nhập cho thấy thời gian làm việc thay đổi khi thu nhập thay đổi. Một cá nhân sẽ sử

dụng một phần thu nhập tăng do tăng lương để mua thêm của tất cả các loại hàng

thông thường, bao gồm cả giải trí. Thu nhập càng cao sẽ khuyến khích người lao

động "mua" nhiều thời gian cho sự nghỉ ngơi hơn và do vậy giảm thời gian làm việc

làm việc. Như vậy, nếu giải trí là hàng hóa thông thường, thu nhập tăng lên sẽ dẫn

đến giải trí nhiều hơn và làm việc ít hơn.

Hình 2.2 thể hiện tác động thay thế và tác động thu nhập. Đường ngân sách ban

đầu là AB và đường bàng quan là U1. Và điểm F1 là điểm tiếp xúc giữa AB và U1.

Khi mức lương tăng dẫn đến đường ngân sách AB di chuyển thành CB. Chi phí cơ

hội của giải trí tăng nên người lao động làm việc nhiều hơn và giải trí ít hơn. Tạo

một đường ngân sách DE song song với CB. Hình minh họa cho thấy, điểm F1 di

chuyển đến điểm F2, với F2 là tiếp điểm giữa DE và U1. Đoạn H1H2 thể hiện thời

gian làm việc tăng. Đó là tác động thay thế. Trong khi đó, việc tăng lương cũng tạo

thu nhập cao hơn, hữu dụng của người lao động tăng từ U1 đến U2. Điểm F2 di

chuyển đến điểm F3, với F3 là tiếp điểm giữa CB và U2. Trong trường hợp này,

người lao động giảm thời gian làm việc và tăng thời gian giải trí. Đoạn H2H3 thể

hiện thời gian làm việc giảm. Đây là tác động thu nhập.

Hình 2.2 Tác động thu nhập và tác động thay thế

Như vậy, với một mức lương cao hơn, tác động thay thế khuyến khích người lao

động làm việc nhiều hơn, còn tác động thu nhập khuyến khích người lao động làm

việc ít hơn và nghỉ ngơi nhiều hơn. Trong trường hợp hiệu ứng thay thế lớn hơn

hiệu ứng thu nhập thì khi tăng lương sẽ dẫn đến tăng thời gian làm việc. Nhưng nếu

tác động thu nhập lớn hơn hiệu ứng thay thế thì khi tăng lương sẽ dẫn đến giảm thời

gian làm việc. Theo như hình vẽ trên thì tác động thay thế lớn hơn tác động thu

nhập nên khi tăng lương dẫn đến tăng thời gian làm việc, đó là đoạn H1H3.

Nguồn thu nhập thu phi lao động từ tiền cho thuê tài sản, bán tài sản, khoản tiền

được cho hoặc tặng. Khi thu nhập phi lao động tăng sẽ làm cho đường giới hạn

ngân sách dịch chuyển sang bên phải lên phía trên với cùng độ dốc so với độ dốc

đường ngân sách ban đầu. Nếu giải trí là một hàng hóa thông thường, sự thay đổi

trong thu nhập phi lao động chỉ có tác động thu nhập. Vì vậy khi thu nhập phi lao

động tăng sẽ dẫn đến thời gian làm việc ít đi, đó là tác động nghịch biến của thu

H1 H2

nhập phi lao động đối với thời gian lao động.

Hình 2.3 Tác động của thu nhập ngoài lao động

Hình 2.3 cho thấy, ban đầu điểm A là điểm tiếp xúc giữa đường ngân sách và

đường bàng quan. Khi thu nhập ngoài lao động tăng dẫn đến đường ngân sách dịch

chuyển lên trên bên phải, và điểm tiếp xúc mới giữa đường ngân sách và đường

bàng quan là điểm B. Tại điểm B, người lao động nghỉ ngơi nhiều hơn và làm việc

ít hơn so với điểm A. Do đó, thu nhập ngoài lao động tăng lên dẫn đến người lao

động làm việc ít hơn và nghỉ ngơi nhiều hơn.

Tác động thay thế và tác động thu nhập trở thành lý do cho đặc điểm uốn ngược

của cung lao động. Mối quan hệ giữa cung lao động và mức lương được thể hiện

bằng đặc điểm uốn ngược của cung lao động. Khi mức lương tăng lên, ban đầu,

người lao động sẽ làm việc nhiều hơn. Tuy nhiên, khi mức lương đạt một mức nhất

định thì người lao động sẽ giảm thời gian làm việc bởi vì người lao động muốn nghỉ

ngơi nhiều hơn và làm việc ít đi khi thu nhập cao hơn.

Khi mức lương dưới mức lương giới hạn, thời gian làm việc sẽ bằng 0. Mức

lương giới hạn là mức thu nhập tối thiểu làm cho người lao động bàng quan giữa

không làm việc hay bắt đầu làm việc. Khi lương tăng lên, thời gian làm việc tăng

lên (hiệu ứng thay thế trội hơn so với hiệu ứng thu nhập). Tại một thời điểm nào đó,

tình hình đảo ngược, lương tăng nhưng thời gian làm việc giảm, lúc này hiệu ứng

thu nhập vượt trội hơn so với hiệu ứng thay thế. Như vậy, khi tăng lương thì thời

gian làm việc của người lao động có thể tăng hoặc giảm tùy theo hiệu ứng thay thế

Mức lương

Cung lao động

L1 L3 L2

hay hiệu ứng thu nhập trội hơn.

Hình 2.4 Cung lao động uốn ngược

Hình 2.4 cho thấy đặc điểm uốn ngược của cung lao động. Tại điểm A đến điểm

B, khi tăng mức lương (từ W1 đến W2) dẫn đến cung lao động tăng (từ L1 đến L2).

Tuy nhiên, từ điểm B trở đi (điểm C), khi tăng lương (từ W2 đến W3) sẽ làm giảm

cung lao động (từ L2 xuống L3). Như vậy, khi mức lương nhỏ hơn W2, người lao

động sẽ muốn làm việc nhiều hơn để kiếm được thu nhập cao hơn nhưng khi mức

lương vượt quá W2, người lao động sẽ làm việc ít hơn để dành nhiều thời gian hơn

cho giải trí.

2.1.2 Cung lao động hộ gia đình (Household Model)

Mô hình cung lao động cá nhân như trình bày ở trên thể hiện sự đánh đổi giữa

thu nhập và giải trí chỉ dựa trên các đặc điểm cá nhân mà bỏ qua các đặc điểm hộ

gia đình. Phần này trình bày quyết định cung lao động theo quan điểm của mô hình

hộ gia đình (household model). Mô hình này giả định rằng các quyết định, bao gồm

cả quyết định cung lao động, không phải do cá nhân quyết định mà do tất cả các

thành viên cùng nhau quyết định như là một chủ thể duy nhất: hộ gia đình.

Trong nền kinh tế nông nghiệp, hộ gia đình tham gia vào các hoạt động khác

nhau như hoạt động nông nghiệp và hoạt động phi nông nghiệp. Ở nông thôn, hộ

gia đình tham gia nông nghiệp là chủ yếu. Bên cạnh đó, hộ gia đình còn phân bổ

nguồn lực cho công việc được trả lương, kinh doanh nhỏ lẻ hay sử dụng tài nguyên

chung để kiếm thêm thu nhập. Các mô hình hộ gia đình nông nghiệp được phát triển

cho mục đích phân tích các quyết định liên quan đến các hộ nông dân bao gồm cả

các quyết định cung lao động (Rosenzweig, M.R., 1980; Singh, Squire và Strauss,

1986).

Hộ gia đình tối đa hóa hữu dụng thông qua tiêu dùng và tái sản xuất. Mô hình hộ

gia đình nông nghiệp được giả định rằng một hộ gia đình nông nghiệp giải quyết

đồng thời ba vấn đề về sản xuất, tiêu dùng và cung lao động. Ban đầu, các quyết

định liên quan đến sản xuất, tiêu dùng và lao động được phân tích một cách riêng

biệt thông qua tối đa hóa hữu dụng/lợi nhuận của các nhà sản xuất, người tiêu dùng

và người lao động. Đối với các nhà sản xuất, họ bị hạn chế về công nghệ, giá cả thị

trường và yếu tố cố định để tối đa hóa lợi nhuận. Người lao động đứng giữa việc

đánh đổi giữa thu nhập và giải trí. Muốn có thu nhập nhiều hơn thì họ phải dành

thời gian cho giải trí ít đi và ngược lại, muốn nghỉ ngơi nhiều hơn thì họ phải chấp

nhận một mức thu nhập thấp hơn. Người tiêu dùng muốn tối đa hóa hữu dụng

nhưng lại bị hạn chế về thời gian và thu nhập. Mô hình hộ gia đình (household

model) liên kết ba vấn đề này lại với nhau.

Khi hộ gia đình là một nhà sản xuất, hộ gia đình quan tâm đến vấn đề tối đa hóa

lợi nhuận.

Giả sử mô hình tối đa hóa lợi nhuận được cho như sau:

(2.6) 𝑀𝑎𝑥𝑞𝑎,𝑥,𝑙𝜋 = 𝑝𝑎𝑞𝑎 − 𝑝𝑥𝑥 − 𝑤𝑙

Với 𝜋 là lợi nhuận, 𝑞𝑎 là sản lượng sản xuất, 𝑝𝑎 là giá sản phẩm, hai yếu tố đầu

vào là 𝑥 và 𝑙 (là lao động), 𝑝𝑥 là giá đầu vào 𝑥 và 𝑤 là giá lao động.

Hàm sản xuất được cho như sau:

(2.7) 𝑞 (𝑞𝑎, 𝑥, 𝑙, 𝑧𝑞) = 0

Với 𝑧𝑞 bao gồm các yếu tố cố định và công nghệ trong hàm sản xuất.

Khi hộ gia đình là người tiêu dùng, hộ gia đình mong muốn tối đa hóa hữu dụng

thông qua tiêu dùng sản phẩm. Giả sử, ở đây có hai loại sản phẩm là sản phẩm nông

nghiệp a và chế thành phẩm b. Tuy nhiên, với tư cách là người tiêu dùng thì hộ gia

đình bị giới hạn bởi đường ngân sách và đặc điểm người tiêu dùng. Mô hình tối đa

hóa hữu dụng được cho như sau:

(2.8) 𝑀𝑎𝑥𝑐𝑎,𝑐𝑏𝑈(𝑐𝑎, 𝑐𝑏, 𝑧𝑐)

Với 𝑐𝑎 là sản phẩm nông nghiệp, 𝑐𝑏 là các hàng hóa tiêu dùng khác và 𝑧𝑐 là đặc

điểm người tiêu dùng.

Với 𝑝𝑎 là giá của sản phẩm a và 𝑝𝑏 là giá của sản phẩm b, đường giới hạn ngân

sách với hai sản phẩm được cho như sau:

(2.9) 𝑦 = 𝑝𝑎𝑐𝑎 + 𝑝𝑏𝑐𝑏

Hàm cầu thu được như sau:

(2.10) 𝑐𝑖 = 𝑐𝑖(𝑝𝑎, 𝑝𝑏, 𝑦; 𝑧𝑐); 𝑖 = (𝑐𝑎, 𝑐𝑏)

Khi hộ gia đình với tư cách là người lao động, họ mong muốn tối đa hóa hữu

dụng:

(2.11) 𝑀𝑎𝑥𝑦,𝑐𝑙𝑈(ℎ, 𝑦, 𝑧𝑤)

Với ℎ là thời gian làm việc, 𝑦 là thu nhập, 𝑧𝑤 là đặc điểm người lao động và 𝑐𝑙 là thời gian nghỉ ngơi, giải trí. Các quyết định cung lao động đã được đề cập ở phần

cung lao động cá nhân. Và người lao động bị giới hạn thu nhập và thời gian khi tối

đa hóa hữu dụng.

𝑦 = 𝑤ℎ

𝑐𝑙 + ℎ = 𝑇

Với 𝑤 là mức lương được trả theo giờ, 𝑇 là tổng thời gian. Nhân 𝑤 vào hai vế

của phương trình thời gian:

(2.12) 𝑤𝑐𝑙 + 𝑦 = 𝑤𝑇

Khi sử dụng hết thời gian cho công việc, hàm cầu của giải trí thu được như sau:

(2.13) 𝑐𝑙 = 𝑐𝑙(𝑤, 𝑇, 𝑧𝑤)

Khi hộ gia đình vừa là người tiêu dùng, vừa là người lao động thì hộ mong muốn

tối đa hóa hữu dụng:

(2.14) 𝑀𝑎𝑥𝑐𝑎,𝑐𝑏,𝑐𝑙𝑈(𝑐𝑎, 𝑐𝑏, 𝑐𝑙; 𝑧𝑤𝑐)

Với các ràng buộc sau:

Đường giới hạn ngân sách

(2.15) 𝑦 = 𝑤ℎ = 𝑝𝑎𝑐𝑎 + 𝑝𝑏𝑐𝑏

Giới hạn về thời gian

(2.16) 𝑐𝑙 + ℎ = 𝑇

(2.17) 𝑤𝑐𝑙 + 𝑦 = 𝑤𝑇

(2.18) 𝑝𝑎𝑐𝑎 + 𝑝𝑏𝑐𝑏 + 𝑤𝑐𝑙 = 𝑤𝑇

Hàm cầu của giải trí thu được như sau:

(2.19) 𝑐𝑙 = 𝑐𝑙(𝑝𝑎, 𝑝𝑏, 𝑤, 𝑇; 𝑧𝑤𝑐)

Khi vừa là nhà sản xuất, người tiêu dùng, vừa là người lao động thì hộ gia đình

mong muốn được tối đa hóa lợi nhuận và hữu dụng. Tuy nhiên, lúc này hộ gia đình

bị giới hạn về công nghệ sản xuất, đầu vào, cũng như giới hạn ngân sách và giới hạn

về mặt thời gian.

Hàm hữu dụng:

(2.20) 𝑀𝑎𝑥𝑞𝑎,𝑥,𝑙,𝑐𝑎,𝑐𝑏,𝑐𝑙𝑈(𝑐𝑎, 𝑐𝑏, 𝑐𝑙; 𝑧ℎ)

Với 𝑧ℎ là đặc điểm của hộ gia đình. Hàm sản xuất như sau:

(2.21) 𝑄 = 𝑓(𝑞𝑎, 𝑥, 𝑙, 𝑧𝑞) = 0

Giới hạn về tiền

(2.22) 𝑝𝑥𝑥 + 𝑝𝑏𝑐𝑏 = 𝑝𝑎(𝑞𝑎 − 𝑐𝑎) + 𝑤(ℎ − 𝑙)

Giới hạn về thời gian

(2.23) 𝑐𝑙 + ℎ = 𝑇

Thay ℎ = 𝑇 − 𝑐𝑙 cho phương trình (2.22)

(2.24) 𝑝𝑥𝑥 + 𝑝𝑏𝑐𝑏 = 𝑝𝑎(𝑞𝑎 − 𝑐𝑎) + 𝑤(𝑇 − 𝑐𝑙 − 𝑙)

𝑝𝑥𝑥 + 𝑝𝑏𝑐𝑏 = 𝑝𝑎𝑞𝑎 − 𝑝𝑎𝑐𝑎 + 𝑤𝑇 − 𝑤𝑐𝑙 − 𝑤𝑙

Với 𝜋 = 𝑝𝑎𝑞𝑎 − 𝑝𝑥𝑥 − 𝑤𝑙

𝑝𝑎𝑐𝑎 + 𝑝𝑏𝑐𝑏 + 𝑤𝑐𝑙 = 𝜋 + 𝑤𝑇

Theo lý thuyết lao động cá nhân, người lao động đạt tối đa thu nhập khi dành tất

cả thời gian cho công việc. Trong thị trường hoàn hảo, giá hàng hóa được cho trước

và tất cả hàng hóa đều có được thị trường. Khi hộ gia đình sản xuất, hộ gia đình sử

dụng tối ưu lao động để tối đa lợi nhuận. Dựa trên lợi nhuận này, xem xét giá cả thị

trường và mức lương, hộ gia đình sẽ quyết định tiêu dùng và lao động tối ưu để

phân bổ cho hoạt động phi nông nghiệp. Tiền lương liên quan đến tiêu dùng và sản

xuất. Khi hộ gia đình đóng vai trò là người thuê lao động thì tiền lương được xem

như chi phí, do đó, khi tăng tiền lương dẫn đến thu nhập giảm, và làm việc nhiều

hơn. Trong khi đó, khi hộ gia đình đóng vai trò là người lao động, lúc này tiền

lương được xem như lợi ích. Do đó, khi tăng lương dẫn đến tăng thu nhập, nhu cầu

giải trí cao hơn và thời gian làm việc ít đi.

Không phải giả định về thị trường hoàn hảo luôn đúng so với thực tế, chẳng hạn

như bị rủi ro về giá thấp hay giá đầu vào cao, do đó không có sự phân chia giữa tiêu

dùng và sản xuất mà thực hiện đồng thời cả ba hoạt động sản xuất, tiêu dùng và

cung lao động. Trong trường hợp này, quyết định cung lao động phụ thuộc qua lại

với hoạt động nông nghiệp đang có nhu cầu về lao động. Do đó, là tiền lương ẩn,

hay còn gọi là chi phí cơ hội của thời gian, tốt hơn tiền lương thị trường khi xác

định cung loa động. Skoufias (1994) ước tính lương ẩn từ hàm sản xuất và sử dụng

mức lương này để hồi quy tổng giờ làm việc dựa trên lương ẩn và thu nhập ẩn.

2.1.3 Mô hình cung lao động hộ gia đình nhất thể và tập hợp (Unitary and

Collective Household Labor Supply Models)

Cả hai mô hình cung lao động cá nhân và hộ gia đình đều có nhược điểm. Mô

hình cá nhân bỏ qua các yếu tố hộ gia đình. Mô hình hộ gia đình giả định rằng cá

nhân không có quyền tự quyết định cung lao động của bản thân. Vì vậy, các mô

hình thay thế đã được phát triển. Hai mô hình phổ biến nhất là unitary household

supply model và collective houeshold supply model.

Cung lao động hộ gia đình nhất thể và tập hợp thường dựa trên giả định hộ gia

đình hai thành viên. Với mô hình nhất thể (unitary), hộ gia đình được xem như một

chủ thể ra quyết định tối đa hóa hữu dụng theo một giới hạn ngân sách (Fotin và

Lacroix, 1997). Hàm hữu dụng của hộ gia đình hai thành viên được cho như sau:

(2.25) 𝑀𝑎𝑥𝑐1,𝑐2,ℎ1,ℎ2𝑈(𝑐1, 𝑐2, ℎ1, ℎ2)

𝑤1ℎ1 + 𝑤2ℎ2 + 𝑦1 + 𝑦2 ≥ 𝑐1 + 𝑐2

𝑤1ℎ1 + 𝑤2ℎ2 + 𝑦 ≥ 𝑐

Với 𝑐1 và 𝑐2 là tiêu dùng hàng hóa tư nhân Hicksian của hai thành viên với giá

được chuẩn hóa bằng 1, ℎ1 và ℎ2 là cung lao động của hai thành viên, 𝑤1 và 𝑤2 là

mức lương, 𝑦1 và 𝑦2 là thu nhập phi lao động. Áp dụng định lý tổng hợp của Hicks

và giả định rằng hàm hữu dụng hộ gia đình phụ thuộc vào tiêu dùng tổng hợp

(𝑐 = 𝑐1 + 𝑐2), hành vi hộ gia đình thể hiện kết quả của tối đa hóa với ràng buộc

ngân sách của hộ gia đình.

(2.26) 𝑀𝑎𝑥𝑐,ℎ1,ℎ2𝑈(𝑐, ℎ1, ℎ2)

𝑤1ℎ1 + 𝑤2ℎ2 + 𝑦1 + 𝑦2 ≥ 𝑐

Để giải quyết vấn đề (2.26) cho ℎ1 và ℎ2, có thể lấy dạng hàm cung lao động của

hộ gia đình như sau:

(2.27) ℎ1(𝑤1, 𝑤2, 𝑦1, 𝑦2) = 𝐻1(𝑤1, 𝑤2, 𝑦)

(2.28) ℎ2(𝑤1, 𝑤2, 𝑦1, 𝑦2) = 𝐻2(𝑤1, 𝑤2, 𝑦)

Với 𝑦 = 𝑦1 + 𝑦2 là tổng thu nhập phi lao động của hộ gia đình. Tuy nhiên, vấn

đề chủ yếu của (2.26) cho ℎ1 và ℎ2 phải đáp ứng đồng thời hai ràng buộc. Thứ nhất,

từ (2.27) và (2.28) là sự phân bố của tổng thu nhập phi lao động 𝑦 qua các thành

viên trong hộ gia đình không có vai trò trong việc xác định cung lao động cá nhân.

Thứ hai là điều kiện xác định tích cực (positive definite) và đối xứng (symmetry)

của ma trận Slutsky.

Tuy nhiên, mô hình nhất thể của hộ gia đình đã bị chỉ trích. Trong một số nghiên

cứu, tác động lý thuyết của mô hình nhất thể đã bị bác bỏ dựa trên các bằng chứng

thực nghiệm (Blundell và Meghir, 1986; Blundell và Walker, 1986; Lundberg,

1988; Fortin và Lacroix, 1997).

Những hạn chế của mô hình nhất thể dẫn đến sự phát triển của mô hình cung lao

động tập hợp (collective household labor supply model) (Apps và Rees, 1988;

Chiappori, 1992). Mô hình tập hợp được chứng minh là được nâng cao hơn so với

mô hình nhất thể trong việc mô tả hành vi cung lao động gia đình (Fortin và

Lacroix, 1997; Blundell và cộng sự, 2007; Bloemen, 2004). Mô hình cung lao động

tập hợp xem xét những ưu đãi và thương lượng để đạt hiệu quả Pareto cho các thành

viên hộ gia đình. Quá trình ra quyết định của hộ gia đình bao gồm hai giai đoạn.

Thứ nhất, thu nhập phi lao động được phân chia giữa các thành viên hộ gia đình

theo nguyên tắc chia sẻ. Thứ hai, cá nhân thành viên trong hộ gia đình quyết định

cung lao động sao cho tối đa hóa hữu dụng của mình với mức giới hạn ngân sách

tương ứng của mỗi cá nhân.

Mô hình cung lao động tập hợp được phát triển dựa trên cơ sở các mô hình nhất

thể, sau đó được thêm vào nhân tố phân chia thu nhập (Fortin và Lacroix, 1997).

Mô hình được mở rộng đến các hộ gia đình với các cặp vợ chồng làm việc, sau đó

các yếu tố phân bố đã được giới thiệu (Chiappori và cộng sự, 2002). Donni (2003)

khái quát các giả định chính của mô hình Chiappori (1992) bằng cách đưa vào mục

quyết định tham gia và xem xét hạn chế ngân sách phi tuyến tính. Trong phương

pháp này, hàm cung lao động trên cơ sở tiền lương và thu nhập phi lao động đã

được sử dụng để phục hồi các thông số của các quy luật phân chia. Như vậy, cung

lao động của các hộ gia đình với hai thành viên được định nghĩa là hàm của tiền

lương, thu nhập được phân chia, yếu tố phân bố (kết hôn và sự khác biệt giáo dục

giữa vợ và chồng) và yếu tố sở thích (tuổi tác, giáo dục và giới tính) (Chiappori,

Fortin và Lacroix , 2002).

𝐻1 = 𝑓(𝑤1, 𝜙(𝑤1, 𝑤2, 𝑦, 𝑠, 𝑧)𝑧)

𝐻2 = 𝑓(𝑤2, 𝑦 − 𝜙(𝑤1, 𝑤2, 𝑦, 𝑠, 𝑧)𝑧)

Trong đó, 𝐻1 và 𝐻2 là giờ làm việc của các thành viên hộ gia đình; 𝑤1 và 𝑤2 là

mức lương của các thành viên hộ gia đình; 𝜙 là quy luật phân chia; 𝑦, 𝑠, 𝑧 là thu

nhập phi lao động, vecto của yếu tố phân bổ và yếu tố sở thích tương ứng.

Tuy nhiên, mô hình cung lao động hộ gia đình tập hợp cũng có những hạn chế.

Chẳng hạn, mô hình này không cho phép sự có mặt của hàng hóa công, và ứng dụng

bị hạn chế trong phạm vi các cặp vợ chồng không có con (Blundell và cộng sự,

2007), đồng thời khả năng áp dụng mô hình này trong phân tích tác động của chính

sách về lao động thì rất hạn chế. Khi nghiên cứu ở nông thôn, một số đặc điểm đặc

biệt của các hộ nông dân lại được các mô hình hộ gia đình nông nghiệp giải quyết

tốt, do đó mô hình hộ gia đình tập hợp thường bị bỏ qua khi phân tích trong nền

kinh tế nông nghiệp. Tuy nhiên, mô hình này đã được chứng minh là hiệu quả trong

việc mô tả các hành vi cung lao động của hộ gia đình ở các nước phát triển và một

số nền kinh tế chuyển đổi (Bielenka, 2008; Berulava, G., và Chikava, G., 2011).

2.2 Các nghiên cứu liên quan

Đã có nhiều bài nghiên cứu trước đây nghiên cứu về cung lao động của phụ nữ

đã kết hôn ở nhiều nước khác nhau như Canada, Malaysia, Đức, Pakistan ở các giai

đoạn khác nhau và đã đưa ra nhiều kết quả có giá trị. Bài nghiên cứu của Mincer

(1962) sử dụng dữ liệu từ cuộc điều tra Chi Phí Tiêu Dùng BLS 1950. Mô hình kinh

tế lượng, hàm cung lao động thị trường cho phụ nữ đã kết hôn:

𝑚 = 𝛽𝑝𝑥𝑝 + 𝛼𝑤 + 𝜇

Với 𝑚 là số lượng cung lao động cho thị trường, 𝑥𝑝 thu nhập của người chồng, 𝑤

là tiền lương toàn thời gian của người vợ, 𝜇 là phản ứng của các yếu tố khác hay

“thị hiếu”. Ngoài thu nhập của người chồng, tiền lương của người vợ, các biến khác

được thêm vào để xác định cung lao động của phụ nữ đã kết hôn là trình độ học

vấn, tỷ lệ thất nghiệp của nam và tỷ lệ gia đình có trẻ em dưới 6 tuổi.

Mincer (1962) đã cho thấy rằng tỷ lệ tham gia lực lượng lao động người vợ quan

hệ nghịch biến đối với thu nhập của chồng: nghĩa là người chồng kiếm được nhiều

tiền hơn, thì người vợ làm việc ít hơn. Tuy nhiên, người vợ càng kiếm được nhiều

tiền thì càng muốn làm việc nhiều hơn. Người vợ muốn làm việc nhiều hơn nếu thu

nhập hiện tại của người chồng dưới mức thu nhập thường xuyên. Lao động và thu

nhập có mối quan hệ yếu hơn khi người đứng đầu gia đình trên 35 tuổi có trình độ

học vấn cao, vì người đứng đầu được giáo dục tốt hơn sẽ có những tài sản khác, do

đó, người vợ không cần thiết phải làm việc khi thu nhập thấp.

Barton và Zabalza (1980) đã sử dụng dữ liệu trên 3.877 gia đình (với phụ nữ đã

kết hôn từ 60 tuổi trở xuống) từ Tổng cuộc điều tra hộ gia đình năm 1974 (OPCS)

để giải thích sự tham gia của phụ nữ đã kết hôn với các biến tổng thu nhập theo giờ

của vợ, tổng thu nhập theo giờ của chồng, thu nhập phi lao động ròng hàng năm,

tuổi của trẻ em nhỏ nhất, số con, lý lịch dân tộc, bệnh dài ngày, tuổi, khu vực và

chồng đang thất nghiệp. Barton và Zabalza (1980) đã cho thấy rằng sự tham gia của

phụ nữ đã kết hôn tăng trong giai đoạn 1973-1977, và cũng trong giai đoạn này thì

tiền lương thực tế của người chồng giảm nhẹ trong khi tiền lương thực tế của người

vợ tăng lên đáng kể. Thêm vào đó, biến tuổi của đứa con nhỏ nhất có ảnh hưởng

đến sự tham gia của phụ nữ kết hôn, và quy mô gia đình giảm cũng một phần làm

tăng sự tham gia của phụ nữ trẻ tuổi, nhưng lại không có tác dụng trong nhóm phụ

nữ lớn tuổi hơn. Ít có sự khác nhau trong tỷ lệ tham gia của phụ nữ kết hôn ở các

khu vực khác nhau. Nếu chồng thất nghiệp, thì người vợ ít có khả năng được tìm

được việc làm, nhưng không hẳn là do tác dụng không khuyến khích của các hệ

thống an sinh xã hội.

Smith và Stelcner (1988) đã sử dụng dữ liệu Tổng điều tra năm 1981, các mẫu

được giới hạn trong 2851 cặp vợ chồng kết hôn với điều kiện người vợ từ 20-54

tuổi, để xem xét các hành vi cung lao động của phụ nữ đã lập gia đình ở Canada.

Smith và Stelcner đã đưa ra kết quả là những người vợ trẻ tuổi hơn, mà sống ở khu

vực đô thị lớn hơn, có xu hướng làm việc nhiều giờ hơn. Trẻ em trước tuổi đi học

quan hệ nghịch biến với cung lao động của người vợ trẻ tuổi hơn, trong khi đó trẻ

em trong độ tuổi đi học không khuyến khích làm việc cho cả hai nhóm người vợ

này. Tôn giáo chỉ có ý nghĩa cho những người vợ lớn tuổi hơn. Đối với biến ngôn

ngữ, chỉ nói được tiếng Pháp làm giảm cung lao động của những người vợ lớn tuổi

hơn. Hệ số mức lương của vợ gần bằng 0 (ở mức 5%). Đối với các nhóm tuổi khác

nhau, kết quả cho thấy rằng mức lương càng tăng thì cung lao động của phụ nữ trẻ

tuổi hơn càng tăng (ở mức 5%), đối với cung lao động của những người phụ nữ lớn

tuổi hơn cũng tăng nhưng không đáng kể. Như vậy, kết quả của bài nghiên cứu cho

thấy rằng có sự khác biệt trong thay đổi cung lao động của hai nhóm tuổi: người vợ

trẻ dường như là hơi nhạy cảm hơn với các biến như tiền lương, thu nhập phi lao

động và sự hiện diện của trẻ em; trong khi những người vợ lớn tuổi hơn bị ảnh

hưởng nhiều hơn bởi các biến như tôn giáo và các thuộc tính ngôn ngữ học.

Juhn và Murphy (1997) đã sử dụng bộ dữ liệu CPS từ năm 1968 đến năm 1992

và điều tra dân số năm 1960 để mô tả thay đổi trong thu nhập và việc làm của các

cặp vợ chồng trong các hộ gia đình khác nhau được phân tầng bởi tiền lương theo

giờ của người chồng. Mục tiêu đầu tiên của Juhn và Murph là để mô tả những thay

đổi trong việc làm và thu nhập của người đàn ông và phụ nữ đã lập gia đình. Và

mục tiêu thứ hai là xem xét mức độ thay đổi nhanh chóng trong thu nhập của vợ

hoặc chồng đã tác động đến cung lao động của đàn ông và phụ nữ đã lập gia đình.

′ 𝑍𝑚 + 𝑒

Mô hình cung lao động của người đàn ông được cho như sau:

𝐸𝑚 = 𝛼0 + 𝛼1 ln(𝑊𝑚) + 𝛼2𝑌𝑚 + 𝛼3

Với 𝐸𝑚 là cung lao động của người chồng; 𝑊𝑚 là mức tiền lương theo giờ của

người chồng; 𝑌𝑚 là thu nhập phi lao động của người chồng, bao gồm thu nhập của

người vợ; 𝑍𝑚 là biến khác tác động đến việc làm của người chồng; 𝑒 là sai số. Lưu

ý rằng, tác động của thu nhập của người vợ thông qua hệ số 𝛼2, được đo lường tác

động của thu nhập phi lao động lên việc làm. Cung lao động người phụ nữ, Juhn và

′ 𝑍𝑓 + 𝜀

Murph cũng có phương trình cung lao động tương tự như sau:

𝐸𝑓 = 𝛽0 + 𝛽1 ln(𝑊𝑓) + 𝛽2𝑌𝑓 + 𝛽3

Với 𝐸𝑓 là cung lao động của người vợ; 𝑊𝑓 là mức tiền lương theo giờ của người

vợ; 𝑌𝑓 là thu nhập phi lao động của người vợ, bao gồm thu nhập của người chồng;

𝑍𝑓 là biến khác tác động đến việc làm của người vợ.

Juhn và Murph (1997) đưa ra kết quả cho thấy rằng thu nhập của nam giới tăng

chậm lại đã làm tăng việc làm của phụ nữ đã kết hôn trong những thập kỷ đó. Thêm

vào đó, thu nhập của chồng tác động lên việc làm của vợ thì lớn hơn so với tác động

thu nhập của vợ lên tỷ lệ việc làm của người chồng. Với sự có mặt của trẻ em, Juhn

và Murph ước tính rằng khi giảm 1,000$ trong thu nhập của người chồng sẽ làm

tăng tỷ lệ việc làm của người vợ lên 0,7% trong giai đoạn 1968-1970 và tăng 0,4%

trong giai đoạn 1988-1990. Việc làm tăng khoảng 27% đối với phụ nữ đã lập gia

đình trong giai đoạn 1969-1989. Trẻ em từ 1 đến 6 tuổi làm giảm tỷ lệ việc làm của

vợ trong khoảng từ 18 đến 22%. Nhưng mối quan hệ nghịch biến giữa trẻ em và lao

động phụ nữ đã trở nên yếu hơn trong giai đoạn 1969-1989. Trong hai thập kỷ này,

Juhn và Murph đã nhận thấy rằng tỷ lệ tham gia của phụ nữ đã lập gia đình đã dịch

chuyển rất nhiều, đối với người vợ của những người đàn ông có mức lương cao thì

tỷ lệ việc làm của họ tăng nhiều hơn so với người vợ của những người có mức

lương thấp.

Merz (2006) nghiên cứu thay đổi hành vi của thị trường lao động phụ nữ đã kết

hôn hoặc sống chung ở Tây Đức để xác định các yếu tố quyết định hành vi của họ.

Ông tập trung nghiên cứu thay đổi giữa năm 1986 và 2000. Merz sử dụng dữ liệu vi

mô từ Tiểu ban Kinh tế Xã hội Đức (SOEP), một mẫu đại diện của hộ gia đình cá

nhân đang sống ở Đức, để phân tích tỷ lệ việc làm của phụ nữ và giờ làm việc hàng

tuần của họ. Ông sử dụng các biến đặc điểm riêng của phụ nữ có chồng như trình độ

học vấn của họ, với đặc điểm của người chồng và bối cảnh gia đình trong đó bao

gồm có hay không có con nhỏ trong gia đình. Dựa trên một phương pháp mà lần

đầu tiên được sử dụng bởi Juhn và cộng sự (1997) trong nghiên cứu về cung lao

động phụ nữ kết hôn ở Mỹ, Merz phân tầng người vợ bằng mức lương của chồng.

Do đó Merz (2006) có thể định lượng vai trò tiền lương của phụ nữ trong quyết định

cung lao động của họ đối lập với tiền lương của người chồng. Kết quả trong nghiên

cứu của Merz (2006) cho thấy, tỷ lệ việc làm của phụ nữ có chồng ở Đức tăng đều

đặn. Tỷ lệ việc làm cho phụ nữ có con nhỏ và có trình độ học vấn cao tăng nhanh

nhất. Tỷ lệ việc làm tăng ở tất cả các phụ nữ trong mẫu nghiên cứu, giờ làm việc

hàng tuần vẫn quan hệ nghịch biến với mức lương của người chồng. Merz (2006) đã

cung cấp bằng chứng mạnh mẽ rằng tiền lương của phụ nữ có tay nghề thấp đã tăng

nhiều hơn hơn so với tiền lương của phụ nữ có tay nghề cao trong thời gian nghiên

cứu. Điều này có thể đã góp phần giải thích rằng người vợ có tay nghề cao giảm giờ

làm hàng tuần của họ.

Cũng trong năm 2006, Blau và Kahn sử dụng dữ liệu điều tra dân số (CPS) để

điều tra hành vi cung lao động của phụ nữ đã kết hôn từ năm 1980 đến năm 2000.

Mô hình cung lao động được sử dụng để phân tích trong nghiên cứu như sau:

𝐻 = 𝑎0 + 𝑎1𝑙𝑛𝑊 + 𝑎2𝐼 + 𝐵′𝑋 + 𝑢𝑎

𝐻 = 𝑏0 + 𝑏1𝑙𝑛𝑊 + 𝑏2𝑙𝑛𝑊𝑠 + 𝐵3𝐴 + 𝐶′𝑋 + 𝑢𝑏

Với mỗi cá nhân i, 𝐻 là giờ làm việc, 𝑊 là mức lương theo giờ của chính người

đó, 𝐼 là thu nhập tài sản gia đình cộng với thu nhập của vợ hoặc chồng, 𝑋 là biến

kiểm soát, 𝑊𝑠 là mức lương theo giờ của vợ hoặc chồng, 𝐴 là thu nhập tài sản gia

đình, 𝑢𝑎 và 𝑢𝑏 là sai số.

Blau và Kahn (2006) cho thấy cung lao động của phụ nữ có quan hệ đồng biến

với tiền lương của họ và quan hệ nghịch biến với mức lương của người chồng.

Cung lao động phụ nữ đã lập gia đình tăng lên đáng kể trong những năm 1980, và

tăng ít hơn trong những năm 1990. Tiền lương thực tế của phụ nữ đã kết hôn tăng

trong cả năm 1980 và 1990. Hàm cung lao động của những người phụ nữ này đã

chuyển mạnh sang phải trong những năm 1980, và thay đổi rất ít trong những năm

1990. Sự khác biệt này là do cung lao động nữ tăng nhanh trong năm 1980 so với

năm 1990. Ngoài ra, tiền lương thực tế của người chồng đã giảm nhẹ trong năm

1980 nhưng đã tăng trong những năm 1990, điều này cũng giải thích một phần sự

tăng trưởng chậm lại của cung lao động phụ nữ trong những năm 1990.

Một nghiên cứu khác ở Canada về cung lao động phụ nữ đã kết hôn, Morissette

và Hou (2008) sử dụng cả dữ liệu vi mô và dữ liệu nhóm để xem xét liệu những

người vợ của Canada có tăng cung lao động của họ do sự sụt giảm trong tiền lương

của chồng qua các giai đoạn 1980-1990 và 1990-2000. Mô hình cung lao động phụ

𝑚 + 𝛽3𝑌𝑖 + 𝛽4𝑍𝑖 + 𝜀𝑖

𝑓 + 𝛽2𝑤𝑖

nữ đã kết hôn được sử dụng cho dữ liệu vi mô như sau:

𝐻𝑖 = 𝛽0 + 𝛽1𝑤𝑖

Với 𝐻𝑖 là cung lao động của người vợ i (sự tham gia, giờ hàng năm, giờ trên tuần, 𝑓 là logarit của mức lương theo tuần trên năm, hoặc là giá trị logarit của chúng), 𝑤𝑖

𝑚 là logarit của mức lương theo giờ của chồng hoặc là thu nhập hàng

giờ của vợ, 𝑤𝑖

năm của chồng, 𝑌𝑖 thu nhập tài sản của gia đình, 𝑍𝑖 là biến kiểm soát, 𝜀𝑖 là sai số.

Ngoài việc sử dụng dữ liệu vi mô để ước lượng phương trình trên thông qua OLS,

đối với dữ liệu nhóm Morissette và Hou xác định phương trình cung lao động sau

𝑚 + 𝛼3𝑌𝑗𝑟𝑡 + 𝛼4𝑍𝑗𝑟𝑡 + 𝛼5𝑡 + 𝑣𝑗𝑡 + 𝜇𝑗𝑡 + 𝜂𝑟𝑡

𝑓 + 𝛼2𝑤𝑗𝑟𝑡

đây:

𝐻𝑗𝑟𝑡 = 𝛼0 + 𝛼1𝑤𝑗𝑟𝑡

+ 𝜀𝑗𝑟𝑡

Với t là chỉ số thời gian, j là một trong 30 nhóm vợ chồng được xác định theo

tuổi của chồng (3 loại) và trình động học vấn của vợ (10 hạng mục), r đề cập đến

𝑚 ; logarit trung bình tiền lương theo giờ của

tỉnh. Biến giải thích bao gồm logarit trung bình tiền lương theo giờ của người chồng

𝑓 ; 𝑌𝑗𝑟𝑡 là thu nhập phi lao động trung bình; 𝑍𝑗𝑟𝑡 là

của cặp thứ j ở vùng r tại thời gian t, 𝑤𝑗𝑟𝑡

người vợ của những cặp này, 𝑤𝑗𝑟𝑡

biến kiểm soát được xác định ở cấp độ nhóm (bao gồ số lượng trẻ em dưới 6 tuổi).

Yếu tố 𝑣𝑗𝑡 đại diện các hiệu ứng cố định cho phép phụ nữ trong mỗi 300 nhóm để

có sự khác biệt nội tại trong cung lao động của họ, vì các thuộc tính không quan sát

được như động lực, định hướng nghề nghiệp, và thị hiếu cho giải trí. Thuật ngữ 𝛼5𝑡

đo lường tổng thời gian cho phép cung lao động của vợ thay đổi theo thời gian do

thay đổi trong thái độ, chuẩn mực xã hội, và các yếu tố kinh tế có ảnh hưởng đến sở

thích của phụ nữ đối với công việc.

Morissette và Hou (2008) đưa ra kết quả của nghiên cứu dựa trên dữ liệu nhóm

cho thấy hành vi của những người phụ nữ Canada thay đổi lớn đối với những thay

đổi trong tiền lương của người chồng trong những năm 1980. Nhưng đối với năm

1990 thì ước tính không chắc chắn. Tuy nhiên, tỷ lệ tham gia vào thị trường lao

động của những người vợ ngày càng tăng, những người vợ tăng cung lao động của

họ ở bình diện rộng (bằng cách gia nhập vào thị trường lao động) hoặc ở bình diện

sâu (bằng cách làm việc nhiều giờ hơn) dự kiến sẽ giảm. Morissette và Hou cho

thấy cung lao động người vợ trở nên ít bị ảnh hưởng bởi tiền lương của chồng và

tiền lương của họ theo thời gian.

Một nghiên cứu tại Pakistan, Khan và Khan (2009) nêu lên những yếu tố ảnh

hưởng đến quyết định tham gia vào các hoạt động lao động của phụ nữ đã kết hôn

(ở nhóm tuổi từ 16 đến 60 tuổi). Khan và Khan (2009) sử dụng mô hình probit trên

3,911 quan sát. Mô hình bao gồm biến phụ thuộc là tham gia lực lượng lao động

của phụ nữ kết hôn và các biến độc lập là tuổi của phụ nữ đã kết hôn, tuổi của phụ

nữ đã kết hôn bình phương, trình độ học vấn của phụ nữ đã kết hôn, trình độ học

vấn của phụ nữ đã kết hôn bình phương, tình trạng biết đọc biết viết của phụ nữ đã

lập gia đình, phụ nữ là chủ hộ gia đình, quyền sở hữu tài sản của hộ gia đình, thu

nhập bình quân đầu người của hộ gia đình, tình trạng nghèo của hộ gia đình, quy

mô gia đình, gia đình có quy mô nhỏ, số trẻ em đến 4 tuổi, số bé trai trong độ tuổi đi

học từ 5 đến 15 tuổi, số bé gái trong độ tuổi đi học từ 5 đến 15 tuổi, số con trai chủ

lực trong gia đình từ 16 tuổi trở lên, số con gái chủ lực trong gia đình từ 16 tuổi trở

lên, trình độ học vấn của người chồng, tình trạng biết đọc biết viết của người chồng,

việc làm của chồng, thu nhập của chồng, địa bàn cư trú của hộ gia đình.

Khan và Khan (2009) cho thấy rằng độ tuổi của phụ nữ, phụ nữ là chủ hộ gia

đình, trình độ học vấn của phụ nữ, hộ nghèo, quy mô gia đình, số lượng con gái (từ

5 đến 15 tuổi), số con gái trên 15 tuổi, thu nhập và thu nhập thấp của người chồng,

và địa bàn nông thôn quan hệ đồng biến với tham gia lực lượng lao động của phụ nữ

đã kết hôn. Mặt khác, quyền sở hữu tài sản của các hộ gia đình, thu nhập bình quân

đầu người của hộ gia đình, một gia đình chủ lực, số lượng trẻ sơ sinh, số con trai

trên 15 tuổi, trình độ học vấn của người chồng thì quan hệ nghịch biến với biến phụ

thuộc. Phát hiện của Khan và Khan là tình trạng hộ gia đình nghèo càng thúc đẩy

phụ nữ đã kết hôn tham gia lực lượng lao động. Điều đó phản ánh rằng phần lớn

phụ nữ có chồng làm việc trong khu vực phi chính thức.

Cũng ở Canada, Dostie và Kromann (2012) đã ước tính cung lao động và độ co

giãn tham gia lao động với lương của người vợ, lương của người chồng, và thu nhập

phi lao động cho phụ nữ đã lập gia đình, bằng việc sử dụng dữ liệu từ Điều tra Lao

động và Thu nhập (SLID) giai đoạn 1996-2005. Phương pháp ước tính độ co giãn

cung lao động có bốn bước tính:

̂ = 𝜆𝑖𝑡 𝛷 (𝛿0 𝜙(𝛿0 ̂ + 𝛿3 ̂ + 𝛿3 ̂𝐼𝑖𝑡 + 𝛿̂𝑋𝑖𝑡) ̂𝐼𝑖𝑡 + 𝛿̂𝑋𝑖𝑡)

Với 𝐼𝑖𝑡 là thu nhập phi lao động trong gia đình, 𝑋𝑖𝑡 bao gồm các biến số khác mà

giải thích sự tham gia của một người trong thị trường lao động. Các biến trong 𝑋𝑖𝑡là

một hàm bậc hai của tuổi người đó và của vợ/chồng, giáo dục, biến giả tỉnh, và một

biến giả chỉ ra nếu gia đình có một đứa trẻ mầm non. Trong các biến này, chỉ có thu

nhập phi lao động và biến giả trẻ em mầm non được loại ra khỏi phương trình

𝜔 + 𝜌𝜔𝜆𝑖𝑡

lương.

̂ + 𝑢𝑖𝑡 ln 𝜔𝑖𝑡 = 𝛽0 + 𝛽𝑍𝑖𝑡

𝜔 là đặc điểm cá nhân bao gồm cả vốn con người. Tác giả sử dụng 𝜆𝑖𝑡

̂ để Với 𝑍𝑖𝑡

ℎ + 𝜌ℎ𝜆𝑖𝑡

chính xác cho sự tham gia lực lượng lao động nội sinh.

𝜔 + 𝛼2 ln 𝜔𝑖𝑡

ℎ + 𝛼3𝐼𝑖𝑡 + 𝛼𝑍𝑖𝑡

ℎ là

̂ + 𝜐𝑖𝑡 ℎ𝑖𝑡 = 𝛼0 + 𝛼1 ln 𝜔𝑖𝑡

𝜔 là lương theo giờ của người vợ, 𝜔𝑖𝑡

ℎ là các biến khác giải thích giờ lao động.

Với ℎ𝑖𝑡 là giờ làm việc hàng năm, 𝜔𝑖𝑡

lương theo giờ của người chồng, 𝑍𝑖𝑡

Cuối cùng, ở bước thứ tư Dostie và Kromann ước tính tham gia lực lượng lao

động bằng cách sử dụng một mô hình probit, bao gồm cả các biến giải thích các

quan sát tiền lương cho phụ nữ làm việc và mức lương từ phương trình thứ 2 cho

ℎ̂ + 𝛿3𝐼𝑖𝑡 + 𝛿𝑋𝑖𝑡)

phụ nữ không làm việc:

𝜔̂ + 𝛿2 ln 𝜔𝑖𝑡

𝑃 (𝑃𝑎𝑟𝑡𝑖𝑐𝑖𝑝𝑎𝑡𝑖𝑜𝑛𝑖𝑡 = 1) = 𝛷 (𝛿0 + 𝛿1 ln 𝜔𝑖𝑡

ℎ =

Độ co giãn thay thế và thu nhập của giờ làm việc được tính như sau:

ℎ =

∈𝜔𝑡 𝛼1̂ ̅ ℎ𝑡

𝐼𝑡̅ ∈𝐼𝑡 𝛼2̂ ̅ ℎ𝑡

Với ℎ𝑡

̅ là giờ làm việc trung bình, 𝐼𝑡̅ là thu nhập phi lao động trung bình cho các cá nhân giống nhau. Độ co giãn thay thế và thu nhập của tham gia lao động được

𝑃 =

tính như sau:

𝑃 =

∈𝜔𝑡 ̂ 𝜙̅(. ) 𝛿1 𝑝𝑡̅

𝐼𝑡̅ ∈𝐼𝑡 ̂𝜙̅(. ) 𝛿2 𝑝𝑡̅

Với 𝜙̅ là trung bình của 𝛷 trong phương trình P, 𝑝𝑡̅ là tỷ trọng trung bình của

mẫu trong lực lượng lao động.

Kết quả Dostie và Kromann (2012) đưa ra của bài nghiên cứu cho thấy các chính

sách công ít ảnh hưởng đến giờ làm việc hơn so với 10 năm trước đó. Tuy nhiên,

kết quả cũng cho thấy những người vợ làm việc ít giờ mỗi tuần thì bị ảnh hưởng

nhiều hơn với những thay đổi trong mức lương của họ hoặc mức lương của người

chồng. Trong nghiên cứu này cũng đề cập đến vấn đề mức lương cá nhân bị nội

sinh. Và Dostie và Kromann (2012) đã chỉ ra rằng mức lương nội sinh trong bài

nghiên cứu của họ do hai trường hợp. Thứ nhất, có thể các yếu tố không quan sát

được quyết định giờ làm việc tương quan với các yếu tố quyết định mức lương

không quan sát được. Thứ hai, mức thuế suất trung bình và biên được xác định trực

tiếp bằng thu nhập của cá nhân người lao động.

Ismail và Sulaiman (2013) xác định các yếu tố quyết định cung lao động của phụ

nữ đã lập gia đình ở Malaysia. Việc phân tích dựa trên các dữ liệu được thu thập từ

các cuộc khảo sát thực địa vào năm 2011; với 4.000 hộ gia đình ở bán đảo

Malaysia, được lựa chọn lấy mẫu ngẫu nhiên phân tầng; tuy nhiên, chỉ có 3.885

bảng câu hỏi được hoàn thành. Vì mục tiêu chính của bài viết này là để xem xét

quyết định cung lao động của phụ nữ đã lập gia đình, nên dữ liệu của người vợ được

sử dụng trong phân tích, trong đó bao gồm 3.520 phụ nữ đã lập gia đình. Nghiên

cứu này chỉ bao gồm các tiểu bang ở bán đảo Malaysia. Mô hình cung lao động cho

phụ nữ đã kết hôn với giả định rằng những phụ nữ này vẫn sống với chồng, có ít

nhất một con và cô ấy là người tốt nhất để chăm sóc đứa con của mình.

𝐿𝑆𝑖 = 𝛽0 + 𝛽1𝐻𝑊𝑖 + 𝛽2𝐹𝑊𝑖 + 𝛽3𝐹𝐸𝐷𝑈𝑖 + 𝛽4𝐹𝐴𝐺𝐸𝑖 + 𝛽5𝑁𝐿𝑌𝑖 + 𝛽6𝑁𝑈𝑀𝐶𝑖

+ 𝛽7𝐺𝐿𝑂𝐵𝑖 + 𝜇𝑖

Với 𝐿𝑆 là cung lao động nữ cho dù có làm việc hay không làm việc, 𝐻𝑊 là tiền

lương hàng tháng của chồng, 𝐹𝑊 là tiền lương hàng tháng của phụ nữ, 𝐹𝐸𝐷𝑈 là

trình độ học vấn của phụ nữ, 𝐹𝐴𝐺𝐸 là tuổi của phụ nữ, 𝑁𝐿𝑌 là thu nhập phi lao

động của gia đình, 𝑁𝑈𝑀𝐶 là số trẻ em, 𝐺𝐿𝑂𝐵 là nhận thức của phụ nữ về ảnh

hưởng của toàn cầu hóa đến cơ hội việc làm của họ và i là cá nhân. Cung lao động

của những người phụ nữ được xác định bằng mức lương của họ, mức lương của

người chồng và thu nhập phi lao động. Tuy nhiên, trong nghiên cứu này Ismail và

Sulaiman (2013) cho thấy rằng các yếu tố quyết định quan trọng là số năm đi học và

tuổi. Số năm học quan hệ đồng biến với cung lao động của phụ nữ đã kết hôn, trong

khi đó tuổi lại quan hệ nghịch biến với biến phụ thuộc. Tiền lương của người chồng

và lương của vợ tác động không đáng kể đến cung lao động phụ nữ đã lập gia đình

trong nghiên cứu này.

Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu các hộ gia đình ở nông thôn Việt Nam để phân

tích các yếu tố ảnh hưởng đến cung lao động ở nông thôn Việt Nam. Có nhiều lý

thuyết về cung lao động được đưa ra, tuy nhiên quyết định cung lao động là quyết

định cá nhân có xem xét các yếu tố hộ gia đình. Nên việc áp dụng mô hình cung lao

động cá nhân có thêm đặc điểm hộ gia đình dường như là sự lựa chọn thích hợp

trong bài nghiên cứu này. Các bài nghiên cứu trước đưa ra những kết quả khác

nhau. Chẳng hạn Mincer (1962) đã cho thấy rằng tỷ lệ tham gia lực lượng lao động

người vợ quan hệ nghịch biến đối với thu nhập của chồng. Tuy nhiên, Morissette và

Hou (2008) cho thấy cung lao động người vợ trở nên ít bị ảnh hưởng bởi tiền lương

của chồng và tiền lương của họ theo thời gian.

CHƯƠNG 3: MÔ TẢ DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP

Các mô hình trình bày ở chương trước đều có ưu nhược điểm khi áp dụng để

phân tích tác động của mức lương của người chồng đến cung lao động của người vợ

ở các hộ gia đình. Ở Việt Nam, quyết định cung lao động tuy là của cá nhân nhưng

có sự ảnh hưởng đáng kể của yếu tố gia đình. Vì vậy, mô hình cung lao động cá

nhân có tính đến các đặc điểm hộ gia đình (household model), và mô hình hộ gia

đình tập hợp (collective household labor supply model) có thể là phù hợp trong việc

giải thích cung lao động ở Việt Nam. Tuy nhiên, mô hình hộ gia đình tập hợp

(collective household labor supply model) có nhược điểm, do đó, mô hình cung lao

động cá nhân có sự tham gia của các đặc điểm gia đình được áp dụng trong bài

nghiên cứu này. Chương này mô tả dữ liệu, định nghĩa biến, trình bày phương pháp

thực hiện. Ngoài ra, quy trình giải quyết vấn đề nội sinh của biến mức lương cá

nhân cũng được mô tả chi tiết trong chương này.

3.1 Khung phân tích

Cung lao động

Mức lương cá nhân Thu nhập phi lao động Đặc điểm cá nhân Đặc điểm hộ gia đình

Sức khỏe

Chủ hộ Mức lương vợ/ chồng Quy mô hộ gia đình Số con dưới 6 tuổi Tình trạng nghèo của hộ gia đình Số con từ 6 đến 15 tuổi Số con từ 16 tuổi trở lên

Giới tính Mức lương bình quân của các thành viên khác

Hình 3.1 Khung phân tích mối quan hệ giữa mức lương và cung lao động

Nguồn: Tổng hợp của tác giả

3.2 Mô hình cung lao động

Nghiên cứu này giả định rằng chủ thể quyết định cung lao động ở Việt Nam là cá

nhân. Tuy nhiên, cung lao động không chỉ bị tác động bởi các đặc điểm cá nhân như

sở thích, các ràng buộc mà còn bị ảnh hưởng bởi đặc điểm hộ gia đình chẳng hạn

như thu nhập của các thành viên khác trong hộ gia đình, thu nhập phi lao động của

hộ gia đình, quy mô hộ gia đình, và số con trong gia đình.

Không có sự phân chia sản xuất, tiêu dùng và cung lao động trong một hộ gia

đình. Do đó, mức lương cá nhân người lao động được dùng trong hàm cung lao

động được tính dựa trên sự tham gia của cá nhân người lao động trong các hoạt

động như công việc được trả lương, sản xuất nông nghiệp, kinh doanh hộ gia đình

và sử dụng tài nguyên chung để tạo thu nhập. Tuy nhiên, khi kiểm tra mức lương

với phần dư của mô hình thì phát hiện mức lương tương quan với phần dư. Như

vậy, mức lương bị nội sinh. Có nhiều nguyên nhân dẫn đến nội sinh, chẳng hạn như

sai số trong quá trình tính toán do mức lương được tính theo tổng thu nhập của cá

nhân trên tổng thời gian mà cá nhân đó tham gia lao động, hoặc do biến bị bỏ sót.

Vì mức lương này bị nội sinh nên trong hàm cung lao động sẽ được thay bằng một

mức lương dự báo để giải quyết vấn đề này.

Theo mô hình cá nhân, cung lao động là một hàm của mức lương (W), thu nhập

phi lao động (Y) và các thuộc tính cá nhân đại diện cho sở thích (Z). Đưa các thuộc

tính của hộ gia đình (X) vào, thì hàm cung lao động có dạng tổng quát sau:

(3.1) 𝐿𝑆 = 𝑓(𝑊, 𝑌, 𝑍, 𝑋)

Mức lương của vợ/chồng được xem là một đặc điểm của hộ gia đình. Thu nhập

phi lao động cá nhân được gom chung với thu nhập phi lao động của hộ gia đình.

Kết quả là phương trình cụ thể cho hàm cung lao động như sau:

𝐿𝑆 = 𝛼0 + 𝛼1𝑙𝑛𝑃𝑊𝑓𝑖𝑡 + 𝛼2𝑙𝑛𝑃𝑊𝑓𝑖𝑡𝑙𝑛𝑆𝑊 + 𝛼3𝑙𝑛𝑃𝑊𝑓𝑖𝑡𝑙𝑛𝑂𝑊 + 𝛼4𝐺𝐸𝑙𝑛𝑃𝑊𝑓𝑖𝑡

𝑖=1

7 + ∑ 𝛾𝑖𝑋𝑖 𝑖=1

+ 𝜇 + 𝛼5𝐺𝐸𝑙𝑛𝑆𝑊 + 𝛼6𝐺𝐸𝑙𝑛𝑂𝑊 + 𝛼7𝑌 + ∑ 𝛽𝑖𝑍𝑖

Với 𝐿𝑆 là cung lao động, thể hiện bằng số ngày làm việc trong một năm và được

tính bằng tổng số ngày mà cá nhân đó tham gia vào công việc được trả lương, kinh

doanh hộ gia đình, sản xuất nông nghiệp và sử dụng tài nguyên chung năm 2010.

𝑙𝑛𝑃𝑊𝑓𝑖𝑡 tương ứng với logarit của mức lương cá nhân dự báo. Mức lương được tính

theo mức lương của các hoạt động công việc được trả lương, kinh doanh hộ gia

đình, sản xuất nông nghiệp và sử dụng tài nguyên chung năm 2010. Biến 𝑌 là thu

nhập phi lao động của hộ gia đình và được tính bằng tổng thu nhập từ việc cho thuê

tài sản, doanh thu của tài sản và các khoản chuyển giao (hỗ trợ). Biến 𝑍𝑖 bao gồm

các biến như sức khỏe (HE), chủ hộ (HH) và biến giới tính (GE). Biến 𝑋𝑖 bao gồm

các biến như mức lương vợ/chồng (lnSW), mức lương bình quân các thành viên

khác trong hộ gia đình (lnOW), quy mô hộ gia đình (FS), nghèo (HP), số con dưới 6

tuổi (NC5), số con từ 6 đến 15 tuổi (NC15), số con từ 16 tuổi trở lên (NP16).

Khi xem xét các biến độc lập ảnh hưởng đến quyết định cung lao động; cung lao

động không chỉ bị ảnh hưởng bởi mức lương của cá nhân đó; thu nhập phi lao động

về mặt lý thuyết mà còn bị ảnh hưởng bởi các yếu tố khác như mức lương của vợ

chồng; mức lương bình quân của các thành viên khác trong gia đình; giới tính; sức

khỏe; cá nhân có phải là chủ hộ hay không; quy mô hộ gia đình; số con dưới 6 tuổi,

từ 6 đến 15 tuổi và từ 16 tuổi trở lên và hộ gia đình có thuộc diện nghèo của chính

quyền hay không.

Các biến độc lập được chia làm bốn nhóm, thứ nhất là mức lương cá nhân, thứ

hai là thu nhập phi lao động, thứ ba là đặc tính cá nhân và thứ tư là đặc điểm hộ gia

đình. Đặc điểm cá nhân như biến tình trạng sức khỏe người lao động, giới tính và

người lao động có phải là chủ hộ hay không. Các biến mức lương của vợ/chồng;

mức lương bình quân của các thành viên khác trong gia đình; quy mô hộ gia đình;

số con dưới 6 tuổi, từ 6 đến 15 tuổi và từ 16 tuổi trở lên; và hộ gia đình có thuộc

diện nghèo của chính quyền hay không là các biến thuộc đặc điểm hộ gia đình.

Sự lựa chọn các biến độc lập dựa trên các bài nghiên cứu thực nghiệm trước đây.

Về mặt lý thuyết, mức lương của một cá nhân có thể ảnh hưởng đến cung lao động

của cá nhân đó thông qua hai tác động là tác động thu nhập và tác động thay thế.

Mức lương của vợ chồng đóng vai trò quan trọng đối với cung lao động của cá nhân

đó (Mincer, 1962; Juhn và Murphy, 1997; Blau và Kahn, 2006; Merz, 2006; Dostie

và Kromann, 2012). Mức lương vợ/chồng tăng sẽ dẫn đến thu nhập của hộ gia đình

tăng và do đó cá nhân sẽ làm việc ít đi và giải trí nhiều hơn khi giảm bớt gánh nặng

về thu nhập của gia đình. Như vậy, mức lương bình quân của các thành viên khác

trong hộ gia đình cũng góp phần làm tăng thu nhập cho hộ gia đình.

Hơn nữa, về mặt lý thuyết, thu nhập phi lao động quan hệ nghịch biến với cung

lao động hộ gia đình. Do đó, biến thu nhập phi lao động được đưa vào phương trình

cung lao động. Số con dưới 6 tuổi, số con từ 6 đến 15 tuổi và số con từ 16 tuổi trở

lên được cho là có ảnh hưởng đến quyết định làm việc của một cá nhân. Tuy nhiên,

ảnh hưởng của các biến này là khá phức tạp. Số con dưới 6 tuổi được dự kiến sẽ có

tác động tiêu cực về cung lao động vì gia đình phải chăm sóc những đứa trẻ này,

đặc biệt là người phụ nữ, do đó sẽ làm giảm thời gian làm việc. Ngược lại, số con từ

6 đến 15 tuổi lại có hai khả năng ảnh hưởng đến cung lao động các thành viên trong

gia đình. Thứ nhất, số con từ 6 đến 15 tuổi có thể chia sẻ công việc gia đình với các

thành viên trong gia đình, do đó, tăng thời gian cho các thành viên khác tham gia

vào các hoạt động có thu nhập. Thứ hai, số con từ 6 đến 15 tuổi gây trở ngại đối với

cha mẹ của chúng vì họ phải làm việc để có thu nhập nhiều hơn. Số con từ 16 tuổi

trở lên với hi vọng sẽ tham gia vào các công việc tạo thu nhập, dẫn đến tăng thu

nhập cho hộ gia đình và do đó cá nhân sẽ làm việc ít đi và giải trí nhiều hơn. Biến

cá nhân là chủ hộ hộ gia đình, tình trạng nghèo của hộ gia đình, quy mô gia đình, số

con từ 6 đến 15 tuổi và từ 16 tuổi trở lên có tác động đến sự tham gia lao động của

phụ nữ đã kết hôn (Khan và Khan, 2009). Biến độc lập số trẻ em dưới 6 tuổi cũng

có ảnh hưởng đến cung lao động của phụ nữ đã lập gia đình (Morissette và Hou,

2008).

Đặc điểm của từng cá nhân người lao động như trình độ giáo dục, tuổi và giới

tính và tình trạng sức khỏe được giả định ảnh hưởng đến lựa chọn làm việc của một

cá nhân. Biến giới tính được đưa vào hàm cung lao động với giả thuyết là nam sẽ có

xu hướng tham gia việc làm nhiều hơn so với nữ vì nữ làm việc nhà và chăm sóc

con nhiều hơn so với nam, và các hoạt động này chiếm khá nhiều thời gian lại

không được tính trong các hoạt động có thu nhập. Biến sức khỏe được đưa vào mô

hình với giả định rằng với tình trạng sức khỏe cá nhân đủ tốt, thì cá nhân đó tham

gia việc làm nhiều hơn so với những người có tình trạng sức khỏe kém.

Dostie và Kromann (2012) có đề cập đến biến trình độ giáo dục bình phương và

tuổi bình phương được sử dụng như những biến công cụ cho mức lương. Biến trình

độ giáo dục và tuổi có tương quan cao với mức lương cá nhân nên không được đưa

vào hàm cung lao động, mà chỉ được đưa vào mô hình mức lương cá nhân để ước

tính mức lương cá nhân dự báo. Biến trình độ giáo dục và tuổi được đưa vào hàm

mức lương cá nhân dưới dạng bình phương (với vai trò là biến công cụ) để ước tính

mức lương cá nhân dự báo cùng với các biến khác như mức lương của vợ chồng,

mức lương bình quân của các thành viên khác trong gia đình, giới tính, thu nhập phi

lao động, sức khỏe, cá nhân có phải là chủ hộ hay không, quy mô hộ gia đình, số

con dưới 6 tuổi, từ 6 đến 15 tuổi và từ 16 tuổi trở lên và tình trạng nghèo của hộ gia

đình.

Kiểm định mức ý nghĩa thống kê của các hệ số của các biến trong mô hình cung

lao động để kiểm tra giả thuyết tất cả các hệ số đồng thời bằng không:

𝐻0: 𝛼1 = 𝛼2 = ⋯ = 𝛼7 = 𝛽1 = 𝛽2 = 𝛽3 = 𝛾1 = ⋯ = 𝛾7 = 0

𝐻1: 𝐶ó í𝑡 𝑛ℎấ𝑡 𝑚ộ𝑡 ℎệ 𝑠ố 𝑘ℎá𝑐 0

Với 𝛼𝑖, 𝛽𝑖, 𝛾𝑖 là các hệ số của các biến trong hàm cung lao động. Với giả thuyết

𝐻0, các hệ số của phương trình đồng thời bằng 0, giả thuyết 𝐻1 cho thấy có ít nhất

một hệ số khác 0. Sử dụng phương pháp F-test.

p-value > mức ý nghĩa: chấp nhận H0

p-value < mức ý nghĩa: bác bỏ H0

Kiểm tra xem biến mức lương cá nhân dự báo có ý nghĩa hay không. Giả thuyết

như sau:

𝐻0: 𝛼1 = 𝛼2 = 𝛼3 = 0

𝐻1: 𝐶ó í𝑡 𝑛ℎấ𝑡 𝑚ộ𝑡 ℎệ 𝑠ố 𝑘ℎá𝑐 0

Với 𝛼1, 𝛼2, 𝛼3 là các hệ số của mức lương cá nhân dự báo, tương tác giữa mức

lương cá nhân dự báo và mức lương vợ/chồng, tương tác giữa mức lương cá nhân

dự báo và tổng mức lương của các thành viên trong gia đình. Phương pháp F-test

cũng được sử dụng như trên.

Kiểm định các biến thuộc đặc tính cá nhân như giới tính, biến tương tác giữa giới

tính và mức lương cá nhân dự báo, biến tương tác giữa giới tính và mức lương

vợ/chồng, biến tương tác giữa giới tính và mức lương bình quân các thành viên

khác, biến tình trạng sức khỏe và biến cá nhân người lao động là chủ hộ. Bài nghiên

cứu sử dụng phương pháp F-test và giả thuyết được cho như sau:

𝐻0: α4 = α5 = α6 = β1 = β2 = β3 = 0

𝐻1: 𝐶ó í𝑡 𝑛ℎấ𝑡 𝑚ộ𝑡 ℎệ 𝑠ố 𝑘ℎá𝑐 0

Kiểm định các biến thuộc đặc điểm hộ gia đình như mức lương vợ/chồng, mức

lương thành viên khác, quy mô gia đình, tình trạng nghèo, số con dưới 6 tuổi, từ 6

đến 15 tuổi và từ 16 tuổi trở lên với các hệ số tương ứng. Và phương pháp F-test

cũng được áp dụng tương tự để kiểm định.

Giả thuyết:

𝐻0: 𝛾1 = 𝛾2 = 𝛾3 = 𝛾4 = 𝛾5 = 𝛾6 = 𝛾7 = 0

𝐻1: 𝐶ó í𝑡 𝑛ℎấ𝑡 𝑚ộ𝑡 ℎệ 𝑠ố 𝑘ℎá𝑐 0

3.3 Quy trình ước lượng

Có nhiều cá nhân trong mẫu không làm việc và do đó mức lương bằng 0. Tuy

nhiên, điều này không đúng với thực tế, vì mức lương của một người không làm

việc là không quan sát được chứ không phải là bằng 0. Nhưng nếu bài nghiên cứu

bỏ đi những giá trị này thì mẫu không còn tính đại diện. Mô hình Heckman thường

được sử dụng để giải quyết vấn đề này.

Những biến giải thích trong mô hình cần phải là những biến ngoại sinh. Tuy

nhiên như đã chỉ ra bởi Dostie và Kromann (2012), biến mức lương có thể bị nội

sinh. Mặc dù mức lương cá nhân được quyết định bởi người thuê lao động, tuy

nhiên cá nhân có thể lựa chọn mức lương phù hợp với bản thân. Người lao động có

thể từ chối nhận công việc với mức lương thấp và lựa chọn công việc có mức lương

cao hơn, phù hợp với bản thân.

Bài nghiên cứu sử dụng kiểm định Durbin – Wu – Hausman để kiểm tra biến độc

lập của mô hình có phải là biến nội sinh hay không.

Giả thuyết như sau:

H0: Biến không bị nội sinh.

Kết quả kiểm định Durbin – Wu – Hausman cho thấy biến mức lương cá nhân là

biến bị nội sinh (Phụ lục 2). Do mức lương bị nội sinh nên bài nghiên cứu sử dụng

biến công cụ để hồi quy mô hình mức lương. Sau đó, dự báo mức lương và hồi quy

mô hình cung lao động với mô hình Tobit với giá trị chặn dưới bằng 0 do cung lao

động không âm.

Hiện tượng nội sinh sẽ làm cho các hệ số ước lượng bị sai lệnh. Ước lượng biến

công cụ (instrumental variables) là một cách để giải quyết vấn đề nội sinh. Phương

pháp này đòi hỏi phải xác định biến công cụ.

Biến công cụ cần thỏa mãn hai điều kiện. Thứ nhất, biến công cụ không tương

quan với biến phụ thuộc và phần dư. Thứ hai, biến công cụ tương quan với biến bị

nội sinh.

Phương pháp 2SLS (Two-Stage Least Square) giải quyết vấn đề nội sinh bằng ba

bước. Ở bước 1, biến nội sinh (mức lương) được hồi quy theo biến công cụ và các

biến giải thích khác của hàm cung lao động. Mức lương sau đó được dự báo để sử

dụng làm biến giải thích trong hàm cung lao động, thay cho mức lương quan sát

thực tế. Quy trình này giải quyết được hiện tượng nội sinh, đồng thời giải quyết cả

vấn đề selection bias vì khi dự báo mức lương, mức lương của những người không

tham gia lao động (không quan sát được trên thực tế) cũng được dự báo. Với hồi

quy mô hình mức lương, bài nghiên cứu sử dụng biến công cụ là tuổi bình phương

và trình độ học vấn bình phương.

Mô hình mức lương như sau:

𝑙𝑛𝑃𝑊 = 𝛼0 + 𝛼1𝑙𝑛𝑆𝑊 + 𝛼2𝑙𝑛𝑂𝑊 + 𝛼3𝑌 + 𝛼4𝐹𝑆 + 𝛼5𝐺𝐸 + 𝛼6𝐻𝑃 + 𝛼7𝐻𝐸

+ 𝛼8𝐻𝐻 + 𝛼9𝑁𝐶5 + 𝛼10𝑁𝐶15 + 𝛼11𝑁𝑃16 + 𝛼12𝐴𝐺𝐸2 + 𝛼13𝐸𝐷𝑈2

Ước lượng mức lương cá nhân theo các biến như mức lương vợ/chồng, mức

lương các thành viên khác trong hộ gia đình, giới tính, quy mô gia đình, thu nhập

phi lao động, nghèo, sức khỏe, chủ hộ, số con dưới 6 tuổi, số con từ 6 đến 15 tuổi,

số con từ 16 tuổi trở lên và hai biến công cụ là tuổi bình phương, trình độ học vấn

(số năm đi học) bình phương.

Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp F-test để kiểm tra biến công cụ tuổi bình

phương và trình độ học vấn bình phương có ý nghĩa hay không với giả thuyết được

cho như sau:

𝐻0: 𝛼12 = 𝛼13 = 0

Sau khi thực hiện bước thứ nhất, hồi quy mô hình của biến bị nội sinh. Sau đó dự

báo mức lương, và khi đó mức lương của những cá nhân không đi làm cũng được

dự báo. Bước thứ ba, sử dụng mức lương cá nhân dự báo này trong ước tính mô

hình Tobit cung lao động với giá trị chặn dưới bằng 0. Cung lao động không âm, do

đó mô hình Tobit với giá trị chặn dưới bằng 0 thỏa điều kiện này.

𝐿𝑆 = 𝛼0 + 𝛼1𝑙𝑛𝑃𝑊𝑓𝑖𝑡 + 𝛼2𝑙𝑛𝑃𝑊𝑓𝑖𝑡𝑙𝑛𝑆𝑊 + 𝛼3𝑙𝑛𝑃𝑊𝑓𝑖𝑡𝑙𝑛𝑂𝑊 + 𝛼4𝐺𝐸𝑙𝑛𝑃𝑊𝑓𝑖𝑡

𝑖=1

7 + ∑ 𝛾𝑖𝑋𝑖 𝑖=1

+ 𝜇 + 𝛼5𝐺𝐸𝑙𝑛𝑆𝑊 + 𝛼6𝐺𝐸𝑙𝑛𝑂𝑊 + 𝛼7𝑌 + ∑ 𝛽𝑖𝑍𝑖

Tobin (1958) đã đưa ra một trong những ứng dụng đầu tiên (trong kinh tế học)

của mô hình biến phụ thuộc giới hạn. Những mô hình được nhắc đến như mô hình

Tobit hay hồi quy kiểm duyệt. Trong mô hình Tobit, có một sự không đối xứng giữa

các quan sát với giá trị dương của y và giữa các quan sát với giá trị âm. Giả sử giá

trị kiểm duyệt bằng không, trong trường hợp này, mô hình trở thành:

𝑦 = { 𝛼 + 𝛽𝑋 + 𝑢 𝑛ế𝑢 𝑦 > 0 0 𝑛ế𝑢 𝑦 ≤ 0

Với mô hình Tobit, có 4 loại tác động biên đáng quan tâm tùy thuộc vào ứng

dụng:

Thứ nhất, tác động biên các biến tiềm ẩn

= 𝛽𝑘 𝜕𝐸(𝑦∗|𝑥) 𝜕𝑥𝑘

Với 𝑦∗ = 𝑥𝛽 + 𝑢, 𝑢|𝑥~𝑁𝑜𝑟𝑚𝑎𝑙(0, 𝜎2)

𝑦 = max (0, 𝑦∗)

𝑦 = { 0 𝑛ế𝑢 𝑦∗ < 0 𝑦∗ 𝑛ế𝑢 𝑦∗ ≥ 0

Thứ hai, tác động biên biến thực

) = 𝛽𝑘𝛷( 𝑥𝛽 𝜎 𝜕𝐸(𝑦|𝑥) 𝜕𝑥𝑘

𝑥𝛽

𝜎

Với 𝛷( ) là xác suất mà một quan sát khác 0 (nếu 1, thì OLS=Tobit)

Thứ ba, tác động biên của quan sát dương

= 𝛽𝑘 + 𝛽𝑘 = 𝛽𝑘{1 − 𝜆(𝑐)[𝑐 + 𝜆(𝑐)]} < 𝛽𝑘 = 𝛽𝑘 (1 − 𝛿𝑘) 𝜕𝜆(𝑐) 𝜕𝑐 𝜕𝐸(𝑦|𝑥, 𝑦 > 0) 𝜕𝑥𝑘

Với 𝜆(𝑐) gọi là tỷ lệ Mills

𝜙( ) 𝜆(𝑐) = = 𝜙(𝑐) 𝛷(𝑐) 𝛷( ) 𝑥𝛽 𝜎 𝑥𝛽 𝜎

Thứ tư, tác động biên của xác suất,

) Pr(𝑦 > 0|𝑥) = 1 − 𝛷 (− ) = 𝛷 ( 𝑥𝛽 𝜎 𝑥𝛽 𝜎

= 𝜙( ) 𝑥𝛽 𝜎 𝛽𝑘 𝜎 𝜕Pr (𝑦 > 0|𝑥) 𝜕𝑥𝑘

Ước tính hệ số 𝛽𝑘 đo lường tác động của 𝑥 lên 𝑦∗, nhưng tác động của 𝑥 lên 𝑦 thường được quan tâm hơn so với tác động của 𝑥 lên 𝑦∗. Do đó, bài nghiên cứu

không sử dụng cách tính tác động biên thứ nhất. Cách tính thứ ba đo lường tác động

của 𝑥𝑘 lên 𝑦, 𝛽𝑘 phóng đại tác động biên của sự thay đổi trong 𝑥𝑘. Cách tính tác

động biên thứ tư đo lường những thay đổi trong xác suất của việc không bị kiểm

duyệt. Trong khi đó, cách tính tác động biên thứ hai đo lường tác động tổng thể của

𝑥 lên 𝑦. Do đó, trong bài nghiên cứu này, cách tính tác động biên thứ hai được sử

dụng để tính tác động biên của các biến độc lập trong mô hình cung lao động.

Bài nghiên cứu này được phân tích dựa trên hai nhóm được chia như sau: nhóm

cá nhân lao động là nam giới đã lập gia đình và nhóm cá nhân lao động nữ giới đã

lập gia đình. Các phân tích hồi quy trong bài sẽ được thực hiện riêng cho từng nhóm

cũng như gộp lại để phân tích chung. Mục tiêu của bài nghiên cứu là tìm hiểu tác

động mức lương của người chồng đến cung lao động người vợ, nên phân tích theo

nhóm sẽ cho phép so sánh giữa các nhóm để thấy sự khác biệt về thời gian lao động

giữa nam và nữ khi có sự tác động của mức lương vợ/chồng.

3.4 Mô tả dữ liệu

3.4.1 Bộ dữ liệu Điều tra tiếp cận nguồn lực hộ gia đình Việt Nam

(VARHS)

VARHS được thực hiện bởi Đại học Copenhagen, Bộ Kế hoạch và Đầu tư, Bộ

Nông nghiệp và Phát triển nông thôn và Bộ Lao động, Thương binh và Xã hội từ

năm 2002. Bộ Lao động, Thương binh và Xã hội chịu trách nhiệm về phần lập kế

hoạch và thực hiện của cuộc khảo sát. Khoa Kinh tế của Đại học Copenhagen hợp

tác với Bộ Kế hoạch và Đầu tư, Bộ Nông nghiệp và Phát triển nông thôn và Bộ Lao

động, Thương binh và Xã hội trong hỗ trợ kỹ thuật, hướng cung cấp và hỗ trợ về

mặt năng lực. Sau năm 2006, Danida đã tham gia vào dự án như một cơ quan được

ủy thác tài chính của Ngân hàng Thế giới.

Bộ dữ liệu Điều tra tiếp cận nguồn lực hộ gia đình Việt Nam (VARHS) bắt đầu

vào năm 2002 với khoảng 932 hộ gia đình trong 4 tỉnh: Hà Tây, Phú Thọ, Quảng

Nam và Long An. Sau đó, cuộc điều tra được lặp đi lặp lại 2 năm một lần với các

mẫu khảo sát càng được mở rộng. Năm 2006, VARHS được thực hiện tại 12 tỉnh

với 2.324 hộ gia đình và trong năm 2008 VARHS được thực hiện tại 12 tỉnh với

3.223 hộ gia đình. Cuộc điều tra khảo sát 3.208 hộ gia đình trong năm 2010, với dữ

liệu bảng là 2.200 hộ gia đình. Năm 2012, bộ dữ liệu được khảo sát với 3.700 hộ gia

đình và 2.197 hộ gia đình được khảo sát lại vào năm này. Cuộc điều tra đã thu thập

được một lượng lớn các thông tin kinh tế-xã hội, từ các vấn đề như tiết kiệm và thu

nhập đến sở hữu đất đai và di cư, qua thực hiện phỏng vấn ở khu vực nông thôn của

12 tỉnh, bao gồm Hà Tây, Phú Thọ, Lào Cai, Lai Châu, Điện Biên, Nghệ An, Quảng

Nam, Khánh Hòa, Đắc Lắc, Đắk Nông, Lâm Đồng và Long An. Các tỉnh được phân

bố đều khắp cả nước để dữ liệu có thể đại diện cho khu vực.

Mục đích của cuộc khảo sát để cung cấp thông tin chi tiết về tình hình tiếp cận

của các hộ gia đình nông thôn đến các nguồn tài nguyên như đất đai, tín dụng ,

thông tin thị trường cũng như các nguồn tài liệu khác cho phát triển kinh tế và đời

sống. Dự án này được sử dụng để bổ sung vào Khảo sát mức sống hộ gia đình

(VHLSS) bằng cách lặp lại cuộc khảo sát với những hộ gia đình đó. Nhưng VARHS

mở rộng VHLSS về tiếp cận nguồn lực và trở ngại mà các hộ gia đình nông thôn

phải đối mặt với quản lý sinh kế của họ.

3.4.2 Mô tả dữ liệu

Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu được lấy từ kết quả Điều tra tiếp cận nguồn lực

hộ gia đình nông thôn Việt Nam (VARHS) thực hiện vào những năm 2010 tại 12

tỉnh thành Việt Nam với 3.208 hộ gia được khảo sát. Mẫu của bộ dữ liệu được lấy

từ các cá nhân đã lập gia đình và được giới hạn trong độ tuổi từ 15 đến 65 tuổi. Do

đó, số quan sát được giới hạn còn lại với 5.128 với 3.208 hộ gia đình năm 2010.

Các biến được sử dụng trong mô hình cung lao động được định nghĩa và tính toán

như sau.

Biến phụ thuộc:

Cung lao động (LS) được tính theo ngày làm việc của mỗi năm. Và ngày làm

việc trong bài nghiên cứu này được tính 8 tiếng một ngày. Công việc được đề cập

như công việc có trả lương, hoạt động sản xuất nông lâm ngư nghiệp, gia đình tự

làm kinh doanh, sử dụng tài nguyên chung để tạo thu nhập.

Biến độc lập:

Mức lương của cá nhân người lao động (PW) là mức lương được trả theo ngày

của cá nhân đó. Mức lương được tính từ thu nhập của công việc có trả lương, hoạt

động sản xuất nông lâm ngư nghiệp, gia đình tự làm kinh doanh, sử dụng tài nguyên

chung để tạo thu nhập và thời gian làm việc của cá nhân. Và mức lương được đo

lường theo đơn vị là nghìn đồng/ngày. Trong bài nghiên cứu, mức lương cá nhân

được kỳ vọng tác động tích cực.

Thu nhập phi lao động (Y) là tổng thu nhập từ việc cho thuê tài sản, doanh thu

của tài sản và các khoản chuyển giao (hỗ trợ). Thu nhập phi lao động được đo lường

theo đơn vị là nghìn đồng và biến này được kỳ vọng sẽ tác động tiêu cực đến cung

lao động trong nghiên cứu này.

Bảng 3.1 Tóm tắt biến trong mô hình

Biến Định nghĩa biến Đơn vị Dấu kỳ vọng

Biến phụ thuộc

Cung lao động Mức lương cá nhân Thu nhập phi lao động Ngày/năm Nghìn đồng/ngày Nghìn đồng + -

LS Biến độc lập PW Y Đặc điểm cá nhân

HE +

HH +

GE +

Sức khỏe là biến giả, nếu người lao động không bị bệnh (trong 2 tuần vừa qua không bị ốm đau/tai nạn) thì nhận giá trị 1, trường hợp khác là 0 Cá nhân là chủ hộ. Nếu cá nhân là chủ hộ thì nhận giá trị 1, nếu trường hợp khác là 0 Giới tính là biến giả. Nếu cá nhân là nam thì nhận giá trị 1, nếu trường hợp khác là 0

Nghìn đồng/ngày - Đặc điểm gia đình SW

OW Nghìn đồng/ngày -

FS +

HP +

Mức lương vợ/chồng Mức lương bình quân của các thành viên khác trong hộ gia đình Quy mô gia đình Tình trạng nghèo của hộ gia đình. Đây là biến giả, nếu thuộc diện nghèo là 1, trường hợp khác là 0 Số con dưới 6 tuổi Số con từ 6 đến 15 tuổi Số con từ 16 tuổi trở lên - +/- -

NC5 NC15 NP16

Đặc điểm cá nhân

Sức khỏe (HE) là biến giả được đưa vào mô hình. Nếu người lao động không bị

bệnh, đến mức không thể làm việc và hoạt động thì nhận giá trị 1, và nhận giá trị 0

nếu trường hợp khác. Biến này được đưa vào mô hình với kỳ vọng là người lao

động có sức khỏe tốt sẽ có thời gian làm việc nhiều hơn so với những người có sức

khỏe kém.

Biến cá nhân là chủ hộ (HH) được đưa vào mô hình là biến giả, nếu cá nhân là

chủ hộ thì nhận giá trị 1, trường hợp khác là 0. Biến này được kỳ vọng là tác động

tích cực.

Giới tính (GE) được đưa vào mô hình như một biến giả. Nếu cá nhân người lao

động là nam thì nhận giá trị bằng 1, nếu cá nhân người lao động là nữ thì nhận giá

trị bằng 0. Biến giả này được đưa vào mô hình với kỳ vọng cá nhân người lao động

nam giới sẽ có thời gian làm việc nhiều hơn nữ giới.

Đặc điểm hộ gia đình

Mức lương của vợ chồng (SW) là mức lương được trả theo ngày của vợ/chồng.

Mức lương bình quân của các thành viên khác trong gia đình (OW) là mức lương

bình quân theo ngày của các thành viên khác trong gia đình. Mức lương được tính

từ thu nhập của công việc có trả lương, hoạt động sản xuất nông lâm ngư nghiệp,

gia đình tự làm kinh doanh, sử dụng tài nguyên chung để tạo thu nhập và thời gian

làm việc của cá nhân. Và mức lương được đo lường theo đơn vị là nghìn đồng/ngày.

Mức lương của vợ chồng và của các thành viên khác trong gia đình được kỳ vọng sẽ

tác động tiêu cực đến cung lao động trong bài nghiên cứu.

Mức lương cá nhân, vợ chồng và các thành viên khác trong hộ gia đình được tính

toán dựa theo thu nhập và thời gian lao động của từng công việc của hộ gia đình.

Mức lương của một cá nhân sẽ bằng tổng thu nhập các hoạt động chia cho tổng thời

gian mà cá nhân đó tham gia vào các hoạt động để tạo thu nhập cho gia đình.

Đầu tiên, thu nhập của từng cá nhân được tính trong từng hoạt động mà cá nhân

đó tham gia:

𝑌𝑖𝑘 = × 𝑇𝑖𝑘 𝑌𝑓𝑘 𝑇𝑓𝑘

Với 𝑌𝑖𝑘 là thu nhập của thành viên i trong hoạt động k, 𝑇𝑖𝑘 là thời gian cá nhân i

tham gia vào hoạt động k, 𝑌𝑓𝑘 là thu nhập của hộ gia đình trong hoạt động k, 𝑇𝑓𝑘 là

tổng thời gian của hộ gia đình tham gia vào hoạt động k.

Sau đó, mức lương của từng cá nhân được tính theo công thức như sau:

𝑊𝑖 = ∑ 𝑌𝑖𝑘 ∑ 𝑇𝑖𝑘

Trong đó 𝑊𝑖 là mức lương của một cá nhân, ∑ 𝑌𝑖𝑘 là tổng thu nhập của cá nhân i trong các hoạt động k, ∑ 𝑇𝑖𝑘 là tổng thời gian mà cá nhân i tham gia các hoạt động

Mức lương cá nhân và vợ chồng được tính riêng. Mức lương của các thành viên

còn lại trong hộ gia đình được tính như mức lương của một cá nhân.

Quy mô gia đình (FS) là số thành viên trong gia đình. Và biến FS được kỳ vọng

sẽ tác động tích cực đến biến phụ thuộc của bài nghiên cứu.

Số người con tác động lên cung lao động được chia làm ba loại. Thứ nhất là số

trẻ em dưới 6 tuổi (NC5), thứ hai là số trẻ em từ 6 đến 15 tuổi (NC15) của gia đình

và thứ ba là số người con từ 16 tuổi trở lên (NP16). Số trẻ em dưới 6 tuổi được kỳ

vọng sẽ tác động tiêu cực đến cung lao động của người phụ nữ.

Tình trạng nghèo của hộ gia đình (HP) là biến giả được đưa vào mô hình. Nếu

hộ gia đình thuộc diện nghèo của Chính quyền ( Bộ Lao Động Thương Binh và Xã

Hội) sẽ nhận giá trị là 1, nếu trường hợp khác thì nhận giá trị là 0. Và biến này được

kỳ vọng sẽ tác động tích cực trong bài nghiên cứu này.

Các biến trong mô hình được mô tả cụ thể như sau:

Bảng 3.2 Mô tả thống kê biến định lượng

5128

180,171

92,741

745

Tổng số ngày (8 giờ) làm việc của cá nhân (ngày/năm)

5128

95,777

119,728

-530,119

2684,903

Mức lương của cá nhân (nghìn đồng/ngày)

5128

90,452

112,245

-530,119

1757,697

Mức lương vợ/chồng (nghìn đồng/ngày)

5128

61,503

120,363

-1599,333

2684,902

Mức lương trung bình của các thành viên khác (nghìn đồng/ngày)

5128

4,911

1,824

Số thành viên trong gia đình (người)

5128 10.941,750 61.419,210

2.001.000

Tổng thu nhập không phải từ lao động (nghìn đồng)

NC5

Số con dưới 6 tuổi

5128

0,386

0,670

NC15

5128

1,051

1,134

Số con từ 6 đến 15 tuổi

NP16

5128

1,333

1,293

Số con từ 16 tuổi trở lên

Biến Định nghĩa Trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị thấp nhất Giá trị cao nhất Số quan sát

Cung lao động có giá trị trung bình bằng 180,2 ngày lao động trong một năm.

Trong 5.128 quan sát, dữ liệu có 117 quan sát cá nhân (tương ứng với 2%) không

tham gia các công việc tạo thu nhập nên có LS bằng 0. Và cung lao động có giá trị

lớn nhất là 745 ngày lao động /năm do có nhiều cá nhân làm việc hơn 8 giờ/ ngày,

nên khi được tính với thời gian làm việc 8 tiếng một ngày thì số ngày lao động trong

năm lớn hơn 365 ngày. Mức lương cá nhân trung bình bằng 95,777 nghìn

đồng/ngày năm 2010. Một số quan sát có mức lương cá nhân có giá trị âm (chẳng

hạn giá trị thấp nhât là âm 530,2 nghìn đồng/ngày) vì lỗ trong sản xuất nông nghiệp

hoặc kinh doanh hộ gia đình. Tương tự, mức lương vợ/chồng và mức lương bình

quân của các thành viên khác cũng có giá trị âm. Mức lương vợ/chồng trung bình là

90,5 nghìn đồng/ngày và tổng mức lương trung bình của các thành viên khác trong

hộ gia đình bằng 61,5 nghìn đồng/ngày. Trung bình mỗi hộ gia đình có khoảng 5

thành viên. Thu nhập phi lao động trung bình của hộ gia đình bằng 10.941,8 nghìn

đồng/năm, tuy nhiên, không phải hộ gia đình nào cũng nhận được thu nhập phi lao

động (với 1.095 quan sát có Y bằng 0, tương ứng với 21%). Và các hộ gia đình có

thu nhập phi lao động chênh lệch khá đáng kể. Về số con trong gia đình, bộ dữ liệu

có 29,5% hộ gia đình có số con dưới 6 tuổi, 58,6% hộ gia đình có con từ 6 đến 15

tuổi và 65,3% số hộ gia đình có con trên 16 tuổi.

Bảng 3.3 Mô tả biến giả

Biến Định nghĩa Số quan sát Phần trăm

GE = 1 nếu cá nhân là nam 2.417 47,13

GE = 0 nếu cá nhân là nữ 2.711 52,87

HH = 1 nếu cá nhân là chủ hộ 2.678 52,22

HH = 0 nếu trường hợp khác 2.450 47,78

HE = 1 nếu cá nhân không bệnh 4.307 83,99

HE = 0 nếu trường hợp khác 821 16,01

HP = 1 nếu hộ gia đình thuộc diện nghèo 984 19,19

HP = 0 nếu trường hợp khác 4.144 80,81

Từ bảng mô tả biến giả ở trên, bộ dữ liệu có hơn một nửa số lao động là nữ giới

(tương ứng với 52,87%), 52,22% trường hợp cá nhân là chủ hộ, số người lao động

không bị bệnh chiếm đa số (với 83,99%) và có 984 hộ gia đình thuộc diện nghèo

của Bộ Lao Động Thương Binh và Xã Hội.

Biến độc lập ảnh hưởng đến quyết định cung lao động được sử dụng trong bài

nghiên cứu này bao gồm mức lương của cá nhân đó, thu nhập phi lao động, mức

lương của vợ chồng, mức lương bình quân của các thành viên khác trong hộ gia

đình, giới tính, sức khỏe, cá nhân có phải là chủ hộ hay không, quy mô hộ gia đình,

số con dưới 6 tuổi, số con từ 6 đến 15 tuổi, số con từ 16 tuổi trở lên và hộ gia đình

có thuộc diện nghèo của chính quyền hay không. Phương pháp 2SLS (Two-Stage

Least Square) giải quyết vấn đề nội sinh bằng ba bước. Phương pháp này giải quyết

được hiện tượng nội sinh, đồng thời giải quyết cả vấn đề selection bias vì khi dự

báo mức lương, mức lương của những người không tham gia lao động (không quan

sát được trên thực tế) cũng được dự báo.

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG

Kết quả ước lượng được trình bày trong chương này. Đầu tiên, từng biến độc lập

mức lương cá nhân, mức lương vợ/chồng, mức lương bình quân của các thành viên

khác trong hộ gia đình, thu nhập phi lao động, quy mô hộ gia đình và số con trong

hộ gia đình được phân tích tác động đến cung lao động dựa theo biểu đồ scatter. Sau

đó, kết quả các hệ số của cả mô hình cung lao động nhóm nữ, nhóm nam, cả nam và

nữ được trình bày thông qua mô hình Tobit. Chương này cũng trình bày cách tính

tác động biên của các biến tác động đến cung lao động của nhóm lao động nam giới,

nhóm lao động nữ giới, nhóm lao động nam và nữ.

4.1 Phân tích đơn biến tác động đến cung lao động

Hình 4.1.a và 4.1.b Tác động của mức lương cá nhân (PW) và mức lương

vợ/chồng (SW) đến cung lao động (LS).

Hình 4.1.a cho thấy mối quan hệ giữa cung lao động (LS) và mức lương cá nhân

(PW). Hình 4.1.b lại thể hiện tác động của mức lương vợ/chồng (SW) đến cung lao

động (LS). Tuy nhiên Hình 4.1.a và Hình 4.1.b chưa thể hiện rõ điều này.

Mức lương bình quân các thành viên khác cũng có mối quan hệ nghịch biến với

biến LS. Khi tăng mức lương bình quân của các thành viên khác của hộ gia đình

dẫn đến thời gian làm việc giảm (Hình 4.2.a). Hình 4.2.b thể hiện mối quan hệ giữa

cung lao động (LS) và thu nhập phi lao động của hộ gia đình. Khi thu nhập phi lao

động của hộ gia đình tăng làm cho thời gian làm việc của cá nhân người lao động

giảm. Tuy nhiên, mối quan hệ này khá mờ nhạt và tác động không đáng kể.

Hình 4.2.a và 4.2.b Tác động của mức lương bình quân các thành viên

khác (OW) và thu nhập phi lao động (Y) đến cung lao động (LS).

Hình 4.3.a và 4.3.b Tác động của quy mô gia đình (FS) và số con dưới 6 tuổi

(NC5) đến cung lao động (LS).

Hình 4.3.a thể hiện quy mô hộ gia đình tác động đến cung lao động. Hình 4.3.b

thể hiện mối quan hệ giữa số con dưới 6 tuổi và LS. Khi số con dưới 6 tuổi trong hộ

gia đình càng tăng thì thời gian làm việc của một cá nhân giảm.

Theo Hình 4.4.a thể hiện số con từ 6 đến 15 tuổi tác động đến cung lao động

(LS). Hình 4.4.b cho thấy số con trên 15 tuổi càng tăng thì cung lao động càng

giảm.

Hình 4.4.a và 4.4.b Tác động của số con từ 6 đến 15 tuổi (NC15) và số con từ

16 tuổi trở lên (NP16) đến cung lao động (LS).

Các biến định lượng tác động đến cung lao động được thể hiện qua biểu đồ

scatter. Bài nghiên cứu so sánh cung lao động trung bình của các nhóm khác nhau

được phân theo các biến giả như giới tính, tình trạng nghèo, chủ hộ và sức khỏe. Và

cung lao động trung bình của các nhóm được phân theo thu nhập phi lao động và số

con trong gia đình theo từng độ tuổi cũng được trình bày trong Bảng 4.1.

Như vậy, khi so sánh hai nhóm lao động theo giới tính, cung lao động là nam

giới có thời gian làm việc nhiều hơn nữ giới. Chẳng hạn, cung lao động nam giới

trung bình bằng 190,206 ngày/nămvà giá trị cao nhất cho cung lao động nam là 745

ngày/năm. Trong khi đó, giá trị cao nhất cho cung lao động nữ là 576 ngày/năm và

cung lao động trung bình của nữ chỉ bằng 171,225 ngày/năm. Tình trạng nghèo của

hộ gia đình càng làm giảm cung lao động. Khi hộ gia đình nghèo thì trung bình

cung lao động bằng 161,298 ngày/năm, và bằng 184,653 ngày/năm trong trường

hợp không nghèo. Với vai trò là chủ hộ của hộ gia đình, người lao động sẽ làm việc

nhiều hơn (187,532 ngày/năm so với 172,126 ngày/năm). Tình trạng sức khỏe cũng

có tác động không nhỏ đến cung lao động, khi người lao động không bị bệnh thì giá

trị trung bình cung lao động (184,114 ngày/năm) cao hơn so với cá nhân bị bệnh

(159,486 ngày/năm).

Bảng 4.1 Phân tích cung lao động theo nhóm

Biến Nhóm Định nghĩa Trung bình (ngày làm việc/năm) Độ lệch chuẩn Giá trị thấp nhất Giá trị cao nhất

Nam 190,206 95,655 0 745

GE Nữ 171,225 89,133 0 576 Giới tính người lao động

Nghèo 161,298 79,036 0 489 HP Không nghèo 184,653 95,167 0 745 Tình trạng nghèo của hộ gia đình

Chủ hộ 187,532 95,409 0 745 HH Không là chủ hộ 172,126 89,058 0 633 Người lao động là chủ hộ

Không bị bệnh 184,114 91,557 0 665 HE Bị bệnh 159,486 96,161 0 745 Sức khỏe người lao động

200,104 95,746 0 633

Không có thu nhập phi lao động Y

Thu nhập phi lao động 174,759 91,171 0 745 Có thu nhập phi lao động

183,906 94,031 0 745

NC5 Số con dưới 6 tuổi 171,257 88,984 0 609

170,769 98,870 0 665

NC15 Số con từ 6 đến 15 tuổi 186,803 87,573 0 745

190,983 89,830 0 609

NP16

Số con từ 16 tuổi trở lên 174,423 93,758 0 745 Không có con dưới 6 tuổi Có con dưới 6 tuổi Không có con từ 6 đến 15 tuổi Có con từ 6 đến 15 tuổi Không có con từ 16 tuổi trở lên Có con từ 16 tuổi trở lên

Như đã nói ở Hình 4.2.b, cá nhân người lao động sẽ ít làm việc khi thu nhập phi

lao động (Y) tăng. Cụ thể, khi không có Y thì cung lao động trung bình bằng

200,104 ngày/năm, và bằng 174,759 ngày/năm khi Y lớn hơn không. Số con trong

gia đình ảnh hưởng đến cung lao động với nhiều hướng trái ngược nhau. Chẳng

hạn, số con dưới 6 tuổi càng đông thì cung lao động càng giảm (183,906 ngày/năm

so với 171,257 ngày/năm), số con từ 6 đến 15 tuổi càng đông thì cung lao động

càng tăng (170,769 ngày/năm so với 186,803 ngày/năm) và sự hiện diện số con từ

16 tuổi trở lên làm giảm cung lao động (190,983 ngày/năm so với 174,423

ngày/năm).

Mức lương của một người không làm việc là không quan sát được chứ không

phải là bằng 0. Nhưng nếu bỏ đi những giá trị này thì mẫu không còn tính đại diện.

Nhiều bài nghiên cứu thực nghiệm trước đã sử dụng phương pháp mô hình

Heckman để giải quyết vấn đề này (Dostie và Kromann, 2012). Quy trình ước lượng

hai bước của Heckman (1979) được đề xuất áp dụng kiểm soát quyết định tham gia

dù làm việc hay không. Nghiên cứu này đã thử áp dụng mô hình Heckman nhưng

kết quả ngược với lý thuyết về mức lương cá nhân và cung lao động (phần phụ lục).

Do vậy, kết quả từ mô hình Heckman không được sử dụng. Hơn nữa khi giải quyết

vấn đề nội sinh như đã trình bày ở Chương 3, vấn đề selection bias do không quan

sát được mức lương của những người không làm việc cũng được giải quyết.

4.2 Kết quả hồi quy

Hồi quy mức lương cá nhân theo các biến độc lập và hai biến công cụ là tuổi

bình phương và trình độ học vấn bình phương. Sau đó, kiểm tra biến công cụ có ý

nghĩa hay không. Kết quả cho thấy rằng hai biến công cụ có ý nghĩa thống kê (phụ

lục). Dự báo mức lương cá nhân và sử dụng mức lương dự báo để hồi quy cung lao

động. Kết quả hồi quy được chia theo ba nhóm. Nhóm thứ nhất là nam, nhóm thứ

hai là nữ, nhóm thứ ba là tổng hợp nam và nữ. Mục đích của việc phân tích theo

nhóm để xem các biến mức lương tác động khác nhau như thế nào đến cung lao

động giữa các nhóm.

Bảng 4.2 Tổng hợp kết quả hồi quy hàm cung lao động theo nhóm

Biến

lnPW_fit

lnSW

lnOW

lnSW_lnPW_fit *** *** ** ***

lnOW_lnPW_fit Nhóm nam 177,417 (11,51) -38,619 (-4,95) -17,239 (-2,49) -5,857 (-3,40) 1,798 (1.14) Nhóm nữ 203,176 (12,32) -25,809 (-3,25) -37,770 (-5,80) -10,729 (-6,04) 4,558 (3,01) *** *** *** *** *** *** *** *** *** ***

GE_lnPW_fit **

GE_lnSW

GE_lnOW

FS *** ** ***

Y *** **

NC5

NC15

NP16 *** *** *** *** *** *** *** *** *** *** *** ***

Constant 18,376 (5,48) -6,e-05 (-2,16) 9,366 (1,53) *** -29,341 (-3,83) -18,081 * (-1,90) *** -14,977 (-3,41) ** -9,503 (-2,55) *** -17,761 (-5,15) -278,924 (-6,29) 34,572 (8,64) 2,e-05 (0,70) 21,053 (3,95) -28,497 (-5,19) -129,955 (-10,46) -39,179 (-8,73) -25,776 (-6,36) -27,919 (-7,76) -386,448 (-7,77) Tổng hợp 190,326 (15,56) -30,538 (-5,21) -27,623 (-5,70) -8,652 (-6,62) 3,303 (2,94) 14,686 (0,54) 21,448 (2,38) 0,185 (0,05) -2,997 (-2,36) 30,110 (11,38) -2,e-05 (-1,02) 19,492 (4,73) -30,820 (-6,74) -100,912 (-12,59) -29,701 (-9,48) -19,886 (-7,24) -25,592 (-10,19) -355,495 (-9,63)

Lưu ý: (***), (**), (*) cho thấy biến có ý nghĩa ở mức 1%, 5% và 10%.

Nguồn: Ước lượng từ dữ liệu VARHS năm 2010.

4.2.1 Hồi quy nhóm lao động nam giới

Với nhóm cá nhân người lao động nam giới đã lập gia đình, đầu tiên, mức lương

cá nhân lao động nam giới được hồi quy theo các biến độc lập như logarit của mức

lương người vợ, logarit của mức lương bình quân các thành viên khác trong gia

đình, quy mô hộ gia đình, thu nhập phi lao động, tình trạng nghèo, sức khỏe, chủ

hộ, số con dưới 6 tuổi, số con từ 6 đến 15 tuổi, số con từ 16 tuổi trở lên, tuổi bình

phương và trình độ học vấn bình phương với điều kiện GE bằng 1. Đây chính là hồi

quy bước 1 trong kỹ thuật hồi quy biến công cụ.

Sau đó, mức lương dự báo này được dùng để hồi quy mô hình cung lao động

nam giới. Hàm cung lao động nam giới như sau:

𝐿𝑆 = −278,924 + 177,417𝑙𝑛𝑃𝑊𝑓𝑖𝑡 − 38,619𝑙𝑛𝑆𝑊 − 17,239𝑙𝑛𝑂𝑊

− 5,857𝑙𝑛𝑃𝑊𝑓𝑖𝑡𝑙𝑛𝑆𝑊 + 1,798𝑙𝑛𝑃𝑊𝑓𝑖𝑡𝑙𝑛𝑂𝑊 + 18,376𝐹𝑆

− 0,00006𝑌 + 9,366𝐻𝑃 − 29,341HE − 18,081HH − 14,977NC5

− 9,503NC15 − 17,761NP16 + 𝜇

Hàm phân bố xác suất tích lũy tại giá trị trung bình của các biến giải thích:

𝛷 ( ) = 0,98085 𝑥′̅ 𝛽 𝜎

Tác động biên của mức lương cá nhân lao động nam:

𝛷( ) − 𝛷( ) + 𝛷( ) 177,417 𝑃𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎 5,857 ln 𝑆𝑊 𝑃𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎 1,798 ln 𝑂𝑊 𝑃𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎

( − + )𝛷( ) 177,417 𝑃𝑊 5,857 ln 𝑆𝑊 𝑃𝑊 1,798 ln 𝑂𝑊 𝑃𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎

Khi cá nhân lao động là nam giới thì kết quả bằng 1,542. Như vậy, khi mức

lương cá nhân nam giới tăng 1 nghìn đồng/ngày thì cung lao động nam giới (LS)

tăng 1,542 ngày làm việc/năm.

Tác động biên của mức lương người vợ:

𝛷( ) − 𝛷( ) −38,619 𝑆𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎 5,857 ln 𝑃𝑊𝑚 𝑆𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎

( − )𝛷( ) −38,619 𝑆𝑊 5,857 ln 𝑃𝑊𝑚 𝑆𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎

Khi cá nhân lao động là nam giới thì kết quả bằng -0,677. Như vậy, khi mức

lương người vợ tăng 1 nghìn đồng/ngày thì cung lao động nam giới (LS) giảm

0,677 ngày làm việc/năm (tương đương giảm 5,416 giờ/năm).

Tác động biên của mức lương bình quân của các thành viên khác:

𝛷( ) + 𝛷( ) −17,239 𝑂𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎 1,798 ln 𝑃𝑊𝑚 𝑂𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎

( + )𝛷( ) −17,239 𝑂𝑊 1,798 ln 𝑃𝑊𝑚 𝑂𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎

Khi cá nhân lao động là nam thì kết quả bằng -0,155. Như vậy, khi mức lương

bình quân các thành viên khác tăng 1 nghìn đồng/ngày thì cung lao động nam giới

(LS) giảm 0,155 ngày làm việc/năm (tương đương giảm 1,240 giờ/năm).

Ngoài các biến mức lương còn những biến khác tác động đến cung lao động của

các nhân lao động nam. Chẳng hạn, tác động biên biến quy mô gia đình bằng

18,024, khi quy mô hộ gia đình tăng thêm một người thì cung lao động cá nhân nam

tăng 18,024 ngày lao động/năm. Quy mô hộ gia đình tăng dẫn đến làm tăng gánh

nặng chi phí cho hộ gia đình nên cá nhân nam làm việc nhiều hơn để tăng thêm thu

nhập. Với biến thu nhập phi lao động có tác động biên bằng âm 0,000059, khi thu

nhập phi lao động tăng thêm 1000 đồng thì cung lao động cá nhân giảm 0,000059

ngày lao động/năm (tương đương giảm 0,00047 giờ lao động/năm).

Hộ gia đình thuộc diện nghèo (HP=1) làm cung lao động cá nhân nam tăng 9,187

ngày làm việc/năm. Tuy nhiên, với một người lao động nam không bị bệnh (HE=1),

cung lao động cá nhân nam giảm 28,779 ngày lao động/năm. Vì những người có

sức khỏe tốt sẽ làm việc năng suất cao hơn, do đó họ giảm thời gian làm việc. Khi

một cá nhân nam làm chủ hộ gia đình thì cung lao động giảm 17,735 ngày làm

việc/năm. Các biến số con trong hộ gia đình đều tác động nghịch biến đến cung lao

động. Cụ thể, số con dưới 6 tuổi tăng thêm một người thì cung lao động nam giảm

14,690 ngày lao động/năm vì họ phải dành thời gian chăm sóc con nhỏ. Số con từ 6

đến 15 tuổi tăng thêm một người thì cung lao động giảm 9,321 ngày làm việc/năm.

Và số con từ 16 tuổi trở lên tăng thêm một người thì cung lao động cá nhân nam

giảm 17,421 ngày làm việc/năm vì những người này sẽ lao động kiếm tiền để giảm

bớt gánh nặng cho hộ gia đình.

4.2.2 Hồi quy nhóm lao động nữ giới

Cũng tương tự như nhóm nam giới, trước tiên mức lương cá nhân nữ giới được

dự báo. Sau đó mức lương dự báo này được dùng để hồi quy mô hình cung lao động

nữ giới. Hàm cung lao động nữ giới như sau:

𝐿𝑆 = −386,448 + 203,176𝑙𝑛𝑃𝑊𝑓𝑖𝑡 − 25,809𝑙𝑛𝑆𝑊 − 37,770𝑙𝑛𝑂𝑊

− 10,729𝑙𝑛𝑃𝑊𝑓𝑖𝑡𝑙𝑛𝑆𝑊 + 4,558𝑙𝑛𝑃𝑊𝑓𝑖𝑡𝑙𝑛𝑂𝑊 + 34,572𝐹𝑆

+ 0,00002𝑌 + 21,053𝐻𝑃 − 28,497HE − 129,955HH

− 39,179NC5 − 25,776NC15 − 27,919NP16 + 𝜇

Hàm phân bố xác suất tích lũy:

𝛷 ( ) = 0,97519 𝑥′̅ 𝛽 𝜎

Tác động biên của mức lương cá nhân lao động nữ:

𝛷( ) − 𝛷( ) + 𝛷( ) 203,176 𝑃𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎 10,729 𝑙𝑛 𝑆𝑊 𝑃𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎 4,558 𝑙𝑛 𝑂𝑊 𝑃𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎

( − + )𝛷( ) 203,176 𝑃𝑊 10,729 ln 𝑆𝑊 𝑃𝑊 4,558 ln 𝑂𝑊 𝑃𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎

Khi cá nhân lao động là nữ giới thì kết quả bằng 1,886. Như vậy, khi mức lương

cá nhân nữ giới tăng 1 nghìn đồng/ngày thì cung lao động nữ giới (LS) tăng 1,886

ngày làm việc/năm.

Tác động biên của mức lương người chồng:

𝛷( ) − 𝛷( ) −25,809 𝑆𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎 10,729 ln 𝑃𝑊𝑓 𝑆𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎

( − )𝛷( ) −25,809 𝑆𝑊 10,729 ln 𝑃𝑊𝑓 𝑆𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎

Khi cá nhân lao động là nữ giới thì kết quả bằng -0,759. Như vậy, khi mức lương

người chồng tăng 1 nghìn đồng/ngày thì cung lao động nữ giới (LS) giảm 0,759

ngày làm việc/năm (tương đương giảm 6,072 giờ/năm).

Tác động biên của mức lương bình quân các thành viên khác:

𝛷( ) + 𝛷( ) −37,770 𝑂𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎 4,558 ln 𝑃𝑊𝑓 𝑂𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎

( + )𝛷( ) −37,770 𝑂𝑊 4,558 ln 𝑃𝑊𝑓 𝑂𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎

Khi cá nhân lao động là nữ thì kết quả bằng -0,307. Như vậy, khi mức lương bình

quân các thành viên khác tăng 1 nghìn đồng/ngày thì cung lao động nữ giới (LS)

giảm 0,307 ngày làm việc/năm (tương đương giảm 2,456 giờ/năm).

Cũng tương tự như nhóm lao động nam giới, ngoài các biến lương còn nhiều biến

khác tác động đến cung lao động nữ. Với đặc điểm cá nhân khác như sức khỏe, chủ

hộ có tác động nghịch biến đến cung lao động cá nhân nữ. Chẳng hạn, khi một

người lao động nữ không bị bệnh (HE=1) thì cung lao động giảm 27,790 ngày làm

việc/năm. Vì những người bị bệnh sẽ có động lực làm việc nhiều hơn để kiếm thêm

tiền chữa bệnh. Khi cá nhân người lao động làm chủ hộ thì cung lao động giảm

126,731 ngày lao động/năm và giảm rất nhiều so với nam giới.

Tiếp theo, các biến đặc điểm hộ gia đình như hộ nghèo, thu nhập phi lao động,

quy mô hộ gia đình và số con tác động đến cung lao động nữ giới đã lập gia đình.

Nếu hộ gia đình thuộc diện nghèo thì cung lao động nữ tăng 20,531 ngày lao

động/năm. Khi thu nhập phi lao động của hộ gia đình tăng 1000 đồng thì cung lao

động giảm 0,00002 ngày lao động/năm (tương đương giảm 0,00016 giờ lao

động/năm), tuy nhiên tác động của biến này không đáng kể. Với nhóm lao động nữ,

quy mô hộ gia đình tăng một người thì cung lao động tăng 33,714 ngày lao

động/năm. Vì họ phải kiếm thêm thu nhập để giảm bớt gánh nặng chi phí do thêm

thành viên trong hộ gia đình. Đối với số con trong hộ gia đình, các biến này cũng có

dấu tác động đến cung lao động giống với nhóm nam. Khi số con dưới 6 tuổi tăng

thêm một người thì cung lao động nữ giảm 38,207 ngày lao động/năm và giảm

nhiều hơn so với nam giới. Vì những người phụ nữ phải dành thời gian chăm sóc

con nhỏ nhiều hơn so với nam giới. Số con từ 6 đến 15 tuổi tăng thêm một người thì

cung lao động giảm 25,136 ngày làm việc/năm và cũng giảm mạnh hơn so với nam

giới. Vì những người con trong độ tuổi này có thể phụ giúp cha mẹ tham gia vào

việc làm nông nghiệp ở những gia đình nông thôn. Và số con từ 16 tuổi trở lên tăng

thêm một người thì cung lao động cá nhân nam giảm 27,226 ngày làm việc/năm vì

những người con này sẽ tham gia vào thị trường lao động để kiếm thu nhập, do đó

cá nhân lao động nữ sẽ ít làm việc hơn.

4.2.3 Hồi quy nhóm lao động nam và nữ

Với cách làm tương tự như nhóm nam và nhóm nữ, hàm cung lao động tổng hợp

như sau:

𝐿𝑆 = −355,495 + 190,326𝑙𝑛𝑃𝑊𝑓𝑖𝑡 − 30,538𝑙𝑛𝑆𝑊 − 27,623𝑙𝑛𝑂𝑊

− 8,652𝑙𝑛𝑃𝑊𝑓𝑖𝑡𝑙𝑛𝑆𝑊 + 3,303𝑙𝑛𝑃𝑊𝑓𝑖𝑡𝑙𝑛𝑂𝑊 + 14,686𝐺𝐸

+ 21,448𝐺𝐸𝑙𝑛𝑃𝑊𝑓𝑖𝑡 + 0,185𝐺𝐸𝑙𝑛𝑆𝑊 − 2,997𝐺𝐸𝑙𝑛𝑂𝑊

+ 30,110𝐹𝑆 + 0,00002𝑌 + 19,492𝐻𝑃 − 30,820HE − 100,912HH

− 29,701NC5 − 19,886NC15 − 25,592NP16 + 𝜇

Hàm phân bố xác suất tích lũy tại giá trị trung bình của các biến giải thích:

𝛷 ( ) = 0,97882 𝑥′̅ 𝛽 𝜎

Tác động biên của mức lương cá nhân:

𝛷( ) − 𝛷( ) + 𝛷( ) 190,326 𝑃𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎 8,652 ln 𝑆𝑊 𝑃𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎 3,303 ln 𝑂𝑊 𝑃𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎

+ 𝛷( ) 21,448𝐺𝐸 𝑃𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎

( − + + )𝛷( ) 190,326 𝑃𝑊 8,652 ln 𝑆𝑊 𝑃𝑊 3,303 ln 𝑂𝑊 𝑃𝑊 21,448𝐺𝐸 𝑃𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎

Khi cá nhân lao động là nữ thì kết quả bằng 1,699, nếu là nam thì kết quả bằng

1,918. Như vậy, khi mức lương cá nhân tăng 1 nghìn đồng/ngày thì LS tăng 1,699

ngày làm việc/năm đối với cá nhân nữ, và LS tăng 1,918 ngày làm việc/năm đối

với cá nhân nam.

Tác động biên của mức lương vợ/chồng:

𝛷( ) − 𝛷( ) + 𝛷( ) −30,538 𝑆𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎 8,652 ln 𝑃𝑊𝑓𝑖𝑡 𝑆𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎 0,185𝐺𝐸 𝑆𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎

( − + )𝛷( ) −30,538 𝑆𝑊 8,652 ln 𝑃𝑊𝑓𝑖𝑡 𝑆𝑊 0,185𝐺𝐸 𝑆𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎

Khi cá nhân lao động là nữ thì kết quả bằng -0,718, nếu là nam thì kết quả bằng -

0,716. Như vậy, khi mức lương vợ/chồng tăng 1 nghìn đồng/ngày thì LS giảm 0,718

ngày làm việc/năm (tương đương giảm 5,744 giờ/năm) đối với cá nhân nữ, LS giảm

0,716 ngày làm việc/năm (tương đương giảm 5,728 giờ/năm) đối với cá nhân nam.

Tác động biên của mức lương bình quân của thành viên khác:

𝛷( ) + 𝛷( ) − 𝛷( ) −27,623 𝑂𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎 3,303 ln 𝑃𝑊𝑓𝑖𝑡 𝑂𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎 2,997𝐺𝐸 𝑂𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎

( + − )𝛷( ) −27,623 𝑂𝑊 3,303 ln 𝑃𝑊𝑓𝑖𝑡 𝑂𝑊 2,997𝐺𝐸 𝑂𝑊 𝑥′̅ 𝛽 𝜎

Khi cá nhân lao động là nữ thì kết quả bằng -0,222, nếu là nam thì kết quả bằng -

0,270. Như vậy, khi mức lương bình quân các thành viên khác tăng 1 nghìn

đồng/ngày thì LS giảm 0,222 ngày làm việc/năm (tương đương giảm 1,776

giờ/năm) đối với cá nhân nữ, LS giảm 0,270 ngày làm việc/năm (tương đương giảm

2,160 giờ/năm) đối với cá nhân nam .

Bảng 4.3 So sánh tác động biên của mức lương giữa các nhóm

Ngày làm việc/năm

Nhóm nam Nhóm nữ Nam và nữ

Nam +1,918 Mức lương cá nhân tác động +1,542 +1,886 đến cung lao động Nữ +1,699

Nam -0,716 Mức lương vợ/chồng tác -0,677 -0,759 động đến cung lao động Nữ -0,718

Mức lương bình quân các Nam -0,270

thành viên khác tác động -0,155 -0,307

Nữ -0,222 đến cung lao động

Khi bị tác động bởi yếu tố mức lương, người lao động nữ đã lâp gia đình thay đổi

thời gian làm việc nhiều hơn so với nam giới đã lập gia đình. Mức lương cá nhân

tăng thì nữ giới làm nhiều hơn so với nam giới với 0,344 ngày làm việc/năm (tương

ứng 2,752 giờ làm việc/năm). Khi mức lương người chồng tăng thì thời gian làm

việc của người vợ giảm và giảm nhiều hơn so với thời gian làm việc của người

chồng giảm khi mức lương người vợ tăng. Và kết quả này giống như kết quả của

Juhn và Murph (1997). Cụ thể, khi mức lương người vợ tăng 1 nghìn đồng/ngày thì

cung lao động người chồng giảm 0,677 ngày/năm, khi mức lương người chồng tăng

1 nghìn đồng/ngày thì cung lao động người vợ giảm 0,759 ngày/năm và cung lao

động người vợ giảm mạnh hơn cung lao động người chồng khoảng 0,082 ngày/năm

(tương đương 0,656 giờ/năm). Và phụ nữ cũng giảm giờ làm nhiều hơn nam giới

khi mức lương bình quân của các thành viên khác trong gia đình tăng (giảm hơn

0,152 ngày làm việc/năm, tương ứng 1,216 giờ/năm).

Người phụ nữ ngoài thời gian làm việc, họ phải làm công việc nhà và chăm sóc

con cái. Nhiều gia đình, với thu nhập khá, người vợ không đi làm mà dành thời gian

làm việc nội trợ và chăm sóc con cái. Tuy nhiên, với một số gia đình, với nguồn thu

nhập hạn hẹp nên người vợ phải đi làm để giảm gánh nặng về chi phí cho gia đình.

Nên khi vấn đề thu nhập được giải quyết (mức lương người chồng và các thành viên

khác trong gia đình tăng), người phụ nữ sẽ giảm thời gian làm việc (nhiều hơn nam

giới) để dành thời gian cho gia đình và chăm sóc con cái.

Tác động biên của giới tính được tính như sau:

) (14,686 + 21,448𝑙𝑛𝑃𝑊𝑓𝑖𝑡 + 0,185𝑙𝑛𝑆𝑊 − 2,997𝑙𝑛𝑂𝑊)𝛷( 𝑥′̅ 𝛽 𝜎

Với các yếu tố khác không đổi, nếu cá nhân lao động là nam sẽ có 93,342 số

ngày làm việc/năm nhiều hơn so với cá nhân lao động là nữ. Như vậy, nam giới

dành thời gian cho những công việc được trả lương và có thu nhập nhiều hơn phụ

nữ vì phụ nữ phải làm việc gia đình và chăm sóc con cái nhiều hơn so với nam giới.

Tác động của biến quy mô hộ gia đình:

Với các yếu tố khác không đổi, khi quy mô hộ gia đình tăng thêm một người thì

cung lao động (LS) tăng 29,472 ngày làm việc/năm. Và biến này có ý nghĩa ở mức

1%. Khi quy mô hộ gia đình tăng sẽ làm tăng chi phí tiêu dùng, do đó, người lao

động phải làm việc nhiều hơn để kiếm thêm thu nhập.

Tác động của biến thu nhập phi lao động:

Với các yếu tố khác không đổi, khi thu nhập phi lao động tăng thêm 1.000 đồng

thì cung lao động (LS) giảm 0,0000196 ngày lao động/năm (tương đương giảm

0,00016 giờ lao động/năm) (không đáng kể). Thu nhập phi lao động càng tăng dẫn

đến thu nhập càng tăng, do đó người lao động ít làm việc và giải trí nhiều hơn.

Tác động của biến tình trạng nghèo của hộ gia đình:

Biến này được đưa vào mô hình như một biến giả. Với các yếu tố khác không

đổi, khi hộ gia đình thuộc diện nghèo theo quy định của chính quyền (HP=1) thì

cung lao động (LS) tăng 19,079 ngày lao động/năm. Biến này có ý nghĩa ở mức 1%.

Những hộ gia đình nghèo có thu nhập thấp và không có tài sản, do đó, người lao

động làm việc nhiều hơn để kiếm thêm thu nhập trang trải cuộc sống.

Tác động của biến tình trạng sức khỏe người lao động:

Biến này cũng được đưa vào mô hình như một biến giả. Với các yếu tố khác

không đổi, khi người lao động không bị bệnh (HE=1) thì cung lao động giảm

30,167 ngày làm việc/năm. Biến này đi ngược lại với kỳ vọng ban đầu của bài

nghiên cứu và biến này có ý nghĩa ở mức 1%. Mặc dù, giả định cho rằng người lao

động có sức khỏe tốt hơn sẽ làm việc nhiều hơn. Tuy nhiên, không nhất thiết khi

người lao động có sức khỏe tốt hơn sẽ làm việc nhiều hơn. Có thể giả định rằng,

những người lao động có sức khỏe tốt hơn sẽ có năng suất cao hơn, đo đó họ sẽ

nhận mức lương cao hơn. Mức lương cao hơn dẫn đến thu nhập tăng. Trong trường

hợp tác động thu nhập lớn hơn tác động thay thế thì người lao động sẽ làm việc ít

đi.

Tác động của biến cá nhân là chủ hộ gia đình:

Với các yếu tố khác không đổi, khi cá nhân là chủ hộ gia đình (HH=1) thì cung

lao động (LS) giảm 98,775 ngày lao động/năm. Biến cá nhân là chủ hộ được đưa

vào mô hình như một biến giả và biến này có ý nghĩa ở mức 1%. Hầu như ở các hộ

gia đình ở Việt Nam, người chủ hộ thường là người lớn tuổi. Tuy nhiên, người lao

động càng lớn tuổi thì họ làm việc ít đi.

Tác động của biến số con trong hộ gia đình dưới 6 tuổi (NC5):

Với các yếu tố khác không đổi, khi số trẻ em dưới 6 tuổi trong hộ gia đình tăng

thêm một người thì cung lao động giảm 29,072 ngày lao động/năm. Và biến này có

ý nghĩa ở mức 1%. Số con dưới 6 tuổi là những đứa con chưa tự chăm sóc được bản

thân, vì thế, ba mẹ những đứa trẻ này phải dành thời gian để chăm sóc chúng. Do

đó, thời gian họ tham gia vào các hoạt động tạo thu nhập giảm đi.

Tác động của biến số con trong hộ gia đình từ 6 đến 15 tuổi (NC15):

Biến NC15 được đưa vào mô hình đại diện cho số con trong gia đình từ 6 đến 15

tuổi. Biến số con trong hộ gia đình từ 6 đến 15 tuổi có ý nghĩa ở mức 1%. Với các

yếu tố khác không đổi, khi số con từ 6 đến 15 tuổi tăng thêm một người thì cung lao

động (LS) giảm 19,465 ngày lao động/năm. Ở những hộ gia đình ở nông thôn,

những đứa con tuy còn nhỏ tuổi nhưng cũng có thể giúp trong công việc sản xuất

nông nghiệp. Do đó, người lao động sẽ ít làm việc hơn.

Tác động của biến số con trong hộ gia đình từ 16 tuổi trở lên (NP16):

Biến NP16 được đưa vào mô hình đại diện cho số con từ 16 tuổi trở lên và biến

này có ý nghĩa ở mức 1%. Với các yếu tố khác không đổi, khi số con trong hộ gia

đình từ 16 tuổi trở lên tăng thêm một người thì cung lao động (LS) giảm 25,050

ngày lao động/năm. Những người con từ 16 tuổi trở lên trong hộ gia đình có thể

tham gia vào các hoạt động tạo thu nhập, dẫn đến thu nhập tăng. Khi thu nhập hộ

gia đình tăng lên, người lao động sẽ làm việc ít đi và giải trí nhiều hơn.

4.3 Kết quả kiểm tra giả thuyết

Kiểm định các hệ số của các biến trong mô hình cung lao động.

Bảng 4.4 Kết quả kiểm định giả thuyết

STT Giả thuyết Số biến F Prob > F

α1 = α2 = α3 = α4 = α5 = α6 = α7 = β1 = β2 17 46,66 0.0000 1 = β3 = γ1 = γ2 = γ3 =γ4 = γ5 = γ6 = γ7 = 0

92,97 0.0000 3 2 α1 = α2 = α3 = 0

34,44 0.0000 6 3 α4 = α5 = α6 = β1 = β2 = β3 = 0

28,74 0.0000 7 4 γ1 = γ2 = γ3 = γ4 = γ5 = γ6 = γ7 = 0

Bảng trên thể hiện bốn giả thuyết và kết quả. Với giả thuyết đầu tiên là kiểm định

các biến trong mô hình, giả thuyết thứ hai là các biến của mức lương cá nhân bao

gồm mức lương cá nhân, tương tác mức lương cá nhân và mức lương vợ/chồng,

tương tác mức lương cá nhân và mức lương các thành viên khác trong hộ gia đình.

Giả thuyết thứ ba là các đặc điểm cá nhân (ngoại trừ mức lương cá nhân) và giả

thuyết thứ 4 tư là các biến đặc điểm hộ gia đình. Từ Bảng 4.4 thấy được các giả

thuyết H0 được bác bỏ do p-value nhỏ hơn mức ý nghĩa 1%.

Kết quả ước lượng được trình bày trong chương 4. Biến mức lương cá nhân, quy

mô hộ gia đình, giới tính, tình trạng nghèo của hộ gia đình tác động tích cực đến

cung lao động. Trong khi đó, mức lương vợ/chồng, mức lương bình quân của các

thành viên khác trong hộ gia đình, thu nhập phi lao động, cá nhân là chủ hộ, sức

khỏe, số con dưới 6 tuổi, số con từ 6 đến 15 tuổi, số con từ 16 tuổi trở lên tác động

tiêu cực đến cung lao động cá nhân.

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN

5.1 Kết luận

Bài nghiên cứu này nhằm phân tích tác động của các yếu tố tác động đến cung

lao động người vợ để kiểm tra xem các yếu tố này khuyến khích hay hạn chế người

vợ làm việc và người vợ hay người chồng bị ảnh hưởng bởi các yếu tố này nhiều

hơn. Dữ liệu VARHS năm 2010 được sử dụng để phân tích hàm cung lao động. Đối

với người lao động không tham gia lao động (LS=0) mà có mức lương cá nhân bằng

0 là không đúng với thực tế. Mô hình cung lao động cá nhân được ước lượng với kỹ

thuật hồi quy biến công cụ. Mức lương cá nhân được ước lượng theo các biến độc

lập và hai biến công cụ là tuổi bình phương, trình độ học vấn (số năm đi học) bình

phương. Mức lương cá nhân dự báo được sử dụng để ước tính mô hình Tobit cung

lao động với giá trị chặn dưới bằng 0.

Bài nghiên cứu đưa ra một số kết quả như sau:

Đầu tiên, mức lương cá nhân, mức lương vợ/chồng và mức lương bình quân của

các thành viên khác ảnh hưởng đến cung lao động cá nhân. Mức lương cá nhân ảnh

hưởng tích cực đến cung lao động cá nhân, trong khi đó, mức lương vợ/chồng và

mức lương bình quân của các thành viên khác trong gia đình lại hạn chế lao động cá

nhân. Nhóm nam và nữ, khi mức lương cá nhân tăng thêm 1 nghìn đồng/ngày thì

cung lao động tăng 1,699 ngày làm việc/năm đối với cá nhân nữ, và cung lao động

tăng 1,918 ngày làm việc/năm đối với cá nhân nam. Tuy nhiên, khi phân tích riêng

cho từng nhóm lao động theo giới tính, kết quả cho thấy đối với nhóm nữ, khi mức

lương cá nhân tăng 1 nghìn đồng/ngày thì cung lao động tăng 1,886 ngày làm

việc/năm và đối với nhóm nam tăng ít hơn với 1,542 ngày làm việc/năm.

Mức lương vợ/chồng tác động tiêu cực đến cung lao động cá nhân. Khi mức

lương vợ/chồng tăng 1 nghìn đồng/ngày thì cung lao động giảm 0,718 ngày lao

động/năm đối với cá nhân nữ và giảm 0,716 ngày lao động/năm đối với cá nhân

nam. Tuy nhiên, khi phân tích riêng cho từng nhóm lao động theo giới tính, mức

lương người chồng tác động đến cung lao động vợ nhiều hơn so với mức lương của

người vợ tác động đến cung lao động của chồng. Cụ thể, mức lương người chồng

tăng 1 nghìn đồng/ngày thì cung lao động người vợ giảm 0,759 ngày lao động/năm

(tương ứng giảm 6,072 giờ lao động/năm). Trong khi đó, mức lương vợ tăng 1

nghìn đồng/ngày thì cung lao động người chồng giảm 0,677 ngày lao động/năm

(tương ứng giảm 5,416 giờ lao động/năm). Khi mức lương các thành viên khác tăng

1 nghìn đồng/ngày thì cung lao động giảm 0,222 ngày lao động/năm đối với cá

nhân nữ và giảm 0,270 đối với cá nhân nam. Đối với nhóm nữ, cung lao động nữ

giảm 0,307 ngày lao động/năm khi mức lương các thành viên khác tăng 1 nghìn

đồng/ngày. Đối với nhóm nam, cung lao động nam giảm 0,155 ngày lao động/năm.

Thứ hai, với các yếu tố khác không đổi, nếu cá nhân lao động là nam sẽ có

93,342 ngày làm việc/năm nhiều hơn so với cá nhân lao động là nữ. Trong hộ gia

đình, người phụ nữ thường bị chi phối thời gian bởi công việc gia đình và chăm sóc

con cái nhiều hơn so với nam giới. Nên nam giới sẽ tham gia các công việc được trả

lương và tạo thu nhập nhiều hơn so với nữ giới.

Thứ ba, quy mô gia đình tác động đồng biến đến cung lao động. Khi quy mô hộ

gia đình tăng dẫn đến chi phí tiêu dùng tăng, do đó, người lao động cần làm việc

nhiều hơn để kiếm thêm thu nhập. Như lý thuyết cung lao động được trình bày, thu

nhập phi lao động tác động tiêu cực đến cung lao động cá nhân. Tuy nhiên, trong

bài nghiên cứu này, tác động của biến này không đáng kể.

Thứ tư, khi hộ gia đình thuộc diện nghèo thì người lao động làm việc nhiều hơn.

Hộ gia đình nghèo không có tài sản nên nguồn thu từ việc cho thuê hay bán tài sản

thấp, mặc khác, người lao động không có tiền đi học nên thu nhập thấp. Do đó, họ

làm việc nhiều hơn để trang trải cuộc sống. Và nữ giới làm việc nhiều hơn so với

nam giới khi hộ gia đình thuộc diện nghèo theo quy định của chính quyền. Khi cá

nhân người lao động là chủ hộ gia đình thì cung lao động giảm. Theo phong tục ở

Việt Nam, chủ hộ gia đình thường là người lớn tuổi, do đó họ làm việc ít hơn.

Người lao động không bị bệnh thì cung lao động thấp hơn. Mặc dù, với kỳ vọng

người lao động có sức khỏe tốt hơn sẽ làm việc nhiều hơn. Tuy nhiên, có thể giả

định rằng, những người lao động có sức khỏe tốt hơn sẽ có năng suất cao hơn, đo đó

họ sẽ nhận mức lương cao hơn. Hoặc người lao động bị bệnh sẽ có động lực làm

việc nhiều hơn để có thêm kinh phí trị bệnh.

Thứ năm, số con trong gia đình cũng tác động đến cung lao động cá nhân. Số con

dưới 6 tuổi cản trở cá nhân lao động làm việc, nhất là lao động nữ. Con dưới 6 tuổi

còn nhỏ nên người phụ nữ dành nhiều thời gian để chăm sóc. Trong khi đó, số con

từ 6 đến 15 tuổi cũng tác động tiêu cực đến cung lao động cá nhân. Vì ở nông thôn,

những đứa con tuy còn nhỏ tuổi nhưng cũng có thể giúp đỡ trong công việc sản xuất

nông nghiệp. Số con từ 16 tuổi trở lên có thể đi làm để kiếm thêm thu nhập phụ

giúp gia đình. Nên người lao động ít làm việc hơn khi trong hộ gia đình có càng

nhiều con từ 16 tuổi trở lên.

5.2 Hàm ý chính sách

Cá nhân người lao động nữ khá nhạy cảm hơn so với nam giới vì khi bị tác động

bởi mức lương cá nhân và mức lương bình quân của các thành viên khác trong hộ

gia đình, người lao động nữ giới bị ảnh hưởng nhiều hơn. Người phụ nữ khi tham

gia vào lực lượng lao động ngoài sở thích cá nhân còn bị ràng buộc bởi hoàn cảnh

gia đình. Khi lao động nữ bị áp lực về chi phí tiêu dùng trong hộ gia đình, họ tham

gia vào các hoạt động lao động để kiếm thêm thu nhập nhằm san sẻ gánh nặng về

kinh tế. Nhưng khi mức lương của người chồng và các thành viên khác trong hộ gia

đình tăng lên, giảm bớt áp lực về vấn đề chi tiêu, họ sẽ dành thời gian nhiều hơn

cho gia đình và chăm sóc con cái, do đó họ làm việc ít hơn. Và người phụ nữ khi ở

nhà làm nội trợ cũng gặp nhiều vấn đề về tâm lý, họ buồn khi không được tiếp xúc

nhiều với bên ngoài xã hội, họ cảm thấy mặc cảm khi bị người ngoài đánh giá là

sống dựa vào chồng. Do đó, phụ nữ nên đi làm hơn là ở nhà làm nội trợ vì khi đi

làm phụ nữ có thể tự chủ về tài chính, phát triển bản thân, làm cho cuộc sống thêm

ý nghĩa. Hơn nưa, đi làm giúp người phụ nữ phát triển các mối quan hệ xã hội tốt

hơn. Như vậy, nên có chính sách khuyến khích phụ nữ đi làm, chẳng hạn như tuyên

truyền về lợi ích của việc đi làm, giúp họ tiếp cận với những công việc phù hợp với

sở thích và thời gian của họ (đối với những người phụ nữ có con nhỏ). Và chính

sách này nên được áp dụng ở những trường hợp thu nhập người chồng cao thì

khuyến khích phụ nữ làm công việc nhẹ nhàng, còn trường hợp thu nhập người

chồng không cao thì khuyến khích phụ nữ làm những công việc có thu nhập cao.

Mức lương cá nhân khuyến khích cá nhân người lao động nói chung và lao động

phụ nữ nói riêng tham gia lao động, trong khi đó mức lương người chồng lại hạn

chế phụ nữ làm việc. Trên thực tế, định kiến xã hội vẫn còn tồn tại ở một số nơi,

người sử dụng lao động thường sử dụng lao động nam cao hơn nữ. Mặc khác, mức

lương của nữ giới lại thấp hơn so với nam giới. Do đó, cần có nhiều chính sách

quan tâm nhiều hơn đến bình đẳng giới, đặc biệt là vấn đề bình đẳng giới trong vấn

đề việc làm. Cụ thể, nâng cao chất lượng nguồn nhân lực nữ bằng cách trang bị kiến

thức cho lao động nữ trình độ thấp, cơ hội được đào tạo nghề để phụ nữ tham gia

vào thị trường lao động và góp phần giảm bất bình đẳng trong tiền lương và thu

nhập. Vận động những người phụ nữ tham gia lao động mặc dù mức lương của

người chồng khá cao. Và vận động những người chồng nên ủng hộ người vợ tham

gia lao động mặc dù bản thân những người chồng này có thể trang trải chi phí trong

gia đình.

Những đứa con dưới 6 tuổi tác động tiêu cực đến cung lao động phụ nữ. Những

đứa trẻ này không thể tự chăm sóc bản thân. Do đó, khi người lao động nữ có con

nhỏ và họ không tìm được người giữ con thì họ sẽ nghỉ làm để chăm sóc con.

Doanh nghiệp cần quan tâm và hỗ trợ về vấn đề này thì người phụ nữ có thể tham

gia lao động trở lại. Chẳng hạn như cho người lao động nữ về sớm hai tiếng hay

tăng thời gian nghỉ phép đối với những lao động nữ có con dưới 6 tuổi.

Về bình đẳng giới, nên thúc đẩy tuyên truyền bình đẳng giới giữa lao động nam

và nữ. Tăng cường mức độ bình đẳng giới trong pháp luật lao động như cấm phân

biết đối xử trên mọi hình thức trực tiếp hay gián tiếp, và thúc đẩy bình đẳng thu

nhập.

5.3 Hạn chế của nghiên cứu

Do có vấn đề đa cộng tuyến giữa biến mức lương cá nhân và biến tuổi, biến trình

độ học vấn nên tuổi và trình độ học vấn đã không được đưa vào mô hình Tobit để

phân tích (chỉ được đưa vào hàm mức lương để dự báo mức lương cá nhân). Hai

biến này cũng là những biến quan trọng tác động đến cung lao động cá nhân. Do đó,

khi không đưa những biến này vào mô hình cũng có thể cho kết quả không có ý

nghĩa.

Thêm vào đó, bài nghiên cứu chỉ nghiên cứu ở năm 2010 nên chưa thể hiện được

tác động của các yếu tố đến cung lao động qua thời gian.

Trong tương lai, tác giả sẽ khai thác thêm dữ liệu để làm phát triển bài nghiên

cứu sâu hơn về việc làm và bình đẳng giới.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Tài liệu tham khảo Tiếng Việt

Tổng cục Thống kê, 2014. Báo Cáo Điều Tra Lao Động Việc Làm Năm 2013. Hà

Nội: Nhà xuất bản Thống kê.

Tổng cục Thống kê, 2015. Báo Cáo Điều Tra Lao Động Việc Làm Năm 2014. Hà

Nội: Nhà xuất bản Thống kê.

Tài liệu tham khảo Tiếng Anh

Apps, P. F. & Rees, R., 1997.Collective labor supply and household production.

Journal of political Economy, 178-190.

Arellano, M. & Meghir, C., 1992. Female labour supply and on-the-job search:

An empirical model estimated using complementary data sets. Review of Economic

Studies, 59(3), 537-559.

Becker, G. S., 1965. A Theory of the Allocation of Time. The economic journal,

493-517.

Berulava, G., & Chikava, G., 2011. The determinants of the household labour

supply: a comparative study. Economic Education and Research Consortium

Working Waper.

Bielenka G., 2008. Labor market participation in Ukraine as a household

decision. Master Thesis. National University “Kyiv-Mohyla Academy”, Kyiv.

Blau, F. D. & Kahn, L. M., 2006. Changes in the labor supply behavior of

married women: 1980-2000. National Bureau of Economic Research.

Bloemen, H., 2004. An empirical model of collective household labor supply

with nonparticipation. Tinbergen Institute Discussion Paper TI 2004-010/3, VU

University of Amsterdam, and Tinbergen Institute.

Blundell, R. & Meghir, C., 1986. Selection criteria for a microeconometric model

of labor supply, Journal of Applied Econometric 1, 55–80.

Blundell, R. & Walker, I., 1986. A life-cycle consistent empirical model of

family labor supply using cross-section data. Review of Economic Studies 53, 539–

558.

Blundell, R., Chiappori, P.A., Magnac, T. & Meghir, C., 2007. Collective labor

supply: Heterogeneity and nonparticipation. Review of Economic Studies 74, 417-

455.

Blundell, R., Ham, W. J., & Meghir, C., 1987. Unemployment and female labour

supply. Economic Journal, 97, 44-64.

Chiappori, P. A., 1992. Collective labor supply and welfare. Journal of political

Economy, 437-467.

Chiappori, P. A., Fortin, B., & Lacroix, G., 2002. Marriage market, divorce

legislation, and household labor supply. Journal of political Economy, 110(1), 37-

72.

Donni O., 2003. Collective household labor supply: Non-participation and

income taxation, Journal of Public Economics 87, 1179–1198.

Dostie, B. & Kromann, L., 2012. Labour Supply and Taxes: New Estimates of

the Responses of Wives to Husbands’ Wages. Institute of Applied Economics.

Eissa, N., & Liebman, J., 1996. Labour supply response to the earned income tax

credit. Quarterly Journal of Economics, 111(2), 605-637.

Fortin, B., & Lacroix, G., 1997. A Test Of The Unitary And Collective Models

Of Household Labour Supply. The economic journal, 107(443), 933-955.

Greenwood, J., Seshadri, A., & Yorukoglu, M., 2005. Engines of liberation.

Review of Economic Studies, 72(1), 109-133.

Ismail, R. & Sulaiman, N., 2013. Married Women Labor Supply Decision in

Malaysia. Asian Social Science; Vol. 10, No. 3; 2014.

Juhn, C. & Murphy, K. M., 1997. Wage Inequality and Family Labor Supply.

Journal of Labor Economics, 1997, vol. 15, no. 1, pt. 1.

Khan, R. E. A. & Khan, T., 2009. Labor Force Participation of Married Women

in Punjab (Pakistan). Journal of Economic and Social Research 11(2) 2009, 77-106.

Layard, R., Barton, M. & Zabalza, A., 2014. Married Women's Participation and

Hours. Economica, New Series, Vol. 47, No. 185 (Feb., 1980), pp. 51-72.

Lundberg, S., 1988. Labor supply of husbands and wives: A simultaneous

equations approach. The Review of Economics and Statistics, 224-235.

Merz, M., 2006. Collective Female Labor Supply: Evidence From Germany.

University of Bonnand IZA.

Mincer, J., 1962. Labor Force Participation of Married Women: A Study of

Labor Supply. Columbia university and national bureau of economic research.

Morissette, R. & Hou, F., 2008. Does the labour supply of wives respond to

husbands’ wages? Canadian evidence from micro data and grouped data. Canadian

Journal of Economics / Revue canadienne d’Economique, Vol. 41, No. 4.

Nakamura, A., & Nakamura, M., 1994. Predicting female labor supply: Effects

of children and recent work experience. Journal of Human Resources, 29(2), 304-

327.

Rosenzweig, M. R., 1980. Neoclassical theory and the optimizing peasant: An

econometric analysis of market family labor supply in a developing country. The

Quarterly Journal of Economics, 31-55.

Singh, I., Squire, L., & Strauss, J., 1986. A survey of agricultural household

models: Recent findings and policy implications. The World Bank Economic

Review, 1(1), 149-179.

Skoufias, E., 1994. Using shadow wages to estimate labor supply of agricultural

households. American Journal of Agricultural Economics, 76(2), 215-227.

Smith, J. B. & Stelcner, M., 2014. Labour Supply of Married Women in Canada,

1980. The Canadian Journal of Economics / Revue canadienne d'Economique, Vol.

21, No. 4 (Nov., 1988), pp. 857-870.

PHỤ LỤC

Phụ lục 1: Mô hình Heckman

𝐿𝑆 = 211.474 + 1.424 ln 𝑃𝑊 − 1.562 ln 𝑆𝑊 − 6.114 ln 𝑂𝑊

− 0.952 ln 𝑃𝑊 ln 𝑆𝑊 + 0.126 ln 𝑃𝑊 ln 𝑂𝑊 − 7.331𝐺𝐸 + 2.525𝐺𝐸 ln 𝑃𝑊 + 6.530𝐺𝐸 ln 𝑆𝑊 − 1.223𝐺𝐸 ln 𝑂𝑊 + 2.662𝐹𝑆 − 0.0000256𝑌 + 9.651𝐻𝐸 − 7.778𝐻𝐻 − 25.580𝐻𝑃 − 11.296𝑁𝐶5 − 0.738𝑁𝐶15 − 8.460𝑁𝑃16 − 50.742𝑀𝑖𝑙𝑙𝑠

Như vậy, tác động của mức lương của cá nhân được tính như sau:

− + + 1.424 𝑃𝑊 0.952 ln 𝑆𝑊 𝑃𝑊 0.126 ln 𝑂𝑊 𝑃𝑊 2.525𝐺𝐸 𝑃𝑊

Khi cá nhân lao động là nữ thì kết quả bằng âm 0.02, nếu là nam thì kết quả bằng

0.006. Như vậy khi mức lương cá nhân tăng 1 nghìn đồng/ngày thì LS giảm 0.02

ngày làm việc/năm (tương đương giảm 0.16 giờ/năm) đối với cá nhân nữ, và LS

tăng 0.006 ngày làm việc/năm (tương đương tăng 0.048 giờ/năm) đối với cá nhân

nam .

Tác động của mức lương của vợ chồng được tính như sau:

− + −1.562 𝑆𝑊 0.952 ln 𝑃𝑊 𝑆𝑊 6.53𝐺𝐸 𝑆𝑊

Khi cá nhân lao động là nữ thì kết quả bằng âm 0.06, nếu là nam thì kết quả bằng

1.031. Như vậy khi mức lương vợ/chồng tăng 1 nghìn đồng/ngày thì LS giảm 0.06

ngày làm việc/năm (tương đương giảm 0.48 giờ/năm) đối với cá nhân nữ, LS tăng

1.031 ngày làm việc/năm đối với cá nhân nam .

Tác động của tổng mức lương của thành viên khác trong hộ gia đình được tính

như sau:

+ − −6.114 𝑂𝑊 0.126 ln 𝑃𝑊 𝑂𝑊 1.223𝐺𝐸 𝑂𝑊

Khi cá nhân lao động là nữ thì kết quả bằng âm 0.09, nếu là nam thì kết quả bằng

âm 0.111. Như vậy khi mức lương thành viên khác tăng 1 nghìn đồng/ngày thì LS

giảm 0.09 ngày làm việc/năm (tương đương giảm 0.72 giờ/năm) đối với cá nhân nữ,

LS giảm 0.111 ngày làm việc/năm (tương đương giảm 0.888 giờ/năm) đối với cá

nhân nam .

Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi Y tăng lên 1000 đồng thì LS sẽ

giảm 0.0000256 ngày làm việc/năm (không đáng kể).

Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi hộ gia đình tăng thêm 1 thành

viên thì LS sẽ tăng 2.662 ngày làm việc/năm.

Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu cá nhân là chủ hộ gia đình

(HH=1) thì LS sẽ giảm 7.778 ngày làm việc/năm.

Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu cá nhân không bị bệnh (HE=1)

thì LS sẽ tăng 9.651 ngày làm việc/năm.

Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu hộ gia đình thuộc diện nghèo

(HP=1) thì LS sẽ giảm 25.580 ngày làm việc/năm.

Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi NC5 tăng thêm 1 người thì LS sẽ

giảm 11.296 ngày làm việc/năm.

Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi NC15 tăng thêm 1 người thì LS

sẽ giảm 0.738 ngày làm việc/năm.

Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi NP16 tăng thêm 1 người thì LS

sẽ giảm 8.460 ngày làm việc/năm.

Nếu cá nhân là nam (GE=1) thì cung lao động (LS) sẽ tăng 25.020 ngày làm

việc/năm, với các yếu tố khác không đổi.

Phụ lục 2: Kiểm tra nội sinh

Kết quả kiểm tra nội sinh:

Phụ lục 3: Phân tích nhóm lao động nam

Mức lương cá nhân:

Kết quả kiểm tra ý nghĩa của biến công cụ:

Cung lao động:

Phụ lục 4: Phân tích nhóm lao động nữ

Mức lương cá nhân:

Kết quả kiểm tra ý nghĩa biến công cụ:

Cung lao động:

Phụ lục 5: Phân tích nhóm lao động nam và nữ

Mức lương cá nhân:

Kết quả kiểm tra ý nghĩa của biến công cụ:

Cung lao động:

Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến cung lao động nữ ở nông thôn Việt Nam

NGHIÊN CỨU CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG

ĐẾN CUNG LAO ĐỘNG NỮ Ở NÔNG THÔN

VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGHIÊN CỨU CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG

ĐẾN CUNG LAO ĐỘNG NỮ Ở NÔNG THÔN

VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

Có thể bạn quan tâm

Luận văn Thạc sĩ: Chế tạo và nghiên cứu tính chất điện, từ của vật liệu multiferroic Ba₀.₇Ca₀.₃TiO₃/ NiFe₂O₄

Luận văn Thạc sĩ: Nghiên cứu vật liệu biến hóa dạng chuỗi một chiều chế tạo từ kim loại đồng trên đế FR-4 hoạt động tại tần số MHz ứng dụng trong truyền năng lượng không dây

Luận văn Thạc sĩ: Đánh giá khả năng tác động tới môi trường biển của việc xả nước thải từ sự cố nhà máy điện hạt nhân Fukushima sử dụng công cụ ERICA

Luận văn Thạc sĩ: Xây dựng mô hình đầu dò nơtron và gamma sử dụng nhấp nháy EJ-276 ghép nối với mảng nhân quang silicon

Luận văn Thạc sĩ: Đánh giá khả năng ảnh hưởng của bức xạ ion hóa đến sức khỏe cư dân khu vực mỏ đất hiếm Đông Pao, xã Bản Hon, huyện Tam Đường, tỉnh Lai Châu

Luận văn Thạc sĩ: Sử dụng phương pháp nhiễu xạ neutron khảo sát cấu trúc tinh thể và pha trật tự từ trong vật liệu Pr2FeCrO6

Luận văn Thạc sĩ: Nghiên cứu phân lập, xác định cấu trúc và hoạt tính ức chế NO của các hợp chất thứ cấp từ chủng vi nấm biển Aspergillus sp. CL251

Luận văn Thạc sĩ: Phân tích một số hợp chất bisphenol thôi nhiễm từ bao bì nhựa lên một số mẫu thực phẩm nền tinh bột

Luận văn Thạc sĩ: Nghiên cứu thành phần hóa học và đánh giá hoạt tính kháng khuẩn, kháng nấm của loài hoa mộc (Osmanthus fragrans (Thunb.) Lour.) ở Việt Nam

Luận văn Thạc sĩ: Nghiên cứu thành phần hóa học và đánh giá tác dụng kháng viêm của loài côi Turpinia montana (Blume) Kurz

Luận văn Thạc sĩ: Tổng hợp và đặc trưng tính chất vật liệu composite có cấu trúc nano chitosan–cyclodextrin/TiO₂–Ag

Luận văn Thạc sĩ: Nghiên cứu chế tạo và khảo sát một số tính chất của màng phủ trên cơ sở nhựa epoxy gốc nước và khung cơ kim - ZIF

Luận văn Thạc sĩ: Nghiên cứu tổng hợp một số dẫn xuất napthoquinone chứa nguyên tố flo bằng phản ứng đa thành phần

Luận văn Thạc sĩ: Nghiên cứu điều chế vật liệu Bioglass và tổ hợp lai với polymer ALG-F127 định hướng ứng dụng trong điều trị nội nha

Luận văn Thạc sĩ: Khảo sát thành phần hóa học và hoạt tính ức chế enzyme α-glucosidase trên một số hợp chất phân lập từ thịt quả bình bát nước (Annona glabra L.).

Luận văn Thạc sĩ: Tổng hợp và đánh giá hoạt tính chống ung thư của hợp chất lai chứa khung tetrahydro-β-carboline và imidazo[1,5-a]pyridine

Luận văn Thạc sĩ: Nghiên cứu tổng hợp một số dẫn xuất của benzazole

Luận văn Thạc sĩ: Nghiên cứu chiết tách lignin từ vỏ sầu riêng Ri6 (Durio zibethinus Murr.) và tổng hợp vật liệu biocomposite định hướng ứng dụng trong bảo quản sau thu hoạch

Luận văn Thạc sĩ: Nghiên cứu tổng hợp hạt nano bạc phủ acid hyaluronic mang doxorubicin định hướng ứng dụng trong điều trị ung thư

Luận văn Thạc sĩ: Nghiên cứu thành phần hóa học và hoạt tính kháng viêm của loài rau dừa nước (Ludwigia adscendens)

Tài liêu mới

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu xây dựng thuật toán thích nghi và học tăng cường cấu trúc Actor - Critic điều khiển bám quỹ đạo cho robot di động đa hướng mecanum

Luận án Tiến sĩ: Cơ cấu bệnh tim mạch và chất lượng cuộc sống của người cao tuổi mắc suy tim, rung nhĩ điều trị tại Bệnh viện Thống Nhất, thành phố Hồ Chí Minh

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu hiện tượng nứt dăm đê sông vùng đồng bằng sông Hồng và dự báo khả năng bị nứt của một số đoạn đê

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu xây dựng giải pháp đảm bảo an toàn thông tin cho quá trình học liên kết dựa trên mật mã

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Phát triển năng lực đánh giá công nghệ cho học sinh trong dạy học môn Công nghệ 11 ở trường trung học phổ thông

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu phân loại chi cầu diệp – Bulbophyllum Thouars (Orchidaceae) ở vùng Tây Nguyên bằng phương pháp hình thái và phân tử

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu đặc điểm phân bố và dinh dưỡng của các loài lưỡng cư ở Vườn Quốc gia Bến En và Khu bảo tồn thiên nhiên Pù Luông, tỉnh Thanh Hóa

Luận án Tiến sĩ: Tổng hợp luật dẫn và điều khiển cho một lớp tên lửa đối hải trên cơ sở ứng dụng mạng nơ ron và hệ mờ

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu tổng hợp hệ điều khiển góc Pitch tua bin gió trong điều kiện có nhiễu tác động

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu hóa học lipid của hai loài san hô thủy tức Millepora dichotoma và Millepora platyphylla ở Việt Nam

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu kiểm soát phân phối công suất kéo trên cầu chủ động của ô tô con bằng ABS

Luận án Tiến sĩ: Ứng dụng phản ứng Domino vào tổng hợp các dẫn xuất Podophyllotoxin, Pyrimidine và đánh giá hoạt tính sinh học của các chất tổng hợp được

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu thành phần hóa học và một số hoạt tính sinh học của cây chùm ngây (Moringa oleifera)

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu thành phần hóa học và ứng dụng ức chế ăn mòn cho thép của cao chiết xuất từ cây Lộc vừng thuộc họ Lecythidaceae

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu hiện tượng nứt dăm đê sông vùng đồng bằng sông Hồng và dự báo khả năng bị nứt của một số đoạn đê

AI tóm tắt

Giới thiệu tài liệu

Đối tượng sử dụng

Từ khoá chính

Nội dung tóm tắt

Giới thiệu

Về chúng tôi

Việc làm

Quảng cáo

Liên hệ

Chính sách

Thoả thuận sử dụng

Chính sách bảo mật

Chính sách hoàn tiền

DMCA

Hỗ trợ

Hướng dẫn sử dụng

Đăng ký tài khoản VIP

093 303 0098

support@tailieu.vn

Phương thức thanh toán

Theo dõi chúng tôi

Facebook

Youtube

TikTok