Tác động của giáo dục đến thu nhập tại Việt Nam giai đoạn 2014-2020: Kết quả từ mô hình hồi quy cộng tính tổng quát GAM

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:12

Thêm vào BST

Báo xấu

26
lượt xem 5
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Bài viết Tác động của giáo dục đến thu nhập tại Việt Nam giai đoạn 2014-2020: Kết quả từ mô hình hồi quy cộng tính tổng quát GAM phân tích mối quan hệ giữa giáo dục và thu nhập cá nhân của người lao động tại Việt Nam trong các năm 2014, 2016, 2018 và 2020.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Tác động của giáo dục đến thu nhập tại Việt Nam giai đoạn 2014-2020: Kết quả từ mô hình hồi quy cộng tính tổng quát GAM

Tác động của giáo dục đến thu nhập tại Việt Nam giai đoạn 2014-2020: Kết quả từ mô hình hồi quy cộng tính tổng quát GAM Trịnh Thị Hường Bộ môn Toán, Trường Đại học Thương mại Email: trinhthihuong@tmu.edu.vn Nguyễn Minh Quang Khoa Toán-Tin, Trường Đại học Sư phạm Hà Nội Email: mquang12a1tqk@gmail.com Nguyễn Thị Thanh Loan Khoa Toán-Tin, Trường Đại học Sư phạm Hà Nội Email: thanhloan21112000@gmail.com Phan Văn Đức Nhật Khoa Toán-Tin, Trường Đại học Sư phạm Hà Nội Email: phanvanducnhat2000@gmail.com Nguyễn Thị Ngọc Huyền Khoa hệ thống thông tin kinh tế và Thương mại điện tử, Trường Đại học Thương mại Email: ngn.huyen46@gmail.com Ngô Hoàng Long Khoa Toán-Tin, Trường Đại học Sư phạm Hà Nội Email: ngolong@hnue.edu.vn Mã bài: JED-408 Ngày nhận: 18/09/2021 Ngày nhận bản sửa: 12/01/2022 Ngày duyệt đăng: 11/02/2022 Tóm tắt: Nghiên cứu này phân tích mối quan hệ giữa giáo dục và thu nhập cá nhân của người lao động tại Việt Nam trong các năm 2014, 2016, 2018 và 2020. Chúng tôi sử dụng dữ liệu cá nhân bao gồm thu nhập bình quân theo giờ, bằng cấp giáo dục cao nhất, số năm đào tạo và các thông tin nhân khẩu học từ các bộ số liệu Điều tra mức sống dân cư của Tổng cục Thống kê Việt Nam. Kết quả từ mô hình hồi quy cộng tính tổng quát (A Generalized Additive Model, GAM) thể hiện mối quan hệ phi tuyến và tích cực giữa số năm đi học và thu nhập theo giờ. Trong đó, lợi tức từ giáo dục của người lao động tăng 1 năm đào tạo ở trình độ cao là lớn hơn so với lợi tức từ tăng 1 năm đào tạo của các cá nhân ở trình độ thấp. Chúng tôi sử dụng biểu đồ xác suất q-q và tiêu chuẩn xác định chéo để kiểm chứng sự phù hợp của mô hình GAM so với mô hình hàm thu nhập Mincer. Kết quả nghiên cứu cho thấy vai trò quan trọng của việc đầu tư cho giáo dục, đặc biệt là đầu tư cho giáo dục ở trình độ cao. Từ khóa: Giáo dục, thu nhập, hồi quy cộng tính tổng quát, tiêu chuẩn xác định chéo, điều tra mức sống dân cư. Mã JEL: C30, J24, J31, I21. Impact of education on income in Vietnam 2014-2020: New insights using GAM model Abstract This study analyzes the role of education in Vietnamese employees’ wages in 2014, 2016, 2018 and 2020. We use individual hourly wage, their highest qualification as well as the number of years of training, and their demographic characteristics based on the Vietnam Living Standards Surveys, collected by the General Statistics Office. The results from a generalized additive model (GAM) show the nonlinear relationship and significantly positive between years of schooling and hourly earnings. In addition, the average return to education to one more year of schooling at a higher education level is greater than those of lower education levels. Statistical tests, including q-q plots and the cross- validation criterion, show that the GAM model is a significantly better fit than the widely used model in the literature, namely the Mincer earnings function. The results show the important role of education in promoting sustainable development, especially in higher education in Vietnam. Keywords: Education; income; generalized additive model; cross-validation criterion; Vietnam Household Living Standards Survey. JEL Codes: C30, J24, J31, I21. Số 300 tháng 6/2022 42
1. Giới thiệu Một trong 10 nhiệm vụ chủ yếu mà Chính phủ Việt Nam đặt ra trong Nghị quyết số 50/NQ-CP (2021) là “Phát triển nguồn nhân lực, giáo dục và đào tạo đáp ứng yêu cầu nhân lực chất lượng cao của cuộc cách mạng công nghiệp lần thứ tư và hội nhập quốc tế”. Điều đó cho thấy giáo dục và đào tạo được Đảng, Chính phủ xem là một trong những nhiệm vụ quan trọng trong phát triển bền vững, từ đó nâng cao các phúc lợi xã hội, thu nhập cá nhân và phát triển kinh tế. Về chính sách tiền lương, các Bộ ban ngành sửa đổi để phù hợp tình hình thực tế của xã hội như: Bộ luật Lao động 2019, Nghị định 90/2019/NĐ-CP mức lương tối thiểu vùng năm 2020 đối với người lao động. Ở tầm vi mô, tức cấp độ hộ gia đình hoặc cấp độ cá nhân, nghiên cứu thực nghiệm đã được thực hiện để trả lời các câu hỏi như: Người có trình độ giáo dục cao hơn có mức thu nhập tốt hơn không? Suất sinh lợi từ đầu tư cho giáo dục có khác nhau giữa các cấp học? Lợi suất giáo dục đối với tăng 1 năm đào tạo là khác nhau giữa các cấp học (Doan, 2011; Doan & Tran, 2018; McGuinness & cộng sự (2021). Trong đó, các tác giả sử dụng mô hình đánh giá lợi suất giáo dục được thực hiện đối với từng cấp học hoặc sử dụng bằng cấp giáo dục như các biến giả. Các mô hình hồi quy phi tuyến được quan tâm vì làm giảm các giả thuyết về ràng buộc giữa các biến số. Phương pháp phi tham số đã được sử dụng gần đây trong các nghiên cứu về kinh tế lao động (Henderson & cộng sự, 2018). Trong bài báo này, chúng tôi sử dụng mô hình hồi quy cộng tính tổng quát GAM để phân tích bộ số liệu về người lao động làm công ăn lương và làm thuê trên các cuộc Điều tra mức sống Dân cư năm 2014, 2016, 2018 và 2020. Nghiên cứu này nghiên cứu 3 vấn đề sau: - Phân tích mối quan hệ giữa tiền lương theo giờ của người lao động và giáo dục, theo bằng cấp hoặc số năm đào tạo; - Phân tích mối quan hệ phi tuyến giữa tiền lương và số năm đào tạo, trong đó chúng tôi giả thuyết độ lớn số năm đào tạo có tác động khác nhau đến tiền lương; Để- đánh giátác độnghợp của mô hình giữa tiền lương theo giờphân tíchđộ giáoliệu trên theo mô hình hàm So sánh độ phù của mối quan hệ GAM, chúng tôi cũng và trình bộ số dục trong các năm gần đây. thu nhập của Mincer và saucủa mô dụng Phương pháp tôi cũng phân tích bộ số liệu trên lặp để sohình hàm Để đánh giá độ phù hợp đó sử hình GAM, chúng kiểm định chéo với 10.000 vòng theo mô sánh kết quả của hai mô hình. thu nhập của Mincer và sau đó sử dụng Phương pháp kiểm định chéo với 10.000 vòng lặp để so sánh kết quả của cứu mô hình. tôi có ba đóng góp: Kết quả nghiên cứu cung cấp bằng chứng về lợi suất giáo dục Nghiên hai của chúng trong các năm của chúng tôicác ba đóng góp: Kết quả nghiên cứu cung cấp bằng chứng về lợicó thêm bằng Nghiên cứu gần nhất cho có nhà hoạch định chính sách. Đồng thời, người lao động cũng suất giáo dục chứng về mức thu nhập kì vọng khi quyết định đầu tư cho giáo dục (Patrinos, 2016). Cuối cùng, theo hiểu trong các năm gần nhất cho các nhà hoạch định chính sách. Đồng thời, người lao động cũng có thêm bằng biết của nhóm tác giả, đây là lần đầu tiên mô hình GAM được ứng dụng trong nghiên cứu lợi suất giáo chứng về mức thu nhập kì vọng khi quyết định đầu tư cho giáo dục (Patrinos, 2016). Cuối cùng, theo hiểu dục tại Việt Nam. biết của nhóm tác giả, đây là lần đầu tiên mô hình GAM được ứng dụng trong nghiên cứu lợi suất giáo dục tại Cơ sở lý thuyết 2. Việt Nam. 2. Cơ sở lý thuyết 2.1. Mô hình hồi quy cộng tính tổng quát 2.1. Mô hình hồi quy cộng tính tổng quát Mô hình hồi quy cộng tính tổng quát được giới thiệu lần đầu tiên bởi Hastie và Tibshirani (Hastie & Tibshirani, 1987) vào nămtính tổng quát được có dạng: lần đầu tiên bởi Hastie và Tibshirani (Hastie & Mô hình hồi quy cộng 1987. Mô hình này giới thiệu Tibshirani, 1987) vào năm 1987. Mô hình này có dạng: 𝑔𝑔�𝜇𝜇� � � � �� 𝑋𝑋�� 𝑍𝑍�� trong đó: trong đó: i kí hiệu biến quan sát trong mẫu, chỉ số k, j kí hiệu biến độc lập. Chỉ số Chỉ số E(Y )hiệu biến các biến phục thuộc chỉphân phốihiệu biến độc (exponential family) µ ≡ i kí với Y là quan sát trong mẫu, có số k, j kí thuộc họ mũ lập. i i i µi ≡ E(Yii,φ), µiYi là các số trung bình và φ là tham số tỉ lệ. họ mũ (exponential family) EF(µ ) với là tham biến phục thuộc có phân phối thuộc EF(µlà các ibiến độc số trung bình và tuyến tính số tỉ biến phục thuộc và các hệ số chưa biết αk. Xk i,φ), µ là tham lập có tác động φ là tham đến lệ. X Zj là các biến độc lập có tác động phi tuyến đến biến phụ thuộc và các hệ số chưa biết α . klà các biến độc lập có tác động tuyến tính đến biến phục thuộc và sj (.) là hàm trơn. k g(.) là hàm liên kết (a link function), thường sử dụng là lôgarit hoặc hàm đồng nhất (an identity function). Zj là các biến độc lập có tác động phi tuyến đến biến phụ thuộc và sj (.) là hàm trơn. Mô hình (1) được coi là trường hợp mở rộng của mô hình tuyến tính tổng quát (GLM): g(.) là hàm liên kết (a link function), thường sử dụng là lôgarit hoặc hàm đồng nhất (an identity function). Số 300 tháng 6/2022 trường hợp mở rộng của mô43 tuyến tính tổng quát (GLM): Mô hình (1) được coi là hình 𝑔𝑔�𝜇𝜇 � � � � 𝑋𝑋 � � � 𝑍𝑍 ��
Zj là các biến độc lập có tác động phi tuyến đến biến phụ thuộc và sj (.) là hàm trơn. g(.) là hàm liên kết (a link function), thường sử dụng là lôgarit hoặc hàm đồng nhất (an identity function). Mô hình (1) được coi là trường hợp mở rộng của mô hình tuyến tính tổng quát (GLM): 𝑔𝑔�𝜇𝜇� � � � �� 𝑋𝑋�� 𝑍𝑍�� Trong (2), các biến độc lập được giả thuyết có tác động tuyến tính đến biến phụ thuộc Yi. Biến phụ thuộc cũng được biến độc phân phối thuộc họ có tác động tuyến tính đến biến phụ thuộc Yi. Biến phụ thuộc Trong (2), các giả sử có lập được giả thuyết phân phối mũ. cũng đượchìnhsử cócó thể phối thuộc họ phân phốiphương pháp hợp lý cực đại có phạt (penalized likelihood Mô giả (1) phân được ước lượng bằng mũ. Mô maximization), trong đó các lượngtrơn được ước lượng tronglý cực qua các phạt (penalized likelihood hình (1) có thể được ước hàm bằng phương pháp hợp thông đại có Spline và các nút. Các phương maximization), trong đó các hàm trơn được ước thiện thông qua việc lựa chọn các nút cáclựa chọn tham số trơn pháp ước lượng GAM được phát triển và cải lượng trong thông qua các Spline và và nút. Các phương pháp ước lượng GAM được phát triển và cải thiện thông quachưa khớp (Underfitting) (Wood, 2017). Về giải một cách hợp lý để tránh sự quá khớp (Overfitting) hoặc việc lựa chọn các nút và lựa chọn tham số trơnthích cách hợp lýđộng của từng biến độc(Overfitting) quan sát được tiến hành tương tự như mô hình hồi quy một ý nghĩa tác để tránh sự quá khớp lập lên biến hoặc chưa khớp (Underfitting) (Wood, 2017). Về giảituyến tính cổ điển.động của từng biến độc lập lên biến quan sát được tiến hành tương tự như mô hình thích ý nghĩa tác hồi quy tuyến tính cổ điển. Trong phần mềm mã nguồn mở R, gói lệnh mgvc (Wood, 2001) và hàm gam thực hiện ước lượng mô hình hu nhập trong GAM với các mã nguồn khácR, gói lệnh mgvc (Wood, 2001) và phụ thuộc, hàm liênước lượng môpháp ước Trong phần mềmkinh chọn mở có mối quan phân phối của biến hàm gam thực hiện kết, phương hình nghiên cứu lựa tế có thể nhau về hàm hệ phi tuyến ế, chúng tôi giả thuyết môgiáo dục khácthu nhập hàm phân phối củakinh tế có thể có mối quan hệ phi tuyến ước Mối GAM hệ giữa hàmchọn và lựanhauhợp.trong nghiên cứu biến phụ thuộc, hàm liên kết, phương pháp quan với các lựa trơn và là phù về hình GAM lượng các chọn nút. (Hendersoncáccộng sự 2018), vìchọn chúng tôi giả thuyết mô hình GAM là phù hợp. lượng & hàm trơn và lựa thế, nút. Mối quan hệ giữa giáo dục và thu nhập trong nghiên cứu kinh tế có thể có mối quan hệ phi tuyến hình 2.2. Tiêu(Henderson địnhphi sự 2018), vì thế, chúng tôi (2012) đề mô hình GAM là phù hợp. ước lượng tuyếnxác & cộng tuyến, Racine & Parmeter giả thuyết chuẩn tính và chéo 1 héo (Cross-validationTiêu chuẩn Phươnghình ước lượng tuyếnhiện nhưphi tuyến, Racine & Parmeter (2012) đề độ criterion) . xác định chéo Để so sánh 2.2.phù hợp của hai mô pháp này được thực tính và 1 xuất sử dụng tiêu sánh độ phù hợp của hai mô hình ước lượng tuyến tính và phi tuyến, Racine & Parmeter (2012) đề Để so chuẩn xác định chéo (Cross-validation criterion) . Phương pháp này được thực hiện như sau: n) thành 2 tập dữ liệu một cách ngẫu nhiên và không giao nhau: Tập dữ criterion)1. Phương pháp này được thực hiện như xuất sử dụng tiêu chuẩn xác định chéo (Cross-validation 1 quan sát được dùng để ước lượng mô n) thành 2 tập dữ liệu một data) ngẫu nhiên và không giao nhau: Tập dữ Chia bộ dữ liệu quan sát (cỡ mẫu hình hồi quy (the training cách sau: đượcliệu thứ nhất, kí hiệu là ST ,(the evaluation data). dùng để ước lượng mô hình hồi quy (the training data) dùng để đánh giá mô hình gồm n1 quan sát được Chia bộ dữ liệu quan sát (cỡ mẫu n) thành 2 tập dữ liệu một cách ngẫu nhiên và không giao nhau: Tập dữ và tập dữ liệu còn lại, kí hiệu là SE, được dùng để đánh giá mô hình (the evaluation data). riterion) là: liệu thứ nhất, kí hiệu là ST , gồm n1 quan sát được dùng để ước lượng mô hình hồi quy (the training data) và 1 Khi đó, chỉ số thất thoát lại, kí hiệu là SE, được dùng để đánh giá mô hình (the evaluation data). tập dữ liệu còn (the loss criterion) là: �� 𝑌𝑌� � � �� 𝑌𝑌 � � � �� 1 Khi đó, chỉ số thất thoát (the loss criterion) là: �� 𝑌𝑌� � � �� 𝑌𝑌 � � � �� trong đó, �� là giá trị ước lượng Y được tính từ kết quả ước lượng mô hình trên mẫu ST nhưng quan 𝑌𝑌 �� 𝑌𝑌 � sát thuộc mẫu SE. Chỉ số thất thoát là trung bình sai số giữa giá trị quan sát và giá trị ước lượng trên tập đánh giá SE. Chỉ số thất thoát càng nhỏ thì mô hình càng phù hợp. �� làgiá trị quan lượng Y được tính từ kết quả ước lượng mô hình trên mẫu ST nhưng quan sát 𝑌𝑌 Y được tính từ kết quả trường hợpmôsánh độ phù hợp T nhưnghình (1) và mô hình (2), lặp lại 10.000 lần quy trình trên cho Trong ước lượng so hình trên mẫu S của mô quan sát trong đó,mỗi �mô hình. ước sát và , j=1,2,…,10.000 là dãy đánh rung bình sai số giữa giá trịKí hiệu L (1) giá trị ước lượng trên tậpgiá trị thất thoát sau 10.000 lần lặp lại quy trình đối với j hì môthuộccàng phùChỉ số thất thoát là (2), j=1,2,…,10.000 là dãy giáquan sát và giá trị ước lượnglặp đối với mô hình (2). hình mẫu SE. hợp. Tương tự, L trung bình sai số giữa giá trị trị thất thoát sau 10.000 lần trên tập đánh mô hình (1). j giá SE. hình (1) so sánhcàng(2), lặp lại hai mô lần phù và mô hình hợp của mô Chỉ sốđó, vàthoát hìnhphù hợp của 10.000 hìnhquy hợp. trên (2) được thực hiện thông qua so sánh hai dãy giá Khi thất mô độ nhỏ thì mô hình càng (1) trình 1,2,…,10.000trường giá trị thất thoátj(2). Dãy chỉ sốmô hình quy và mô hình (2), lặphơn là phù hợp hơn. trình trên báo này, Trong là dãy hợp so Lj(1) và L phù 10.000 lần lặpthoát của mô đối nào nhỏ lại 10.000 lần quy Trong bài trị thất thoát sánh độ sau hợp của thất lại (1) trình hình =1,2,…,10.000 là hình.giá trị thấtbiểuj=1,2,…,10.000 là dãy đối thống kê t-ghép cặp (t− paired test) để so sánh phân phối cho mỗi mô dãy Kí hiệu Lj(1) , đồsau 10.000(boxplot) giá trị thất thoát sau 10.000 lần lặp lại quy trình đối chúng tôi sử dụng thoát hình hộp lần lặp và với mô hợp của hai mô hình (1) vàcủatự, Ldãy j=1,2,…,10.000 làthoát.giá trịso thoát sau 10.000 lần lặp đối với mô với mô hình (1). Tương hai j(2), sốđược thực hiện thông qua thất thực nghiệm mô hình (2) trung bình thất dãy và Lj(2). Dãy chỉKhithất thoát củađộ phù hợp của hai mô hình (1) và mô hình (2) được thực hiện thông qua so hình (2). số đó, so số nghiên cứu thực nhỏ hơn về phù hợp hơn. giáo dục tới thu nhập mô hình nào là 2.3. Một sánh nghiệm ảnh hưởng của ụng biểu đồ hình hộp (boxplot) và thống kê j(2). Dãycặp (t− thất thoát của mô hình nào nhỏ hơn là phù hợp hơn. (1) sánh hai dãy giá trị thất thoát Lj và L t-ghép chỉ số paired test) của hai dãy số trung bình chúng tôi sử dục tới thu đồ hình hộp (boxplot) và phân tích t-ghép cặp (t− (Glewwe & Patrinos, Trong bài báo này, thấtcủa giáo dụng biểu nhập tại Việt Nam được thống kê lần đầu trong paired test) Ảnh hưởng thoát. 1998) dựa trên bộnghiệm của hai dãy số trung bình thất thoát. & cộng sự 2005) đã tìm thấy tác động tích số liệu mức sống Dân cư. Năm 2004, Arcand ệm vềđể sohưởng củaphối thực tới thu nhập ảnh sánh phân giáo dục cực của tăng 1 năm đào tạo tới thu nhập thông qua mô hình hồi quy với biến công cụ. Doan (2011), Doan hập tại Việt Nam được phânnghiên cứu trên bộ sốhưởng của Patrinos, cư 2008 nhập 2.3. Một & Tran (2018) thực lần đầu trong (Glewwe &sống Dân tới thu cho thấy bậc đào tạo đại học trở lên giúp số nghiên cứu tích nghiệm về ảnh liệu mức giáo dục g Dân ẢnhNăm người lao động& cộng sựnhập tại Việt thấy tác động tíchtích lần đầu trong (Glewwe & Patrinos, ra suất cư. hưởng củaArcand tăng trung 2005)17%tìm Nam được phân Dũng & Nguyễn Ngọc Thuyết (2015) chỉ 2004, giáo dục tới thu bình đã thu nhập. Nguyễn Hữu nhập 1998) dựa trên hình hồibình từ đầu tư công dục Doan (2011),tới 12,1% đối với người lao động có bằng đại học và cao thông qua mô bộ số liệu mức sống Dân cư. Năm5% và lên Doan cộng sự 2005) đã tìm thấy tác động tích sinh lợi trung quy với biến giáo cụ. là 2004, Arcand & số liệu mức sống Dân cư 2008tạo& thấy bậc (2021) tìm thấy mốilênhồi hệ tuyến biến giữa giáo Doan (2011), Doan tới suất cực của tăng 1 năm đào cho cộng sự đào tạo đại học trở quan quy với tính công cụ. dục và thu nhập, dẫn hơn. McGuinness tới thu nhập thông qua mô hình giúp % thu& Tran Nguyễnnghiên cứu trên bộ số liệu mức sốngnăm 2002 - 2016. Một hướng tiếp cận khác là các tác giả sử dụng nhập. (2018) Hữu Dũng & Nguyễn Ngọc Thuyết Dân cư 2008 cho thấy bậc đào tạo đại học trở lên giúp sinh lợi dương của đầu tư giáo dục qua các (2015) chỉ ra iáo dục là 5% hồilên tới 12,1%để sovới người bìnhđộng có bằng đạiDũng &lợi từ giáo dục đối với các nhóm đối tượng có người lao động tăng trungđối sánh bất lao đẳng trong Hữu học và quy phân vị bình 17% thu nhập. Nguyễn lợi suất sinh Nguyễn Ngọc Thuyết (2015) chỉ ra sự (2021) sinhthấytrung quan từ đầu tư giáo giữalà 5%dụclên tới 12,1% đối với người lao động có bằng đại học suất tìm mức mốinhập khác nhau tính dục giáo 2020). thu nhập, lợi thu bình hệ tuyến (xem Van Vu, và và u tư giáo cao hơn.các năm 2002 &2016. Một hướngtìm thấy mối quan hệ tuyến tính giữa giáo dục và thu nhập, và dục qua McGuinness - cộng sự (2021) tiếp cận khác là các ể so sánh tới suất sinh lợi dương của đầu tư lợi từdục qua các năm 2002 - 2016. Một hướng tiếp cận khác là các dẫn bất bình đẳng trong lợi suất sinh giáo giáo dục đối với các 44 tác (xemSố 300hồi quy 6/2022 để so sánh bất bình đẳng trong lợi suất sinh lợi từ giáo dục đối với các dụng tháng phân vị hác nhaugiả sử Van Vu, 2020). ủa giáo dục đối tượng có mức lao động khácViệt Nam cũng còn tồn tại nhóm ở trên, lực lượng thu nhập của nhau (xem Van Vu, 2020). ộng làm trái nghề và kĩ động không phù hợp (ILSSAở& ILO, 2018). lao động của Việt Nam cũng còn tồn tại Bên cạnh các tác năng tích cực của giáo dục trên, lực lượng
Bên cạnh các tác động tích cực của giáo dục ở trên, lực lượng lao động của Việt Nam cũng còn tồn tại nhiều vấn đề bất cập như tỉ lệ lao động làm trái nghề và kĩ năng không phù hợp (ILSSA & ILO, 2018). 3. Phương pháp nghiên cứu Nghiên cứu thực hiệncứu 3.1. Dữ liệu nghiên ở mức độ cá nhân và nhóm lao động làm công ăn lương. Trong đó, biến phụ thuộc là trungliệu sử dụng trong nghiên cứu đượclao động (nghìn đồng/giờ),tra mức sống Dân cư Việt Nam giai Bộ dữ bình thu nhập theo giờ của người lấy từ cuộc khảo sát Điều được thu thập từ tiền công và phúc lợi của người lao động trong vòng 12 tháng trước thời điểmNam. Đây là các cuộc khảo sát được tiến hành khảo sát. đoạn 2014 - 2020 được ở mức độ bởinhân và nhóm lao động làm công ăn lương. Trong đó, biến phụ thuộc Nghiên cứu thực hiện thực hiện cá Tổng cục Thống kê Việt tham gia phiếu khảo sáttrong vòng 12 chi tiêu và các chủthu khác ). Kết quả và phúc phục vụ chonăm đánh lợi của người lao động về thu nhập, tháng trước thời điểm khảo sát. lương điều tra lợi trong 1 các Tổng đề nhập từ 02 trungmột lần trên phạm vigiờ nướcngười phương pháp phỏng vấn trực tiếp thu thập từ tiền công gia phúc là năm bình thu nhập theo cả của bằng lao động (nghìn đồng/giờ), được chủ hộ (trên 9000 hộ và đình Nghiênphát triển kinh tế mức�ngh�nnhân và nhóm lao động làm công ăn lương. Trong đó, biến phụ thuộc Wage � Thu nhập độ cá ��ng�gi�� là trung bình thu nhập theomức độ cá nhânlao nhóm�� 1� làm côngđược thu thập làm vi�c�ngà�� phúc � �Trung ��nh �� gi� từ cứu thực hiện ở xã hội của đất nước (Tổng cục thống kê, 2019). lợi của người lao động trong vòng 12 tháng trước Tổng thu nhập sát.lương và phúc lợi trong 1 năm thời điểm khảo từ giá về là trung bình thu Thu nhập giờ của ��ng�gi�� (nghìn đồng/giờ), được thu thập từ tiền công và phúc lợi Wage � nhập theo �ngh�n người lao động Nghiên cứu thực hiện ở giờ của người và động (nghìn đồng/giờ), ăn lương. Trong tiền biến phụ thuộc đó, công và Cách tính thu nhập trên tương tự như trước thời�� khảo đã cứu 1� � �Trung ��nh �� gi� làm vi�c�ngà�� lao động Đồng thời, chúng tôi sử dụng giá cố định nhập từ2020 trong nghiên cứu năm (xem Tổng thu năm lương và phúc lợi trong 1 này của người lao động trong vòng 12 tháng các nghiênđiểm trước sát.tiến hành (McGuinness & cộng sự, 2021). Wage � Thu nhập �ngh�n ��ng�gi�� Cách tính thu nhập trên tương tự như các nghiên cứu trước� �Trung ��nh �� gi� làm vi�c�ngà�� 2021). ứng 1,086088 đồng (1,042789 đồng và 0,9729073611� �� đồng) năm hành (McGuinness &định cho phép so https://data.worldbank.org/indicator/FP.CPI.TOTL.ZG). Cụ thể, 1 đồng năm 2014 (2016 và 2018) tương đã tiến cộng sự, 2020. Từ đó, giá cố Đồng thời, chúng tôi sử dụng giá cố định năm 2020 trong nghiên cứu này (xem sánh mức thu nhập giữa các năm. như các nghiên cứu trước đã tiến hành (McGuinness & cộng sự, 2021). Cách tính thu nhập trên tương tự https://data.worldbank.org/indicator/FP.CPI.TOTL.ZG). Cụ thể, 1 đồng năm 2014 (2016 và 2018) tương Đồng thời, giáo dục sử dụng cá nhân, kí năm 2020 trong nghiên cứu này (xem https://data.worldbank.org/ Trình độ chúng tôi (1,042789 cố định 0,972907361 đồng) năm 2020. Từ đó, giá cố cộng sự, 2021). giá Cách 1,086088 đồngcủa tương tựđồng cáchiệu Yeduc được đo như sau: (McGuinness &định cho phép so ứng tính thu nhập trên từng như và nghiên cứu trước đã tiến hành indicator/FP.CPI.TOTL.ZG). năm. 1 đồng năm 2014 (2016 và 2018) tương ứng 1,086088 đồng (1,042789 Cụ thể, Đồng mức thu định tínhtôi bằng cấp giáo dụccố định cá nhân2020được. Đốinghiên thống giáo dục phổ sánh thời, nhập giữalà sử dụng giá cao nhất năm đạt trong với hệ cứu này (xem chúng các - Thang đo https://data.worldbank.org/indicator/FP.CPI.TOTL.ZG). Cụ như sau:sohọc; trung thu nhậpsở; 2018) học phổ đồng và 0,972907361 đồng) năm 2020. Từ đó, giá cố định cho phép sánh mức (2016 và các năm. Trình độ giáo dục của từng cátrở lên kí hiệu Yeduc được đo thể, 1tiểu năm 2014 cơ thông và cao đẳng-đại học nhân, bao gồm: không bằng cấp; đồng học giữa trung tương ứng 1,086088 đồngđại học và cá nhân, kí0,972907361 đồng) năm sau: nghề đó, giá cố định cho phépnghề, Trình độ giáo dục (1,042789trên đại học. Đối với hệ thống như 2020. Từ nghiệp bao gồm: sơ cấp so thông; cao đẳng, của từng đồng và hiệu Yeduc được đo giáo dục sánhThangthuđịnh trunglà bằng cấp giáo dụcvàcao nhất cá nhân đạt được. Đối hệ thống giáo dục phổ thông - Thang đo nhậptính là bằng cấp giáo dục nhất cá nhân đạt được. Đối với với hệ thống giáo dục phổ - mức nghề, giữa các năm. trung cấpđo định tính học chuyên nghiệp cao đẳng nghề. cao thông và cao đẳng-đại học trở lên bao gồm: không bằng cấp; tiểu học; trung học cơ sở; trung học phổ và cao đẳng-đại học trở lêncá nhân, kíkhôngYeduc cấp; tiểu như sau: học cơ sở; trung học phổ thông; cao bao gồm: hiệu bằng được đo học; trung Trình độ giáo định của học và trên đại học. Đối với hệ thống giáo dục ứng từnghiệp bao gồm: sơ cấp nghề, thông; cao đẳng, đại từng số năm đào tạo (năm) được quy đổi tương nghề các bằng cấp cao nhất ở trên ra - Thang đo dục lượng là đẳng, đại đào và trung học chuyênvới hệ thống giáo dục nghề nghiệp bao gồm: sơ cấp nghề, trung cấp nghề, số năm học tạo. đại học. Đối giáo dục trên -trung cấp nghề, tính là bằng cấp nghiệp và cao đẳng cá nhân đạt được. Đối với hệ thống giáo dục phổ Thang đo định nhất nghề. trung họccao đẳng-đại học trở lên bao gồm: không bằng cấp; tiểu học; trung học cơ sở; trung học phổ chuyên nghiệp và cao đẳng nghề. thông và đo định lượng là số năm đào tạo (năm) được quy đổixuất thông tin các bằng cấp cao nhất ở trên cấp - Đối với các thông tin nhân khẩu học khác, chúng tôi trích tương ứng từ tương ứng từ phiếu điều tra ra Thang thông; cao đo định lượng và số năm đào tạo (năm) được quy giáotương ứng nghiệpthànhgồm: sơ nhất nghề, - Thang là đổi từ các bằng cấp cao số năm đàonhân. đại học chúng tôi quan Đối với hệ thống khẩu học như: số bao viên hộ,cấp số phụ hộ và cá đẳng, Cụ thể, trên đại học. tâm đặc điểm nhân dục nghề tạo. chỉ ở trên trung nămnghề, đình, tình trạng hôn nhân, dân tộc, khu vực làm việc, nơi sống. Các tính toán trong nghiên rathuộc hộđào tạo. học chuyên nghiệp và cao đẳng nghề. số cấp gia trung Đối với các thông tin nhân khẩu học khác, chúng tôi trích xuất thông tin tương ứng từtừ phiếu điều tra cấp khác, chúng tôi trích xuất thông tin tương ứng phiếu điều tidyverse, -hộ vàđượcđịnh lượng trên phầntôihọc Rstudio, được quy đổi tương học như: số sử dụng caomgvc,tratrênphụ Thangcá nhân. Cụ thể,nhânnăm mềmtạo (năm) phiên bản 4.0.2. Gói lệnh đượcbằng cấp là hộ, chỉ số ra cứu với các thông tinlà số khẩu Đối đo tiến hành chúng đào quan tâm đặc điểm nhân khẩu ứng từ các thành viên nhất ở cấp hộ vàgoft, fitdistrplus, tableone, flexsurv. Các tính toán thống kê và kết số thành quy có sử dụngphụ thuộc điều cá nhân. tạo.thể, chúng tôi quan tâm đặc điểm nhân khẩu học như: quả hồi viên hộ, chỉ số trọng số hộ Cụ số nămhộ gia đình, tình trạng hôn nhân, dân tộc, khu vực làm việc, nơi sống. Các tính toán trong nghiên thuộc đào gia đình, tình trạng hôn nhân, wt9)tộc,Rstudio,quả nghiênnơi sống. hợp vớiđược sử dụngtra của bộ tidyverse, tra (sampling weights, biến dân để các kết làm việc, cứu phù Các tínhthiết kế điều cứu được tiến hành nhân khẩu học khu vực phiên trích xuất thông tin toán trong nghiên cứu được tiến số liệu. Đối với các thông tintrên phần mềm khác, chúng tôibản 4.0.2. Gói lệnh tương ứng từ phiếu điều tra cấp là mgvc, hộ3.2.trênnhân. mềm nghiệm và phươngtâm đặc điểm nhân khẩudụng là hồi số thành viêngoft, chỉ số phụ hành fitdistrplus, tableone, flexsurv.bản 4.0.2. toán lượng kê và kết quả mgvc, tidyverse, hộ, fitdistrplus, goft, Mô phần Cụ thể, chúng phiên Cácpháp ước lệnh được sử học như: quy có sử dụng trọng số điều và cá hình thực Rstudio, tôi quan tính Gói thống thuộc hộ gia đình,tôi sửbiếntoán thống kêdânthu nhậphồi quy có việc, nơitrọng số điều tra (sampling weights, tableone, flexsurv. Các tính wt9) để các kết quả quả vực làm sử dụng sống. kế điều tratoán trong nghiên tra (sampling weights, trạng hôn hình hàm kết nghiên cứu phù hợp với thiết Các tính của bộ số liệu. Đầu tiên, chúng tình dụng mô nhân, và tộc, khu Mincer (Mincer, 1974): biếnđược tiến hành trên phần mềm Rstudio, phiên bản 4.0.2. tra của bộđược sử dụng là mgvc, tidyverse, wt9) để các kết quả nghiên cứu phù hợp với thiết kế điều Gói lệnh số liệu. cứu Mô hình thực nghiệm và phương pháp ước lượng 3.2. tra (sampling weights, biếnLog�Wagehàm thu �nghiên cứu � ∑ hợp với thiết kế (3) tra của bộ số liệu. Đầu tiên, chúng tôi sử dụng mô hình � kết quả Đầu tiên, chúng tôi sử dụng mô hình hàm � �� Y educ� phù � B� X �� 1974): điều thu nhập Mincer (Mincer, �� , wt9) để các � � nhập Mincer (Mincer, 1974): goft, fitdistrplus,thực nghiệm và phươngtính toán thống kê và kết quả hồi quy có sử dụng trọng số điều 3.2. Mô hình tableone, flexsurv. Các pháp ước lượng � Đầu tiên, chúng tôi sử dụng mô hình �hàm �� YMincer� ∑� B� X �� 1974): Log�Wage � � thu nhập educ (Mincer, � �� , 3.2. Mô hình thực nghiệm và phương pháp ước lượng Trong đó, i là chỉ số cá nhân, εi là phần dư và εi được � sử tuân theo phân phối chuẩn N(0,σ2); Wagei là (3) giả nhân, εi là � � � dư và ε được � � ∑ tuân � � Trong đó, i là chỉ số cá Log�Wagephần �� iY educgiả sử� B� X �� theo� ,phân phối chuẩn N(0,σ2); Wagei là thu nhập củalà chỉ số cá i, Yeduciilà phần dư đi học của người thứ i,theo biến Xj baochuẩncác thôngWagei là Trong đó, i người thứ nhân, ε là số năm và εi được giả sử tuân các phân phối gồm N(0,σ2); tin nhân thu nhập của người thứ i, Yeduci là sinh thái. học của người thứ i, các biến Xj bao gồm các thông tin nhân khẩu học khác, nơi sống và vùng số năm đi (3) khẩunhập khác, nơi sống i, Yeduc sinh thái. đi học của người số năm đào tạo Yeduc được giả thuyết có tác thu học củachúng tôi ước vùng làmô năm GAM, trong đó thứ i, các biến X bao gồm các thông tin nhân Tiếp theo, người thứ và lượng số hình i j khẩu học khác, nơi tôi ước lượng môbiến độc lập khác được giả sửđào tác động tuyến tính: động phi tuyến tớisống lương, các hình GAM, trong đó số năm có tạo Yeduc được giả thuyết có tác động Tiếp theo, chúng tiền và vùng sinh thái. Trong theo, làtiền lương,nhân, εi làđộc hình GAM, trong sửsửsốtác động tuyếnYeduc được N(0,σ2); Wagei tác phi tuyến tới chỉ số cá các biến phần dư và εi được giả cótuân theo phân phối chuẩn Tiếp đó, i chúng tôi ước lượng mô lập khác được giả tính: giả thuyết có là khẩu học khác, nơi sống và vùng sinh thái.� ��Y educ� � � ∑� B� X �� , động phi tuyến tới thứ lương, các � năm lập khác người thứ có tác động bao gồm các Log�μ� � �� đó năm đào tạo thu nhập của người tiền i, Yeduci là biến độcđi học củađược giả sửi, các biến Xjtuyến tính: thông tin nhân số (4) Log�μ� �biến độc lập chúngđược∑� Bhành kiểm địnhtuyến tính: các phân phối thuộc � �� Y khác � � �tiến �sử��có tác động Wage với educ tôi giả X � �� , Tiếp theo, chúnglà hàm trơn và µi ≡ E(Wagei) và g(.) ≡ đó số là hàm liên kết. Để xác định dạng phân phối Trong đó, s(.) làtôi ước lượng mô hình GAM, trong log(.) năm đào tạokết. Để được giả dạng phân tác Trong đó, s(.) hàm trơn và µi ≡ E(Wagei ) và g(.) ≡ log(.) là hàm liên Yeduc xác định thuyết có phối động phi tuyến của tiền lương, các từng năm, thực nghiệm tới biến Wage theo (4) thực nghiệm của biến Wage theo từng năm, chúng tôi tiến hành kiểm định Wage với các phân phối thuộc họ họ phân phối mũ và quan sát biểu đồ xác suất (q-q plot) của Wage. Kết quả thu được biến thu nhập năm thực nghiệm của biến Wage theo từng năm, chúng �1). ∑ hành kiểm Log�μ� � biểu � q-q, Hình � tuân theo phân phối Gamma (xem � � đồ ��Y educ tôi tiếnB X � � , định Wage với các phân phối thuộc phân phối mũ và phân phối và µi ≡xác suất (q-qđồ q-q, Hình 1). hàm quả thu đượcxác định dạng phân 2014 Trong đó, s(.) là quan trơnbiểu đồ E(Wagei) và plot)≡ log(.) là Kết liên kết. Để biến thu nhập năm phối 2014 tuân theo hàm sát Gamma (xem biểu g(.) của Wage. họ phân phối mũ và quan sát biểu đồ �xác suất (q-q� plot) �của Wage. Kết quả thu được biến thu nhập năm � �� (4) Chúng tôi ước lượng mô hình (3) và (4) cho từng năm. Sau đó, chúng tôi áp dụng tiêu chuẩn xác định chéo Trong tuâns(.) làphân phối Gamma E(Wagei) và g(.) ≡Hình 1). hàm liên kết. Để xác định dạng phân phối 2014 đó, theo hàm trơn và µi ≡ (xem biểu đồ q-q, log(.) là thực nghiệm của biến Wage theo từng năm, chúng tôi tiến hành kiểm định Wage với các phân phối thuộc 45 họ phân tháng 6/2022 sát biểu đồ xác suất (q-q plot) của Wage. Kết quả thu được biến thu nhập năm Số 300 phối mũ và quan 2014 tuân theo phân phối Gamma (xem biểu đồ q-q, Hình 1).
Chúng tôi ước lượng mô hình (3) và (4) cho từ năm. Sau đó, chúng tô áp dụng ti chuẩn xác định i m v ừng u ôi iêu c chéo với 10000 vòng lặp cho từng năm, thống kê t− ghép cặp và biểu đồ hình hộp đượ dùng để so sánh l n k p ợc o độ phù hợ i ước mô hìnmôHình 2(3) biểu đồcho từ chuỗi Sau đó, chúng tô ápqua cáciêu chuẩn hìn định Chúng tôi của lượngnh. hình là và (4) hộp ừng năm. truu bình thất thoát dụng c năm: mô xác (4) ợp m v của ung ôi ti c nh phù10000 10000 hỏi ng từng cứu hơ năm,kê t− (3 trong tất biểu và năm. đồ hình hộpkiểm địnhsánh độkê t- chéo với vòng lặp cholặp cho từng n mô hình ghépt− ghép cả p đồ biểu Cu được dùngm dùng để so phù với hợp với câu vòng ghiên năm, ơn v l thống thống3) cặp và cặp kê k ả các hình hộp cùng, đượ so thốngo sánh uối ợc để g độ phù hợ năm 201nh. Hình 2 tr trung hộp của chuỗi tru thoát thấtmô qua các năm: chuỗnh (4) ghép cặp ợp của mô hìn được giá là biểu đồbình của chuỗi thung bìnhcủa m hình (3) lớn hơnmô hìn thất của 14 rị hất thoát c ỗi hợp của mô hình. Hình 2 là biểu đồ hộp của chuỗi trung bình thất thoát qua các năm: mô hình (4) phù hợp phù hợp với câu hỏi ng 220,27 (p- mô < 0,00 trong quảcả các định củ uối cùng, kiểm định thống2020 v hình (4) là thoát của mô ghiên cứu hơơn -value hình (3 Kết tất k 3) 01). ả kiểm năm. Cu các năm 20m 2018 vàg kê t- ủa 016, à với câuứng của năm 201 đượchình01),trung bình của chuỗi 001) thoát của (p-value < 0, lớn t-ghép cặp của tương cặp là 160,43 (p14 mô giá tr trong tất p-valuenăm. th và 254,8 m định thống kê hơn chuỗ thất ghép hỏi nghiên cứu hơn < 0,00(3) 141,85 (p các < 0,0hất cùng, kiểm hình (3),001). g p-value rị cả Cuối mô ỗi năm 2014 đượchìnhtrị trung bình của-value < 0,00 của mô hình (3) lớn củ các năm 20 thoát của mô giá (4) là 220,27 (p- chuỗi thất thoát Kết quả k 01). kiểm định hơn chuỗi thất 016, 2018mô hình ủa thoát của và 2020 à tương ứng là 160,43 < (4) là 220,27 (p-value (p 0,001). Kết01), 141,85 (p của các0,0 2016, 2018 và 2020< 0, ứng là 160,43 g p-value < 0,00 kiểm định quả p-value < năm và 254,8 (p-value tương 001) ,001). Hình 1: Biểu đồ xác suất (q-q (p-value
đình Việt Nam. Tỷ lệ người lao động đã kết hôn khoảng 72-73% trong các năm. Để đo lường ảnh hưởng của mức sống tại từng tỉnh, chúng tôi sử dụng biến mức thu nhập bình quân đầu người/tháng cấp tỉnh (https:// www.gso.gov.vn). Mức thu nhập cấp tỉnh được điều chỉnh về giá của năm 2020 và cho thấy xu hướng tăng theo các năm. Tỷ lệ lao động làm việc cho cơ quan nhà nước giảm dần từ 27% số quan sát năm 2014 xuống 15,83% năm 2020. Trong khi đó số lượng và tỷ lệ lao động tư nhân hoặc làm trong công ty có vốn đầu tư nước ngoài có xu hướng tăng dần từ 9,53% năm 2014 lên 15,28% năm 2020, xu hướng này phù hợp với xu hướng mở rộng của các công ty nước ngoài và doanh nghiệp FDI trong các năm gần đây. Số năm đi học trung bình cả bốn kỳ điều tra đều rơi vào khoảng 9 - 10 năm, tỷ lệ lao động có trình độ từ trung học phổ thông trở xuống chiếm khoảng 80% số quan sát mỗi năm, số lượng và tỷ lệ người lao động có trình độ cao đẳng, đại học và trên đại học tăng dần. Tỷ lệ người lao động đã qua học nghề, đào tạo nghề chỉ chiếm 15,9% số quan sát năm 2014 và 2016, giảm xuống còn 13,7% năm 2018. Trong đó, bằng sơ cấp nghề là phổ biến nhất. 4.2. Thu nhập và bằng cấp giáo dục Bảng 1: Thông tin chung Biến quan sát Năm 2014 Năm 2016 Năm 2018 Năm 2020 Số quan sát 7174 7548 7671 8266 Tiền lương (Nghìn đồng/giờ) 23.9 ( 12.2 ) 26.3 ( 12.4 ) 30.2 ( 13.3 ) 36.2 ( 14.1 ) Tuổi (năm) 35.6 ( 11.1 ) 36.1 ( 11.3 ) 36.8 ( 11.2 ) 37 ( 10.9 ) Số thành viên hộ gia đình 4.3 ( 1.5 ) 4.4 ( 1.5 ) 4.3 ( 1.5 ) 4.2 ( 1.6 ) Tổng số năm đi học (năm) 9.6 ( 5 ) 9.8 ( 4.9 ) 9.8 ( 4.9 ) 9.2 ( 5.1 ) Chỉ số phụ thuộc hộ gia đình 55.2 ( 58.3 ) 57.1 ( 59.1 ) 60.4 ( 64 ) 62.1 ( 63.6 ) Thu nhập bình quân đầu người/tháng cấp 3145.6 ( 1139.5 ) 3487.6 ( 1176 ) 4049.1 ( 1334.7 ) 4490.9 ( 1363.6 ) tỉnh Nam 58% 57.80% 56.34% 55.20% Giới tính (%) Nữ 42% 42.20% 43.66% 44.80% Tình trạng Đã kết hôn 72.50% 71.45% 72.22% 73.72% hôn nhân (%) Khác 27.50% 28.55% 27.78% 26.28% Kinh 91.67% 89.64% 89.75% 89.45% Dân tộc (%) Dân tộc khác 8.33% 10.36% 10.25% 10.55% Tư nhân 64.36% 66.19% 67.26% 68.89% Nhà nước 26.11% 22.84% 19.99% 15.83% Nơi làm việc (%) Công ty có vốn đầu tư 9.53% 10.97% 12.74% 15.28% nước ngoài Không bằng cấp 10.09% 9.79% 9.46% 13.71% Tiểu học 20.40% 19.54% 19.49% 17.42% Trung học cơ sở 25.60% 25.97% 26.62% 25.79% Trung học phổ thông 24.76% 24.79% 23.88% 28.85% Cao đẳng, đại học và 19.14% 19.92% 20.55% 14.24% Bằng cấp giáo trên đại học dục cao nhất Sơ cấp nghề 5.28% 6.34% 5.97% 5.05% Trung cấp nghề 3.90% 3.37% 2.75% 2.45% Trung học chuyên 5.44% 5.05% 4.10% 2.94% nghiệp Cao đẳng nghề 0.99% 1.08% 0.95% 5.06% Nông thôn 60.98% 61.24% 59.81% 59.32% Nơi sống (%) Thành thị 39.02% 38.76% 40.19% 40.68% Số 300 tháng 6/2022 sông Hồng Đồng bằng 27.72% 47 26.46% 24.10% 26.37% Đồng bằng sông Cửu 16.90% 16.83% 17.51% 16.54% Long
Trung cấp nghề 3.90% 3.37% 2.75% 2.45% Trung học chuyên 5.44% 5.05% 4.10% 2.94% nghiệp Cao đẳng nghề 0.99% 1.08% 0.95% 5.06% Nông thôn 60.98% 61.24% 59.81% 59.32% Nơi sống (%) Thành thị 39.02% 38.76% 40.19% 40.68% Đồng bằng sông Hồng 27.72% 26.46% 24.10% 26.37% Đồng bằng sông Cửu 16.90% 16.83% 17.51% 16.54% Long Trung du và miền núi Khu vực (%) 8.78% 10.37% 9.92% 9.98% phía Bắc Bắc Trung Bộ và 20.48% 20.64% 21.21% 20.02% duyên hải miền Trung Tây Nguyên 3.96% 4.14% 4.09% 4.02% Đông Nam Bộ 22.16% 21.57% 23.17% 23.07% Chú thích: Biến liên tục thể hiện giá trị trung bình và độ lệch chuẩn trong ngoặc kép, biến rời rạc thể hiện tần số và tỉ lệ phần trăm của từng mức độ. Nguồn: Tác giả tính toán từ bộ số liệu mức sống Dân cư 2014 - 2020. Hình 3: Biểu đồ tầ số của thu nhập bình q 3 ần u quân theo giờ qua các nă ờ ăm Nguồn: Tác giả tính toán từ bộ số liệu mức sống Dân cư 2014 - 2020 ộ c ư 0 Hình 4 là thu nhập bình quân theo giờ đối với các loại bằng cấp và trong từng năm. Xu hướng tăng thu nhập qua là thu nhập bìn quân hiện ở tất đối các loại bằng bằng Xu thế tăng g từng năm. Xgiờ có thểtăn tác Hình 4 các năm này cũng thể theo giờ cả với các loại cấp. cấp và trong nhập theo hướng do thu nh c thu Xu ng động trực tiếp từ cácnày cũng thểcủaện ở tấtphủ các loại bằng mức Xu thếtối thiểu theo vùng, lộ trìnht tăng nhập qua các năm chính sách hiệchính cả Việt Nam về c y cấp. lương tă thu nhập theo giờ có thể do ăng tác động trực tiếp từ các 2017) hoặc tác chính phủ Việt Nam về mức lươ tối thiểu t lương cơ bản (Nguyen Viet,chính sách của động của các doanh nghiệp FDI (McGuinness & cộng sự, 2021). t h p m ơng theo vùng, lộ trình ộ tăng lươn cơ bản (Ng hữu bằng2017) hoặc hệ giáo dục chuyên nghiệp, hiệp FDI (McGuinness & cộng ng lao độngguyen Viet, 2cấp thuộc tá động của c doanh ngh Đối với người sở ác các Hình 4 cho thấy xu hướng thu nhập 2021). Đối vớicấpười lao động sở hữu bằng cấp thuộc hệbằng cấp thuộc hệnghiệp,giáo dục cho th xu sự, giữa các bằng ngư . khác nhau làskhá tương đồng. Đối với giáo dục chuy c yên thống HHình 4 phổ thông hấy hướng thu đại học: Các bằng cấp caokhác thì có là khá tương đ và cao đẳngu nhập giữa các bằng cấp hơn nhau mức thu nhậpđồng.xu hướng bằnghơn. Đặc biệt, có sựgtăng c à theo Đối vớ cao cấp th ới huộc hệ thống giáo dục phổ thhông và cao đẳng đại học Các bằng cấp cao hơn th có mức thu nhập theo x hướng cao hơn. c: hì u xu o đáng kể giữa những cá nhân sở hữu bằng cao đẳng và đại học so với các cấp học thấp hơn và có sự bất bình Đặc biệt, có sự tăng đá kể giữa nh áng hững cá nhân sở hữu bằng cao đẳng và đại học so vớ các cấp học thấp n g ới c đẳng thu có sự gia tăng ở nhóm lao động này, nhưncác nghiên cứunày, như cá nghiên cứu trước đó. hơn và nhập bất bình đẳng thu nhập gia tăng ở hóm lao động trước đó. ác ó đ p g 4.3. Kết quả mô hình hồi quy 4.3. Kết quả mô hình hồi quy q h Bảng 2 thể hiện kết quả hồi quy mô hình log-tuyến tính. Hệ số hồi quy của “Tổng số năm đi học” chính là Bảng 2 thể hiện kết quả hồi quy mô hình log-tuyến tính. Hệ số hồi quy của “Tổng số nă đi học" ch ả ố a ăm hính là lợi suất giáo dục khi tăng 1 năm đào tạo. Tăng 1 năm đi học mang lại mức thu nhập bình quân theo giờ tăng lợi suất gi dục khi tă 1 năm đà tạo. Tăng 1 năm đi học mang lại mứ thu nhập b iáo ăng ào c ức bình quân the giờ eo thêm tương ứng là ứng là 3,28% (tươ2,9%, 2,9% và 2,2 %) 2,2 % năm 2014m 2014 tự 2016, 2018 và20 và tăng thêm tương m 3,28% (tương tự, ng tự, 2,9%, 2,9% và trong trong năm à %) (tương (tương tự 2016, 2020) g 018 và các hệ số đều có ý đều cóthống kê.thống kê.chúng tôi chúng tôi là thấp hơn các nghiêncác nghiên c hiện 2020) và các hệ số nghĩa ý nghĩa Kết quả Kế quả thu được thu được là thấp hơn cứu đã thực u ết cứu đã trước đó khi nghiên cứu nghiên cứu ở cấp độ hộ gi & cộng sự, & cộng sự, 20 thực hiện trước đó khi ở cấp độ hộ gia đình (Anh đình (Anh 2020). ia 020). Bảng 3 là kết quả hồi quy đối với các biến độc lập được giả thuyết tác động tuyến tính đến thu nhập theo giờ, kết quả ước lượng hàm trơn được thể hiện ở Hình 5. Trong cả 4 kỳ điều tra, các biến quan sát đều có Hình 4: Biểu đồ hộp của thu n h h nhập theo giờờ Số 300 tháng 6/2022 48
Bảng 2 thể hiện kết quả hồi quy mô hình log-tuyến tính. Hệ số hồi quy của “Tổng số nă đi học" ch ả ố a ăm hính là lợi suất giiáo dục khi tă 1 năm đà tạo. Tăng 1 năm đi họccmang lại mứứcthu nhập bb quân the eogiờ lợi suất gi dục khi tă 1 năm đà tạo. Tăng 1 năm đi học mang lại mứ thu nhậpbình quân the giờ iáo ăng ăng ào ào c ức bình eo tăng thêm tương ứng là 3,28% (tương tự, 2,9%, 2,9% và 2,2 % trong năm 2014 (tươnggtự 2016, 20018 và tăng thêm tương ứng là 3,28% (tương tự, 2,9%, 2,9% và 2,2%) trong năm 2014 (tương tự 2016, 20 và m m à à % %) mm g 018 2020) và các hệ số đều có ý nghĩa thống kê. Kếết quả chúng tôi thu được là thấp hơn các nghiên cc đã 2020) và các hệ số đều có ý nghĩa thống kê. Kế quả chúng tôi thu được là thấp hơn các nghiêncứu đã u u ết cứu thực hiện trước đó khi nghiên cứu ở cấp độ hộ giiađình (Anh & cộng sự, 20020). ia thực hiện trước đó khi nghiên cứu ở cấp độ hộ gi đình (Anh & cộng sự, 20020). Hình 4: Biểu đồ hộp của thu n h h nhập theo giờ ờ Hình 4: Biểu đồ hộp của thu n h h nhập theo giờ ờ Nguồn: Tác giả tính toán từ bộ số liệu mức sống Dân cư 2014 - 2020 ộ c ư 0 Nguồn: Tác giả tính to từ bộ số li mức sống Dân cư 2014 – 2020. Tá oán iệu 4 Bảng 2: Hệ số hồ quy mô hìn tuyến tính g ồi nh h Biến quan sát n H số hồi quy Hệ Năm 2014 m Năm 2016 6 N Năm 2018 Năm 20 020 0,03 *** 38 0,029 **** 0 0,029 *** 0,022 * *** Tổng số nă đi học (năm ăm m) 𝑅𝑅� (0,001) (0,001) (0,001) (0,001 1) 0,328 0,295 0,296 0,279 9 Chú thích *, ** và *** lần lượt biể diễn các mứ ý nghĩa 10 5% và 1% h: * ểu ức 0%, %. Nguồn: Tác giả tính to từ bộ số li mức sống Dân cư 2014 – 2020. Tá oán iệu 4 tác động có ý nghĩa thống kê đến thu nhập. Hệ số R2 hiệu chỉnh cho thấy các biến phụ thuộc giải thích được khoảng 30-36% quả hồi quy đối vớihình biến dụngập được giả t là logarit độnsốtuyến tínhnên hệ số hồi quy Bảng 3 là kết mức thuqnhập. Mô các 4 sử độc l hàm liên kết à c thuyết tác cơng tự nhiên, đến thu nhập theo h p của môkết qulà ước lượng hàm trơncủa từng nhân tố tác độngTro ngkhi nhân đi sốtra, các bi quan sát đ giữa giờ, hìnhuả phần trăm thay đổi đư thể hiện ở Hình 5. (sau cả 4 kỳ hệ hồi quy với 100%) và có g ược iều iến đều tác động có nghĩa th hống kê đến tđộng đang kết hôn2 hiệu chỉnh cao thấy các biến với thuộc giải các các yếu tố khácýkhông đổi. Người lao thu nhập. Hệ số R có thucnhập cho hơnytừ 11% so ph lao động cóthích hụ được khoảng 30-36% mức với lao động dân tộc Kinh, laohàm liên kết dânogarit cơ số tthu nhập thấphệ số tình trạng hôn nhân khác.mSo thu nhập Mô hình 4 sử dụng động người là lotộc khác có tự nhiên, nên hơn p. m hồi quy của mô hình là phần trăm thay đổi của từng nhân t ố tác động (s khi nhân hệ số hồi qu với c l a sau uy lên đến 13,9 % và 15,8 % trong năm 2018 và 2020. Tương tự, lao động nữ có thu nhập thấp hơn khoảng 100%) và giữa các yếu tố khác khô đổi. Ngườ lao động đ à u ông ời đang kết hôn có thu nhập c hơn từ 11 so cao 1% 11% so vớiộng có cácnam giới năm 2014 và có xuohướng thấp hơn trong Kin năm tiếp theo, lêndân tộc khác với lao độlao động tìn trạng hôn nhân khác. So với lao động dân tộc các lao động n nh n g nh, người đến 14,6% c năm 2020. Tương tự, lao động ở khu vực nông thôn có thu nhập thấp hơn lao động ở khu vực thành thị là 11,9% năm 2014 và xu hướng bất bình đẳng có giảm vào năm 2020 (3,7%). Các nhân tố về dân tộc, giới tính và khu vực nông thôn thành thị là các yếu tố dẫn đến bất bình đẳng thu nhập tại Việt Nam và đã được nhiều nghiên cứu trước chỉ ra (Benjamin & cộng sự, 2017). Tuổi của người lao động có tác động dương và có ý nghĩa thống kê đến thu nhập theo giờ nhưng mức tác động rất nhỏ. So với người lao động làm việc trong lĩnh vực tư nhân, người lao động làm trong công ty nhà nước và các công ty có vốn đầu tư nước ngoài có mức lương cao hơn. Đặc biệt, khu vực có vốn đầu tư nước ngoài có mức thu nhập cao hơn lên tới khoảng 20% so với khu vực tư nhân. Khu vực có vốn đầu tư nước ngoài được kì vọng có mức thu nhập cao hơn, tuy nhiên, khu vực này cũng có yêu cầu cao hơn về trình độ và kĩ thuật của người lao động. Hiện nay, lao động Việt Nam làm công ăn lương trong các doanh nghiệp này vẫn thiếu và yếu về nhu cầu (ILSSA & ILO, 2018; McGuinness & cộng sự, 2021). So với lao động tại khu vực đồng bằng sông Hồng, các khu vực khác đều có mức thu nhập bình quân thấp hơn, 1% đến 10%, trừ khu vực Đông Nam Bộ. Đồng bằng sông Hồng là một trong các vùng kinh tế phát triển nhất cả nước, có lợi suất giáo dục cao trong nghiên cứu. Đồng thời, khu vực đồng bằng sông Hồng cũng có mức đầu tư có giáo dục khá cao trong năm 2018 (Ngô & cộng sự, 2021). Ngược lại, khu vực Đông Nam Bộ, nơi có nền kinh tế lớn nhất đất nước là thành phố Hồ Chí Minh, người lao động có mức thu nhập trung bình cao hơn người lao động tại Đồng bằng sông Hồng khoảng 10- 13%. Hình 5 mô phỏng thu nhập qua các năm của các cá nhân có đặc điểm phổ biến nhất trong các năm quan Số 300 tháng 6/2022 49
Bảng 3: Hệ số hồi quy mô hình GAM (4) Hệ số hồi quy Biến quan sát Năm 2014 Năm 2016 Năm 2018 Năm 2020 2,642*** 2,947*** 3,047*** 3,262*** Hệ số chặn (0,039) (0,039) (0,035) (0,033) 0,003*** 0,001 0,001* 0,00 Tuổi (năm) (0,001) (0,00) (0,00) (0,00) 0,001*** 0,00** 0,00*** 0,00*** Chỉ số phụ thuộc hộ gia đình (%) (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) 0,00*** 0,00*** 0,00*** 0,00*** Thu nhập bình quân đầu người/tháng cấp tỉnh (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) Giới tính (mặc định: Nam) -0,121*** -0,114*** -0,141*** -0,146*** Nữ (0,011) (0,01) (0,009) (0,008) Tình trạng hôn nhân (mặc định: Khác) 0,128*** 0,11*** 0,103*** 0,105*** Đã kết hôn (0,013) (0,012) (0,011) (0,01) Dân tộc (mặc định: Kinh) -0,082*** -0,141*** -0,139*** -0,158*** Dân tộc khác (0,019) (0,017) (0,015) (0,013) Khu vực làm việc (mặc định: Tư nhân) 0,088*** 0,066*** 0,039** 0,05*** Cơ quan nhà nước (0,014) (0,014) (0,013) (0,012) 0,217*** 0,233*** 0,211*** 0,173*** Công ty có vốn đầu tư nước ngoài (0,018) (0,016) (0,014) (0,011) Nơi sống (mặc định: Thành thị) -0,119*** -0,133*** -0,092*** -0,037*** Nông thôn (0,012) (0,011) (0,01) (0,008) Khu vực (mặc định: đồng bằng sông Hồng) 0,027 -0,029 -0,013 -0,01 Đồng bằng sông Cửu Long (0,018) (0,017) (0,015) (0,014) 0,105*** 0,067** 0,034 0,003 Trung du và miền núi phía Bắc (0,024) (0,022) (0,02) (0,018) 0,003 -0,061*** -0,042** -0,051*** Bắc Trung Bộ và duyên hải miền Trung (0,018) (0,018) (0,015) (0,014) 0,043 -0,067** -0,101*** Tây Nguyên -0,001596 (0,03) (0,025) (0,023) 0,134*** 0,095*** 0,12*** 0,117*** Đông Nam Bộ (0,017) (0,015) (0,014) (0,013) Hệ số 0,36 0,309 0,312 0,29 Chú thích: *, ** và *** lần lượt biểu diễn các mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%. Nguồn: Tác giả tính toán từ bộ số liệu Điều tra mức sống dân cư 2014, 2016 và 2018, 2020. sát, cụ thể2: thuộc khu vực thành thị của Đồng Bằng sông Hồng, có kết hôn, dân tộc Kinh, là nam giới, tỉ lệHình thuộc phỏng thu nhập60% cáclàm việc trong công tycó đặc điểm phổ biến nhất trong các năm quan phụ 5 mô của gia đình là qua và năm của các cá nhân tư nhân. Đường màu là giá trị trung bình và dải sát, cụ thể2: thuộc khu vực thành thị của Đồng Bằng sông Hồng, có kết hôn, dân tộc Kinh, là nam giới, tỉ màu xám là độ dao động (mức ý nghĩa 95%). Trên đồ thị, chúng tôi đã tịnh tiến hàm trơn s() để đưa về giá lệ phụ thuộc của gia đình là 60% và làm việc trong công ty tư nhân. Đường màu là giá trị trung bình và trị của thuxám là(giádaotrên trục Oy). nghĩa 95%). Trên đồ thị, chúng tôi đã tịnh tiến hàm trơn s(𝑌𝑌𝑌𝑌𝑌𝑌𝑌𝑌𝑌𝑌) để dải màu nhập độ trị động (mức ý đưa về giá trịcó kết quả hồi quy hàm trơn s(Y educ) có mức ý nghĩa p-value < 0,001 trong tất cả các năm Mô Hình 4 của thu nhập (giá trị trên trục Oy). và xu hướng tác động của số năm đào tạo không thay đổi đáng kể. Trong khi mô hình (3), Bảng 2 là lợi suất của tăng 1 năm đào tạo đối với thu nhập, không phân biệt mức tăng này ở các trình độ khác nhau: Ví dụ, lợi suất tăng 1 năm đào tạo từ 3 năm lên 4 năm giống như tăng 1 năm đào tạo từ 12 năm lên 13 năm. Ưu điểm của mô hình GAM được thể hiện ở sự thay đổi giá của số năm đào tạo (trục Ox) đối với thu nhập. Đối với lao động có từ 1 đến khoảng 10 năm đào tạo, lợi suất của đầu tư giáo dục có xu hướng dương và tăng đều (có xu hướng tuyến tính). Sau khoảng 10 năm đào tạo, lợi suất của đầu tư giáo dục có tăng nhanh hơn so với giai đoạn trước (thể hiện ở rõ xu hướng phi tuyến và khác biệt so với giai đoạn trước). Đối với lao động có số năm đào tạo trên 18 năm, lợi suất thu nhập tiếp tục tăng nhưng mức thu nhập theo giờ có sự phân hóa khá lớn. Số 300 tháng 6/2022 50
Hình 5: Mối quan hệ giữa thu nh và số nă đào tạo từ mô hình GA h hập ăm ừ AM Nguồn: Tác giả tính toán từ bộ số liệu mức sốn Dân cư 20 – 2020. ố ng 014 5. Kết luận Nghiên cứu phân tích ảnh hưởng của giáo dục tới thu nhập theo giờ của người lao động làm công ăn lương tại Việt Nam trong quả hồi quy hàm trơn s(Y educ 2020 trên bộ số liệu mức< 0,001 trong tất cả các nă số Mô Hình 4 có kết các h năm 2014, 2016, 2018 và có mức ý ng c) ghĩa p-value sống Dân cư. Sử dụng một và g ăm công cụ thống động của số chúng tôitạo khôngmối quan đáng k tuyến giữa sốmô hình (3), Bảng 2 nhập. suất xu hướng tác kê hiện a năm đào tìm thấy tha đổi hệ phi Trong khi năm đào tạo và thu là lợ Lợi đại, ay kể. i , ợi suất của đầu tư giáo dục đối với và tương đối ổn định đối với ức tăng này ở các 10 nămộđào tạo, sau V dụ, của tăng 1 năm đào tạo dương thu nhập, không phân biệt mứ động có dưới trình độ khác nhau: Ví lợi o lao đó lợi suất tă hơn. Đặc biệt, đối 3 năm lên 4 năm giống như tạo cao năm đào năm) thì thu nhập có xu hướng ăng 1 năm đào tạo từ với lao động có số năm đào tăn 1 (trên 18 tạo từ 12 nă lên 13 năm Ưu suất tăng cao o m ng o ăm m. bất bình đẳng nhiềuGA Các yếu tốhiện ở có tác động có ýcủa số thốngđào đến (trục Ox) như với thu nhập. điểm của mô hình hơn. được thể hkhác sự thay đổi giá nghĩa năm kê tạo thu nhập) đối giới tính, nơi AM y a sống,với la động có từ 1 đến khoản tôi chỉ ra đào độnglợi suất của đầu tư gđược đào tạo có xu hướng tăng Đối dân ao Nghiên ừ của chúng 10 năm lao tạo, làm công ăn lươnggiáo dục có x hướng dươ và tộc. cứu ng o t xu ơng tăng các năm xu hướngđặc biệttính) Sau khoảng 10 năm đào tạo, lợi suấ trở lên. Tuy giáo dục cótrạng trong đều (có gần đây, tuyến là lao động có trình độ cao đẳng và đại học của đầu tư nhiên, hiệnó tăng ). g o ất ư khó tìmhơn so với giai đoạn trước (t thiếu ở rõ xu hướng phyêu cầu và kh việc trong vớ giai đoạn tr nhanh việc làm sau quá trình đào tạo, hiện kĩ năng đáp ứnghi tuyến công biệt so bối cành cách rước). n thể hác ới mạng Đối với la động có số năm đào tạo trên 18 năm lợi suất thu nhập tiếp tục tăng nhưng mức thu nhập theo ao ố o m, c p công nghiệp 4.0 cũng đưa đến nhiều rủi ro cho người đầu tư giáo dục (Hà & cộng sự, 2018). giờ có sự phân hóa khá lớn. á Nghiên cứu của chúng tôi ủng hộ và cung cấp thêm các bằng chứng khoa học phục vụ các chính sách phát triển giáo ận nguồn nhân lực và quá trình hội nhập quốc tế của Việt Nam. Giáo dục có tác động tích cực 5. Kết luậ dục, đến thu nhập người tích động. Đặc biệt, giáo dục trình thucao cần nên giờ củ người lợi ích củalàmnềnng ăn Nghiên cứ phân lao ảnh hưởng của giáo dục tới độ nhập theo đượcủa tư vì lao động cả cô kinh ứu c p đầu tế và của người Nam tro Chính sách tiền lương đối với lao động cóbộ số l đào tạosốngvà chất lượng cao lương tại Việt lao động. các năm 2014, 2016, 2018 và 2020 trên số năm mức lớng Dân cư. Sử dụng ong 2 0 liệu ử một số cô thiện để người lao đại, chúng tôi côngthấy mối qu hệ phi tuy giữa số n ông cụ thống kê hiện động yên tâm tìm tác. cũng cần cải c m uan yến năm đào tạo v thu và nhập. Lợi suất của đầu tư giáo dục dương và tươ đối ổn địn đối với lao động có dưới 10 năm đà2 tạo, u ơng nh o ào Nghiên cứu của chúng tôi có một số hạn chế do sử dụng số liệu có sẵn (số liệu thứ cấp). Hệ số R hiệu sau đó lợi suất tăng cao hơn. Đặc bi đối với la động có số năm đào tạo cao (trên 18 năm) thì thu nhập i o iệt, ao ố o 8 u chỉnh có xu hướng giảm qua nhiều hơ cho thấy ngày càng thêm các nhâný ng thể tác độngđến thu nhậ như có xu hướ bất bình đẳng ớng đ các năm, Các yếu tố khác có tác động có tố có thống kê đến thu nhập mà ơn. c ghĩa ê ập nghiên cứu của chúng tôi không quan sát của chún các biếnra l hưởng làm công ăn lươn được đàodo các giới tính, nơi sống, dân tộc. Nghiên cứu được. Về tôi chỉ ảnh động đến thu nhập có ng bị thiếu t có n n ng lao thể tạo biếnhướng tăng trong tính chất côngđây, đặc biệt làgian,động vụ, trình thờica đẳng và đạkĩhọc trở lên Tuy xu về kinh nghiệm, các năm gần đviệc (bán thời lao thời c toàn độ gian) hay cácại năng của n. có ao người lao động (như trình độ ngoại ngữ) chưa được trìnhvào mô hình. Chúng tôi đá ứng yêu cầ công việc trong nhiên, hiệ trạng khó tìm việc làm sau quá đưa đào tạo, thiế kĩ năng chưa đánh giá ầu tác động của ện t h ếu áp được giáo cànhtới laomạng cô nghiệp 4.0 cũng đưa đế nhiều rủi r kinh doanh đầu tư giáo d đối với các ng sự, bối dục cách động trong lĩnh vực 0 c ông nông nghiệp ến tự sản xuất cho người dịch vụ, hoặc (Hà & cộn và ro dục nhóm 2018). thấp. Đây là các đối tượng dễ bị tổn thương hơn trong bối cảnh hội nhập và đặc biệt là dịch bệnh thu nhập COVID-19 trongchúng tôi gần đây. à cung đó, các nghiên cứu chứng khoa h mô hình hồi quy phân h phát Nghiên cứ của các năm ủng hộ và ứu Trong cấp thê các bằng về cực trị (như phục vụ c chính sách sẽ êm học các vị) cung cấp thêm bằng chứng đối với các nhóm hội nhập quốc nhau. Về giả thuyết mô dục có tác động tíc liệu triển giáo dục, nguồn nhân lực và qu trình thu n n uá nhập khác tế c Việt Nam Giáo hình,ó sử dụng số cực của m. do ch chéo thu nhập người lao cứu có Đặc bị chệch do ảnh hưởng của vấn đề nội ược đầu tư vì lợinghiên cứu tiếp đến nên n quả nghiên động. thể biệt, giáo dục trình độ cao cần nên đư kết o sinh. Từ đó, các ích của c nền cả theo sử dụng biến côngl cụ động. Ch mảng có n lươngthiệnv lao động có số năm đ cùng, nghiên chất kinh tế và của người lao trên số liệu sách tiền cải đối với các ước lượng. Cuối tạo lớn và cứu à hính thể được đào à của chúng tôi có cần cải thiện để ngư công cụ thống kê công tức mô hình GAM, tuy nhiên theo hiểu biết lượng cao cũng đóng góp về sử dụng lao động yên tâm mới, tác. o i ười y của tác giả, một số kỹ thuật thống kê sử dụng đốiovới mô hình tuyến tính chưa đượcthứ c cứu đối vớihiệu Nghiên cứ của chúng tôi có một số hạn chế do sử dụng số liệu có sẵn ( liệu nghiên Hệ số R2 mô ứu g s (số cấp). hình GAM, như lựa giảm qua các nă qua phươngngày càng thê các nhân tố có thể tác động đến thu nhập chỉnh có xu hướng chọn biến thông cho thấy npháp Heckman Selection (Puhani, 2000). Ước lượng mô x ăm, êm u hình nghiên đã tích hợpúng tôisố điều tra (sampling weights) biế ảnh hưởng đến cứu nhập có điểm phức tạp mà GAM cứu của chú n trọng không quan sát đượ Về các nhưng chưa nghiên thu các p thể bị thi do g ợc. ến g đặc iếu các biến về kinh nghiệ tính chất công việc (bá thời gian, thời vụ, toàn thời gian) hay các kĩ năn của v ệm, án n ng Số 300lao động (như tr độ ngoại ngữ) chưa được đưa vào mô hình. Ch người tháng 6/2022rình i đ 51 húng tôi chưa đánh giá đượ tác ợc động của giáo dục tới lao động tron lĩnh vực nông nghiệp v tự sản xuấ kinh doanh dịch vụ, hoặ đối ng n và ất h ặc
của các điều tra phức tạp, như strata hay độ lệch tiêu chuẩn cụm (Cluster standard errors). Mô hình GAM có ưu điểm là đưa ra bẳng chứng phi tuyến về mối quan hệ trong lợi suất giáo dục và chúng tôi tìm được dáng điệu của hàm phi tuyến, tuy nhiên các phân tích tìm ra tác động tăng giáo dục thêm 1 năm tại từng số năm đào tạo cụ thể của người lao động thì không trực quan như mô hình log-tuyến tính và cần thêm các tính toán cụ thể. Phương pháp ước lượng của mô hình GAM và các hàm trơn được sử dụng cũng phức tạp và đòi hỏi nhiều kỹ thuật tính toán hơn so với ước lượng bằng phương pháp bình phương tối thiểu. Tiêu chuẩn chéo sử dụng để so sánh ước lượng của mô hình GAM và mô hình tuyến tính cũng tốn nhiều chi phí về thời gian tính toán do số lần lặp lớn. Các nghiên cứu bổ sung về tác động của giáo dục đối với các đối tượng trên là cần thiết để có các chính sách hợp lý về đào tạo và phát triển nguồn nhân lực, đảm bảo công bằng thu nhập và công bằng xã hội. Ghi chú: 1.Tác giả sử dụng cụm từ trong bài báo là “revealed performance test”, tuy nhiên, tác giả cũng bình luận bản chất của phương pháp này là Cross-validation. Do đó, chúng tôi sử dụng cụm Cross-validation trong bài báo này vì thuật ngữ này quen thuộc hơn. 2.Phân tích tác động của mô hình GAM theo quy ước thông thường, tức là phải giữ các nhân tố khác không thay đổi. Trong trường hợp thay đổi đặc điểm cá thể, đồ thị hàm trơn sẽ tịnh tiến theo trục 0y nhưng hình dáng hàm sẽ không thay đổi. Tài liệu tham khảo Anh, T., Tran Quang, T., Tran The, N., & Nguyen Thi, H. (2020), ‘The role of education in the livelihood of households in the Northwest region, Vietnam’, Educational Research for Policy and Practice, 19(1), 63–88. https://doi. org/10.1007/s10671-018-9242-6 Arcand, J. L., D’Hombres, B., & Gyselinck, P. (2005), ‘Instrument choice and the returns to education : New evidence from Vietnam’, Revue Economique, 56(3), 563–572. https://doi.org/10.3917/reco.563.0563 Benjamin, D., Brandt, L., & McCaig, B. (2017), ‘Growth with equity: income inequality in Vietnam, 2002–14’, Journal of Economic Inequality, 15(1), 25–46. https://doi.org/10.1007/s10888-016-9341-7 Doan, T. (2011), ‘Labour Market Returns to Higher Education in Vietnam’, SSRN Electronic Journal, https://doi. org/10.2139/ssrn.1812533. Doan, T., Le, Q., & Tran, T. Q. (2018), ‘Lost in transition? Declining returns to education in Vietnam’, The European Journal of Development Research, 30(2), 195-216. Glewwe, P., & Patrinos, H. A. (1998), The role of the private sector in education in Vietnam, https://doi.org/10.1596/0- 8213-4167-7 Hà, T. T. T., & Hương, N. T. L. (2018), ‘Giáo dục-đào tạo với thị trường lao động trong bối cảnh Cách mạng công nghiệp lần thứ tư’, Tạp chí khoa học giáo dục Việt Nam, Số 01, tháng 01/2018, http://vjes.vnies.edu.vn/sites/ default/files/bai_so_7_-_so_1.thang_01_.2018.pdf Hastie, T., & Tibshirani, R. (1987), ‘Generalized additive models: Some applications’, Journal of the American Statistical Association, 82(398), 371–386. https://doi.org/10.1080/01621459.1987.10478440 Henderson, D. J., & Souto, A. C. (2018), ‘An introduction to nonparametric regression for labor economists’, Journal of Labor Research, 39(4), 355-382. https://doi.org/10.1201/9781315370279 ILSSA & ILO. (2018), Labour and Social Trends in Viet Nam 2012–2017. McGuinness, S., Kelly, E., Pham, T. T. P., Ha, T. T. T., & Whelan, A. (2021), ‘Returns to education in Vietnam: A changing landscape’, World Development, 138, 105205. Mincer, J. (1974), Schooling, Experience, and Earnings, Human Behavior and Social Institutions. ERIC. Ngô, T. N., Đàm, T. T. T., Nguyễn, T. T. M., & Trịnh, T. H. (2021), ‘Nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến việc chi tiêu giáo dục của hộ gia đình tại các tỉnh đồng bằng sông Hồng’, TNU Journal of Science and Technology, 226(04), Số 300 tháng 6/2022 52
53–61. Nguyễn Hữu Dũng & Nguyễn Ngọc Thuyết (2015), ‘Suất sinh lợi từ đầu tư cho giáo dục tại Việt Nam. Tạp Chí Phát Triển Kinh Tế Châu Á’, 26(5), 60–75. Nguyen Viet, C. (2017), ‘Do minimum wages affect firms’ labor and capital? Evidence from Vietnam’, Journal of the Asia Pacific Economy, 2(22), 291–308. Patrinos, H. A. (2016), Estimating the return to schooling using the Mincer equation, IZA World of Labor. Puhani, P. (2000), ‘The Heckman correction for sample selection and its critique’, Journal of economic surveys, 14(1), 53-68. Racine, J. S., & Parmeter, C. F. (2012), Data-driven model evaluation: a test for revealed performance, Citeseer. Tổng cục thống kê (2019), Kết quả Khảo sát mức sống dân cư Việt Nam năm 2018, NXB thống kê. Van Vu, H. (2020), ‘The impact of education on household income in rural Vietnam’, International Journal of Financial Studies, 8(1), https://doi.org/10.3390/ijfs8010011 Wood, S. N. (2001), ‘mgcv: GAMs and generalized ridge regression for R’, R News, 1(2), 20-25. Wood, S. N. (2017), ‘Generalized additive models: An introduction with R, second edition’, In Generalized Additive Models: An Introduction with R, Second Edition, Số 300 tháng 6/2022 53